本文關(guān)鍵詞：國際貿(mào)易、工資剛性和勞動收入份額，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

南 開 經(jīng) 濟 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES

2012 年 第 4 期 No.4 2012

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國際貿(mào)易、工資剛性和勞動收入份額
趙秋運 魏下海 張建武*
摘 要：本文試圖為理解當前勞動收入份額的持續(xù)下降提供一個新的視角。在一個 統(tǒng)一的理論分析

框架下， 研究國際貿(mào)易、 工資剛性與勞動收入份額的關(guān)系。通過一個理論 模型表明， 國際貿(mào)易會提高世界水平的勞動與資本之間的替代彈性， 工資剛性促使要素在 部門間重新配置， 這使得這種影響進一步惡化。利用 1995—2007 年間中國省際面板數(shù)據(jù) 的經(jīng)驗研究， 確認了上述理論預(yù)期， 也即國際貿(mào)易對勞動收入份額具有顯著的負面影響， 工資剛性進一步惡化了這種影響。即便在控制其他潛在的影響勞動收入份額的各種因素 后， 上述結(jié)論仍是顯著且穩(wěn)健的。 關(guān)鍵詞：國際貿(mào)易；勞動收入份額；工資剛性

一、引言與文獻述評
與經(jīng)濟增長和貿(mào)易全球化的突出表現(xiàn)相比， 中國勞動收入份額自 20 世紀 90 年代 中期以來處于持續(xù)下降的通道(趙俊康， 2006； 羅長遠， 2008； 白重恩和錢震杰， 2009； 白 重恩和錢震杰，2010；李稻葵等 2009)， 根據(jù)羅長遠和張軍(2009)的研究， 我國勞動收 入份額由 1993 年的 52.9%下降到 2007 年的 39.7%。國際貿(mào)易方面， 中國經(jīng)濟的貿(mào)易自 由度逐漸提高， 1993—2007 年間， 中國的外貿(mào)依存度已由 30.5%上升至 63.4%(如圖 1)。 特別地， 自 2001 年加入 WTO 之后， 勞動收入份額下降更為明顯。 這種情況既與經(jīng)典的 比較優(yōu)勢理論相悖， 又與世界各國普遍分配規(guī)律相去甚遠。 如果任由勞動收入份額繼續(xù) 降低，將會導(dǎo)致收入差距進一步擴大， 消費不足， 社會保障負擔加重以及勞動沖突(王 舒鴻， 2012； 黃乾和魏下海， 2010)。 既有文獻已對這一特殊現(xiàn)象的成因進行了剖析。 眾多學(xué)者采用各國橫截面、 時序或 面板數(shù)據(jù)對國際貿(mào)易與勞動收入份額的關(guān)系進行經(jīng)驗研究，其結(jié)論大多支持國際貿(mào)易
* 趙秋運，華南師范大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院(郵編：510006)，E-mail：fuyunshuangquan@163.com。魏下海，華南師范大
學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院(郵編：510006)，E-mail：xiahaiwei2005@126.com。張建武，華南師范大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院(郵編： 510006)，E-mail：zjw0993@126.com。本文得到教育部人文社會科學(xué)研究一般項目“人口年齡結(jié)構(gòu)變化與勞動收入 份額：理論、模型及實證研究”(11YJC790202)、華南師范大學(xué)研究生科研創(chuàng)新基金資助(2012kyjj202)、廣東省軟 科學(xué)項目“技術(shù)勞動力短缺與人力資本激勵問題研究：以珠三角為例”(2011B070300091)、廣東省人文社科重點研 究基地重大項目“廣東勞動力市場：微觀機理與宏觀績效”(06ZDXM790008)、廣東省高校學(xué)科建設(shè)創(chuàng)新團隊重大 項目“正式制度、非正式制度與經(jīng)濟治理的機制研究”(051500020100925)以及中央高�；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金項 目(NKZXB10043)研究資助。作者感謝黎富森、黃佳祥、黃仟、董倩、曹玥以及胡巧玉等人的建設(shè)意見。本文工作 底稿曾在第 87 期華南經(jīng)濟論壇上宣講，感謝劉愿、楊杰、王宋濤等人的有益評論。本文曾在中青年改革開放論壇(莫 干山會議)主題大會上進行宣講，感謝高世楫、常修澤、石小敏、郭晗等人的有益評論和啟發(fā)。當然，文責自負。

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對勞動收入份額的負向效應(yīng)(邵敏， 2011； 邵敏和黃玖立， 2010)， 但也有一些文獻研究了 其正向效應(yīng)(唐東波和王潔華， 2011；唐東波， 2011； 肖文和周明海， 2010)。 這些文獻無 疑深化了我們對國際貿(mào)易與勞動收入份額之間關(guān)系的理解，但這些文獻對此問題的回 答遠遠尚未完備，更加深入以及從不同視角對此問題進行拓展和深化是必不可少的。

數(shù)據(jù)來源：羅長遠和張軍(2009)以及《中國統(tǒng)計年鑒》

圖1

1993 年以來我國勞動收入份額和國際貿(mào)易的變化趨勢

不同的是， 本文關(guān)注在國際貿(mào)易背景下工資剛性對勞動收入份額的影響。 筆者閱讀 所及以往的文獻都無一例外地忽略了工資剛性的存在性， 而由于中國經(jīng)濟恰好處于經(jīng) 濟轉(zhuǎn)軌期， 政府法律、 管制的存在導(dǎo)致了勞動力市場工資剛性的存在(stiglizt， 2000； 陳 冬華等， 2010； 龔剛和楊光， 2010)。 這顯然難以解釋當前中國的經(jīng)濟問題， 更不能解釋 中國現(xiàn)階段勞動收入份額下降的現(xiàn)象。 尤其是國際貿(mào)易背景下， 工資剛性對勞動收入份 額的影響機制和傳導(dǎo)路徑， 更缺乏相關(guān)的實證研究。 目前， 僅有方軍雄(2011)、 唐東波 (2011)、 唐東波和王潔華(2011)以及 Decreuse 和 Maarek(2011)考察了工資剛性對勞動 收入份額的影響。 這些文獻缺乏工資剛性對于勞動收入份額影響的定量分析和經(jīng)驗檢 驗。 促使本文探討這一問題的最初動力源于， 我們對一些看似不相關(guān)且矛盾現(xiàn)象的重新 認識， 且發(fā)現(xiàn)這些現(xiàn)象在時間上是耦合的。 眾所周知， 自上世紀 90 年代開始， 中國的對 外貿(mào)易發(fā)展迅速， 正逐步融入全球化過程中。 在 20 世紀 90 年代甚至一度出現(xiàn)了貿(mào)易雙 順差的現(xiàn)象， 貿(mào)易發(fā)展如此迅速卻伴隨著勞動收入份額下降的局面， 這似乎背離了經(jīng)典 的貿(mào)易理論。 與此同時， 自上世紀 90 年以來， 在國民經(jīng)濟高速度增長的同時， 我國的失 業(yè)率持續(xù)上升并保持在一個較高的水平， 2001—2009 年年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率是改革開 ① 同時， 從行 放以來最高的 9 年 ，這表明中國經(jīng)濟增長吸收勞動力的能力呈下降趨勢。 業(yè)結(jié)構(gòu)來講， 資本密集型部門所占比重不斷上升， 勞動密集型部門卻不斷下降， 自 2003 年以后資本密集型部門每年以 20%以上的速度快速增長， 相對于勞動密集型部門僅為 ② 這些看似不相關(guān)且矛盾現(xiàn)象是否可以為我們研究國 10%～15%的增幅而言發(fā)展較快 。
① “十一五”時期以來，城鎮(zhèn)登記失業(yè)率雖有所下降，但仍維持在 4%以上的高位。 ② 中國過去 30 年發(fā)展歷程中是勞動密集型部門發(fā)展的更快，還是資本密集型部門發(fā)展的更快，李鋼、廖建輝和 向奕霓(2011)通過構(gòu)造勞動密集型指數(shù)來勞動密集型程度，研究發(fā)現(xiàn)勞動密集型指數(shù)從 1986 年的 109，下降 到 2009 的 100。

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際貿(mào)易影響勞動收入份額的機制提供一種新的視角 ，也為當前提升勞動收入份額提 供一種新的思路。 鑒于此， 我們對這些現(xiàn)象的解釋， 也即本文的影響機理如下： 在國際 貿(mào)易的背景下， 工資剛性促使要素在部門間重新配置， 重新配置的結(jié)果將導(dǎo)致資本密集 型部門的擴張， 勞動密集型部門收縮以及失業(yè)率高企。 這使得總體勞動收入份額下降 (如圖 2)。 本文的研究目的即在國際貿(mào)易的背景下， 研究工資剛性對勞動收入份額的影 響機理以使為全面認識勞動收入份額持續(xù)下降這一議題提供新的研究視角， 并能豐富 國際貿(mào)易和勞動收入份額的文獻素材。

圖 2 影響機理示意圖

二、理論分析
本部分我們首先推導(dǎo)要素積累和相對要素成本變化對勞動收入份額影響的一般 性結(jié)論。 其次， 介紹具有工資剛性的 Davis(1998)模型。 再次， 我們主要討論國際貿(mào)易背 景下， 工資剛性對勞動收入份額的影響。最后， 總體勞動收入份額變化的分解效應(yīng)。 (一) 資本密集度與勞動收入份額 假設(shè)經(jīng)濟中只生產(chǎn)一種產(chǎn)品， 該產(chǎn)品既可用于消費， 也可用于投資。 廠商在每個時 期租用勞動力和資本進行生產(chǎn)。 假設(shè)市場完全競爭， 則每種生產(chǎn)要素都按其邊際產(chǎn)品支 付報酬， 以及廠商出售所有產(chǎn)出。 完全競爭使得廠商獲得零利潤。 生產(chǎn)函數(shù)是一階齊次 的， 即生產(chǎn)的規(guī)模報酬不變， 根據(jù)歐拉定理， 有 Y＝L·MPL＋K·MPK。 故給定時期 t， 勞動 收入份額可表示為： wL ω = LS = (1) wL + rK ω + k w K ω = 為相對工資， k = 為資本集約程度， 也即人均 這里， w 為工資率， r 為利率， L r 資本存量或資本深化。 所以， 由式(1)可知， 勞動收入份額的變化是由 ω 和 k 共同決定的。 但是， 這些變量之間是相互聯(lián)系的。 Cobb 和 Douglas(1928)認為要素價格變化不會影響
① 這說明了在考察和關(guān)注貿(mào)易對勞動收入份額影響的同時，必須同時考慮其他制度因素對其產(chǎn)生的影響。

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勞動收入份額， 使用規(guī)模不變的 C-D 生產(chǎn)函數(shù)， 勞動收入份額始終是固定的， 并不隨資 本集約程度改變而改變。 當人們發(fā)現(xiàn)勞動收入份額的確存在跨時差異和跨國差異之后， 相關(guān)的研究就更多地使用了常替代彈性(CES)函數(shù)而不是 C-D 函數(shù)(羅長遠， 2008)。 假設(shè) ω 是給定的， 則資本集約程度與勞動收入份額成反比， 即： ?LSi ω =? <0 ?ki (ω + ki ) 2 (2)

由式(2)可以看出， 資本集約程度的提高會降低勞動收入份額， 也即資本深化會降 這意味 低勞動收入份額。 該結(jié)論包含兩層含義。 第一， 假設(shè) ω 在不同部門間是相同的。 著資本密集型部門比勞動密集型部門的勞動收入份額要低。 第二， 假設(shè)一些國家構(gòu)成了 一 一個自由貿(mào)易區(qū)， 根據(jù)要素均等化理論， 自由貿(mào)易會使得不同國家間的 ω 趨于相同。 國的勞動收入份額會隨著該國資本集約程度上升而下降。 我們可以將上述兩層含義表 述成如下一個命題。 命題 1： 隨著資本集約程度的上升或資本深化的加劇， 一個國家的勞動收入份額會 下降。 資本密集型部門的勞動收入份額相比勞動密集型部門較低。 ① 用 ω = ω (k ) 來表示。 因此， 因為相對工資與資本集約程度或資本深化呈正相關(guān)的 ， 任何相對工資的改變都會對勞動收入份額有兩種相反的效應(yīng)。 可得如下： 對式(1)兩邊關(guān)于 ω 進行求導(dǎo)， ?LS LS = (1 ? LS )(1 ? ε LK ) (3) ?ω ω 當且僅當替代彈性大于 1 時， 假定 ε LK = (dk / d ω ) /(k / ω ) S 是資本和勞動的替代彈性。 直觀上， 當相 勞動收入份額會隨著相對工資的上升而下降， 即當 ε LK > 1, 時?LS / ?ω < 0 。 對工資上升時， 公司會用資本替代勞動。 這種替代程度的大小用資本和勞動的替代彈性 ② 來表示 。 假設(shè) K 給定， 且勞動力需求函數(shù)為 L = L(ω ) ， 則對 k = K / L 兩邊關(guān)于 ω 求導(dǎo)可得： dk K dL =? 2 ? (4) dω L dω 因此， 替代彈性也可寫成： (dk / d ω ) (dk / d ω ) =? (5) (k / ω ) (L / ω) 也即：
?ε LK = η L

(6)

將式(6)代入式(3)可得如下： ?LS LS = (1 ? LS )(1+η L ) (7) ?ω ω η L = (dL / d ω ) /( L / ω ) 是關(guān)于相對工資的勞動力需求彈性。 當且僅當勞動力需 其中，
① 參見 Bruno 和 Paul(2011)的研究。 ② 根據(jù)經(jīng)典理論的觀點，當總產(chǎn)出滿足 Cobb-Douglas 函數(shù)時，勞動收入份額與相對要素成本無關(guān)。

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求彈性小于-1 時， 勞動收入份額隨著相對工資的上升而下降， 即當 η L <? 1, ?LS / ?ω 項 式< 0 。 綜上所述， 我們便有如下命題。 命題 2： 當資本與勞動的替代彈性大于 1 時， 勞動收入份額隨著相對工資的上升而 ?LS < 0。 下降， 即 ε LK > 1 時， 從另一方面來說， 當勞動力需求彈性小于－1 時， 勞動收入 ?ω ?LS 份額隨著相對工資的上升而下降， 即 η L < ?1 時， <0。 ?ω (二) 國際貿(mào)易和工資剛性對勞動收入份額的影響機理
Davis (1998) 在 HOS 模型下分析了工資剛性的影響。 在此， 首先介紹 HOS 模型。 其

各部門 假設(shè)條件： 有兩類國家 i = 1, 2, 兩種生產(chǎn)要素資本Ｋ和勞動Ｌ生產(chǎn)兩種最終產(chǎn)品。 兩國對產(chǎn)品的偏好相同， 但 規(guī)模報酬不變， 且兩類國家有相同的全要素生產(chǎn)率 (TFP) 。 國家 2 的要素稟賦為 ( K 2 , N 2 ) 。 兩國的要素稟賦不同。 設(shè)國家 1 的要素稟賦為 ( K1 , N1 ) ， 則世界水平的人均資本相對供給 國家 2 的資本比國家 1 的更豐裕， 即 K1 / N < K 2 / N 2 ， 國家 2 的產(chǎn)品市場和勞動力市場完全競爭， 而要素價格在國 為 k s = ( K1 + K 2 ) /( N1 + N 2 ) 。 家 1 中具有不完全彈性。 產(chǎn)品 1 是勞動密集型的， 其相對價格為 p = p1 / p2 (其中 p1 為勞 而 動密集型產(chǎn)品的價格)， 相對要素成本為 ω = w / r 。Davis 考慮了絕對工資剛性存在。 本研究只關(guān)注相對工資剛性， 即相對工資 ω = w / r 是固定的。Davis 模型包含了三個內(nèi) 有效資本集約程度 k； 國家１的就業(yè)量 L1 。 這三個變量可以表 生變量： 世界相對價格 p ； 示為： p = p (k ), p′ > 0 (8) ω = ω ( p), ω ′ > 0 (9) K L1 = ? N 2 (10) k 且 ω ( p(k )) ≥ ω ( p(k s )), k = ( K1 + K 2 ) /( N1 + N 2 ) ≥ k s 。 其中公式(8)代表赫克歇爾—俄林( Heckscher ? Ohlin )曲線 ( HO) ， 表明資本集約度 與 p 正相關(guān)。 根據(jù)羅勃津斯基(Rybczinshky)定理， 資本集約程度的上升會增加資本密 集產(chǎn)品的相對供給， 因而提高勞動密集產(chǎn)品的相對價格。 存在工資剛性的情況這一關(guān)系 整個經(jīng)濟體中 也成立。 式(9)為斯托爾珀—薩繆爾森( Stolper ? Samunelson )曲線 ( SS ) 。 的產(chǎn)品相對價格保持不變。 當這一價格上升時， 對勞動的相對需求上升， 從而相對工資 水平會上升。 根據(jù)要素均等化理論， 整個貿(mào)易經(jīng)濟體的相對工資都穩(wěn)定在該水平。 同理， 這一關(guān)系也可以反過來推導(dǎo)， 相對工資的上升意味著勞動密集型產(chǎn)品的相對價格上升。 隨著對資本的相對需求上升， 整個經(jīng)濟體中的就 式(10)是布萊徹( Brecher )曲線(BR)。 業(yè)量下降。 由于在國家 2 中工資變動是完全具有彈性的， 因此， 失業(yè)僅會發(fā)生在國家 1 中。 如圖 3 描述了該模型。 對于完全競爭的要素市場， 資本相對供給決定相對工資水平。 對于存在工資剛性的 情況則剛好相反。 假設(shè)國家 1 存在工資剛性， 不管其工資剛性以何種方式存在。 若國家 41

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圖 3 國際貿(mào)易和工資剛性影響勞動收入份額示意圖

1 最低相對工資水平為 ω ° 。 根據(jù)要素價格均等化理論， 最終會使所有自由貿(mào)易國家的工 此時， 并不會實現(xiàn)充分就業(yè)。 由 SS 曲線可以得到勞動密集型產(chǎn) 資都維持在 ω ° 水平上， 這一相對價格必須保持在整體水平。 在這一價格下， 由 HO 曲線表明 品的相對價格 p° 。 對資本密集型產(chǎn)品的相對需求要大于充分就業(yè)情況下的相對供給。 因此， 對資本的相對 s 最后， 由 BR 曲線得到國家 1 的就業(yè)量 L1。 當相對工資剛性上 需求 k ° 大于相對供給 k 。 升， 或者當全球化使得更多的國家加入到國際貿(mào)易中來時會發(fā)生什么樣的變化呢？ ω 的上升會降低資本密集型產(chǎn)品的相對價格， 因而會增加對資本的相對需求。 國家 1 的就 業(yè)量會下降， 而國家 2 仍充分就業(yè)。 隨著經(jīng)濟全球化， 更多的國家或地區(qū)會參與到國際 會使 N 2 增加。 BR 曲線向左 貿(mào)易的進程中， 若最低相對工資 ω ° 維持在世界水平上不變， 上方移動會使國家 1 的就業(yè)進一步惡化為 L1 ' 。 (dK 2 , dN 2 ) > 0 下面的結(jié)論概括了上述 HOS 模型的推論： 令 dω 表示相對工資剛性， 表示全球化進程中國家 2 的資本和勞動的增加量。 通過前面的分析我們可以得出如下命題。 命題 3： 工資剛性的增加會提高國家 1 的資本相對需求以及降低國家 1 的就業(yè)水 平， 即： dL dk > 0, 1 < 0 (11) dω dω 全球化能促使資本的相對需求上升， 這會進一步 命題 4： 在假定 ω 給定的條件下， 導(dǎo)致勞動收入份額的下降。 換言之， 當資本的相對供給下降后仍高于世界水平時， 全球 化作用的擴大會導(dǎo)致資本集約程度上升， 國家 1 的就業(yè)下降， 即當且僅當 dK 2 / dN 2 < k , dk1 > 0, dN 2 > 0 時 dLS1 < 0 。 總之， 國際貿(mào)易會加重具有工資剛性的國家失 業(yè)和惡化該國勞動收入份額。 而在勞動力市場完全競爭的國家不存在這種關(guān)系。 命題 5： 國際貿(mào)易會提高世界水平的勞動與資本之間的替代彈性， 從而導(dǎo)致國家 1 -1 的勞動收入份額的下降。 即當世界水平的資本和勞動的替代彈性大于 [O( K , N 2 , k )] 時， (dk / d ω ) 1 相對工資剛性會導(dǎo)致勞動收入份額的下降， 即當且僅當 ≥ = (k / ω ) O( K , N 2 , k ) 42

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K ? N2k 時： K

dLS1 <0 dω (五) 總體勞動收入份額分解

(12)

國際貿(mào)易和工資剛性會改變總體勞動收入份額。 勞動收入份額的總體變化可反映 部門內(nèi)部和部門之間的變化。 一般來說， 總體勞動收入份額可以分解如下為： εKL >1 (13)

φit = PY 總體勞動 這里， i 表示部門或公司， t 表示年份。 i it / PYt 為部門 i 的相對產(chǎn)出， 收入份額的波動可以分解為兩部分： ω (dki / d ω ) / ki = 1 (14)
特別地， 我們可以把一個國家的部門分為勞動密集型部門和資本密集型部門， 其分 解如下： dLSi =0 (15) dω φa = ( paYa ) /( paYa + pbYb ) 為總產(chǎn)出中資本密集型部門的份額，p = pa / pb 為相 其中， 對價格，y = Ya / Yb 為相對產(chǎn)出， 則 φa = py /( py + 1) 。 我們先考慮工資剛性的邊際增加對勞動收入份額的影響。 我們可得： dLSa dLSb dLS1 dφa = ( LS a ? LSb ) + φa + (1 ? φa ) (16) dω dω dω dω dφa / d ω ( LSa ? LSb ) 為結(jié)構(gòu)效應(yīng)， φa dLSa / dLSb + (1 ? φa )dLSb / d ω 為部門內(nèi)效應(yīng)。 其中， 國際貿(mào)易和工資剛性對勞動收入份額的影響也可從此兩方面來進行分析： 羅勃 我們來分析下結(jié)構(gòu)效應(yīng)。 工資剛性的增加會導(dǎo)致資本集約程度需求 k1 的增加。 津斯基(Rybczinshky)定理表明要素稟賦的相對增加會導(dǎo)致資本密集型部門的擴展， 以 及勞動密集型部門的收縮。 即， 工資剛性增加， 要素會向著資本密集型部門進行再分配， k = K / L 比率上升， 從而導(dǎo)致相對產(chǎn)出 y 上升， 即 dy / d ω > 0, dφa / d ω > 0 。 同時， 當存在 會使得資本密集型產(chǎn)品的相對價格 p 下降， 我們將其稱之為價格效應(yīng)。 價 工資剛性 ω ， 可以看出， 這兩種效應(yīng)作用方向正好相反， 其相對 格效應(yīng)使得 dp / d ω < 0, 即dφa / d ω < 0 。 強 度 大小取決 于 偏 好、 技術(shù) 和貿(mào)易全球化水平。隨著一國開 放 貿(mào)易， 羅勃津斯基 (Rybczinshky)效應(yīng)影響會更強， 即資本密集型部門份額更可能增加。 ?LS / ?ω < 0 。 在 Cobb-Douglas 現(xiàn)在， 考慮部門內(nèi)效應(yīng)， 由命題 2 可得， 當 ε K L > 1 時， 即意味著 dLSi / d ω = 0 。 因此， 總體勞動收入份額 情況下， 替代彈性 (dki / d ω ) /(ki / ω ) = 1 。 的改變只取決于部門間份額的改變。 當偏好可以對數(shù)線性化時， 封閉經(jīng)濟體國家的羅勃 津斯基(Rybczinshky)效應(yīng)正好可以抵消價格效應(yīng)， 而在發(fā)生國家貿(mào)易時， 羅勃津斯基 (Rybczinshky)效應(yīng)會增強， 使得該效應(yīng)大于價格效應(yīng)。 所以， 封閉經(jīng)濟體國家的勞動收 入份額為常數(shù)， 而開放經(jīng)濟國家的勞動收入份額則遞減。 利用同樣的原理， 我們可以分解國際貿(mào)易對勞動收入份額的影響。 考慮到 N 2 的邊 43

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際增加， 我們可以得到： LS a , LSb

(17)

上式中， 得知 dLS1 / dN 2 < 0 ， 而特定部門勞動收入份額不變， 即 dLSi / dN 2 = 0, i = a, b 。 ω 和 p 都保持不變， 資本密集型特定部門也不變化， 這就意味著 LSa , LSb 都不變。 的確， 這樣總體勞動收入份額的變化完全是由于部門間要素的重新配置來決定的。 由于相對 要素價格的剛性， 資本密集型部門中相對價格 p 保持不變。 羅勃津斯基(Rybczinshky) 綜上所述我們便有如下命題。 效應(yīng)意味著資本密集型部門份額 φa 會增加。 命題 6： 在國際貿(mào)易背景下， 工資剛性促使要素在部門間重新配置， 重新配置的結(jié) 果是資本密集型部門的擴大， 勞動密集部門收縮。 這使得總體勞動收入份額下降。 所以， 總體勞動收入份額的波動是要素在部門內(nèi)和部門間重新分配的結(jié)果。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)說明
根據(jù)第二部分的討論和提出的命題， 我們給出如下的實證研究模型： LSit = α1 + α 2 Tradeit + α 3WRit + α 4 Z it + μi + ε it (18)

其中， Trade 度量貿(mào)易開放度， 在貿(mào)易開放度的變量選取上， 許多文獻采取了不同的 方法。 在此， 我們借鑒羅長遠和張軍(2009b)、 邵敏和黃玖立(2010)、 張莉等(2012)、 白 重恩和錢震杰(2009)等貿(mào)易變量的選擇方法， 選取一個國家的貿(mào)易總額占 GDP 的比重 來表示。 WR 為工資剛性的衡量指標， 在對勞動力市場剛性的度量方面， 由于勞動力市 場剛性的來源有多種， 因此度量方法也有多種。 Forteza 和 Rama(2001)詳細分析了最低 工資法、 勞動保險參與、 工會組織以及政府部門勞動力占比等多種勞動力市場剛性來源 指標對經(jīng)濟增長的影響， 發(fā)現(xiàn)起顯著作用的只有工會組織以及政府部門勞動力占比兩 個變量。 具體到我國的情況， 二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)特征的存在導(dǎo)致是我國勞動力市場存在多元 分割的現(xiàn)象(余官勝， 2012)， 而這種分割主要體現(xiàn)在體制內(nèi)的勞動就業(yè)和體制外的勞動 就業(yè)， 體制內(nèi)的勞動力雇傭和解雇的成本較高， 且具有較高的工會參與程度， 因此剛性 較高； 而體制外的勞動力就業(yè)則較多遵循市場原則， 剛性程度較低。 基于此， 本文參照 余官勝(2012)的方法， 選取國有企業(yè)和政府部門勞動力占比以及工會會員占勞動力的 比重兩個變量度量勞動力市場剛性程度， 分別采用 ELP 和 ELS 表示。 控制變量為 Z， 是影響勞動收入份額差異及其變化的控制變量。 根據(jù)已有文獻， 我 們考 慮 如下影響勞動收入份額的 變 量 ： 資本 產(chǎn) 出 比 (K/Y) ， 人 力資本 (H) ， 政府 支 出 K/Y 為資本產(chǎn) (Gov)， 外商直接投資(FDI)， 勞動生產(chǎn)率(GL)。 這里需要特殊說明的是， 出比， 表示資本深化。 在給定相對要素價格下， 羅勃津斯基(Rybczinshky)定理認為資本 集約程度的增加會提高資本部門的份額， 這會導(dǎo)致勞動收入份額的下降。 這里我們并沒 有考慮用資本勞動比， 理論上資本勞動比可以衡量單位有效勞動的。 但是， 這必須要求 ① 在新古典經(jīng)濟學(xué)分析框架中， 資本產(chǎn)出比是影響 資本為勞動增進型技術(shù)變革才可以 。
① Bruno 和 Paul(2011)。

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勞動報酬占比的重要因素， 一些實證研究也驗證了這點(Bentolia 和 Saint-Paul， 2003； 白重恩、 錢震杰， 2009； 羅長遠、 張軍， 2009b)。 通常用實際資本存量與實際 GDP 的比值 ① 按 (資本產(chǎn)出比)來刻畫。 為此我們參考了張軍等(2004)對資本存量 的方法進行測算。 照 Bentolina 和 Saint-paul(2003)K/Y 系數(shù)的符號與勞動與資本的替代彈性有關(guān)。當兩 勞均資本 K/L 增加，勞動收入份額上升； 反之， 如果兩種要 種要素互補時， 即 σ < 1 時， 勞均資本 K/L 減少， 勞動收入份額下降。 素替代時， 即 σ > 1 時， 為了考察國際貿(mào)易與工資剛性對勞動收入份額的交互影響， 我們在回歸模型中加 其表示工資剛性和貿(mào)易全球化對勞動收入份額的交互影響。 入 Trade *WR 的交互項， 本文使用的數(shù)據(jù)是中國 1995—2007 年省際面板數(shù)據(jù)。 為保持數(shù)據(jù)口徑的相對一致 性， 西藏不包括在內(nèi)， 重慶則與四川合并， 一共有 29 個省市區(qū)。 除非特別指出， 本文所 使用的數(shù)據(jù)均來自于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、 《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史 資料 ： 1952—1995》、 《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、 《中國統(tǒng)計年鑒》以及各省市《統(tǒng)計年 鑒》 。 本文所涉及變量、 定義以及部分主要變量的描述性統(tǒng)計見表 1。
表 1 變量定義和統(tǒng)計描述
變量 LS Trade ELP ELS K/Y Gov FDI GL H 定義 勞動收入份額 國際貿(mào)易占比 國有企業(yè)和政府與勞 動力之比 工會會員與勞動力之比 資本-產(chǎn)出比 政府支出 外商直接投資 勞動生產(chǎn)率 人力資本 觀測數(shù) 377 377 377 377 377 377 377 296 377 均值 3.90 －2.36 －0.78 －0.01 0.24 －2.06 －3.96 －4.30 13.94 標準差 0.17 1.62 0.35 0.39 0.37 0.40 1.14 1.01 7.70 最小值 3.45 －9.29 －2.00 －0.91 －0.60 －3.13 －7.31 －9.45 1.65 最大值 4.26 0.68 0.65 1.57 0.99 －1.02 －1.53 －1.54 30.13

注：對以上變量已經(jīng)取對數(shù)。

四、實證結(jié)果與討論
(一) 基本估計結(jié)果 表 2 報告的是采用不同方法估計工資剛性對勞動收入份額的影響效應(yīng)。 首先采用 不加入任何控制變量的估計模型， 即表 2 中第(1)—(4)列， 分別利用混合 OLS、 固定效 應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型方法對方程(18)進行的估計結(jié)果。 可以發(fā)現(xiàn)核心解釋變量估計
① 關(guān)于資本存量計算， 借鑒張軍等(2004)的做法， 采用通用的永續(xù)盤存法來度量， 公式為： K t = (1 ? δ ) K t ?1 + I t / Pt ， 其中， Kt 表示第 t 年年末實際資本存量， Kt-1 表示上一年年末實際資本存量， It 表示第 t 年名義投資， Pt 為固定 資本投資價格指數(shù)， δ 表示折舊率。 在實際計算過程中， 我們將各省份的實際折舊率假定為 5％。2004 年以前 各省區(qū)固定資本投資平減指數(shù)主要用固定資本形成指數(shù)計算得到， 2005—2007 年按照《中國統(tǒng)計年鑒》中各 省固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)計算。

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結(jié)果的符號基本符合預(yù)期。 國際貿(mào)易對勞動收入份額具有顯著的抑制作用。 工資剛性指 標 ELP 和 ELS 為負， 其中 ELP 并不顯著， 這說明國企和政府部門的勞動力就業(yè)受國際 貿(mào)易的影響較小。 而 ELS 顯著為負， 這與我們前面的命題 3 相契合。 三種估計方法一致 得到工資剛性對勞動收入具有顯著的惡化作用。 進一步地， 我們加入一系列的控制變量 (K/Y， FDI， Gov， H， GL)以驗證估計的穩(wěn)健性， 見表 2 中第(5)—(8)列。 結(jié)果表明， 這 些控制變量對勞動收入份額整體有解釋作用， 且符號大都符合預(yù)期， 而我們所關(guān)注的工 資剛性的估計系數(shù)在各種估計中變化不大。 總體而言， 在 8 個估計模型中， 工資剛性的 估計系數(shù)都為負， 且達到 10%顯著水平。 其中， 反映資本深化的 K/Y 為負， 但在(6)和(7) 兩個方程中都不顯著， 顯示了資本深化并不能提升勞動收入份額， 意味著資本和勞動并 ① 根據(jù)羅勃津斯基(Rybczinshky)定理， 當發(fā)生資本深化， 且特定部門相對 非互補關(guān)系 。
表 2 基本估計結(jié)果
(1) POLS TradeELS TradeELP Trade ELP ELS K/Y Gov FDI GL H 常數(shù) N 3.900*** (346.015) 377 3.786*** (84.354) 377 3.756*** (58.794) 377 3.800*** (75.579) 377 －0.041*** (6.403) -0.004 (-0.947) (2) POLS －0.043*** (-4.197) -0.069*** (-5.339) -0.097*** (-6.340) -0.004 (-0.095) -0.283*** (-8.238) (3) FE －0.040*** (-3.391) -0.080*** (-4.606) -0.134*** (-5.308) -0.041 (1.067) -0.218*** (-6.264) (4) RE －0.039*** (-3.800) -0.074*** (-5.059) -0.108*** (-5.769) -0.036 (0.962) -0.237*** (-7.389) (5) POLS -0.044*** (-3.896) -0.068*** (-4.446) -0.090*** (-4.809) -0.112** (-2.274) -0.188*** (-4.399) -0.067
***

(6) FE -0.017 (-1.366) -0.036* (-1.915) -0.092*** (-3.381) -0.201*** (-3.731) -0.085* (-1.828) -0.012 (-0.154) 0.261*** (5.176) -0.020
*

(7) RE -0.027** (-2.481) -0.052*** (-3.320) -0.081*** (-4.010) -0.168*** (-3.344) -0.102** (-2.481) -0.053 (-1.167) 0.190*** (4.849) -0.014 (-1.383) -0.009* (-1.730) -0.016*** (-7.630) 4.203*** (34.481) 296

(8) GLS -0.031*** (-3.898) -0.065*** (-5.813) -0.082*** (-5.878) -0.086*** (-2.588) -0.142*** (-4.807) -0.047*** (-3.217) 0.085*** (5.257) -0.013** (-2.561) -0.003 (-0.511) -0.009*** (-6.413) 4.014*** (60.278) 296

(-3.092) 0.080*** (3.328) -0.010 (-1.282) -0.012* (-1.652) -0.010*** (-4.696) 3.941*** (42.349) 296

(-1.745) -0.006 (-1.099) -0.020*** (-8.117) 4.295*** (27.731) 296

注：*、**、***分別表示 10%、5%和 1%的顯著性水平。括號內(nèi)為 t 值，下同。 ① 由前面的命題可知，當資本與勞動的替代彈性大于 1 時，即二者為替代關(guān)系時，資本深化會導(dǎo)致勞動收入份 額的下降。

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價格不變時， 資本密集型部門的真實產(chǎn)出將會增加。 而且， 當替代彈性大于 1 時， 真實 相對產(chǎn)出的變動幅度將超過其所引致的部門相對價格變動幅度， 于是， 資本密集型部門 的相對產(chǎn)值上升， 勞動密集型部門則下降， 根據(jù)命題 1 可知， 資本密集型部門的勞動收 入份額顯著低于勞動密集型部門。這會進一步導(dǎo)致總體勞動收入份額下降。 在勞動力 市場存在工資剛性的情況下， 國際貿(mào)易改變了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)， 使得資本密集型部門和生產(chǎn)過 程出現(xiàn)擴張，同時行業(yè)內(nèi)的生產(chǎn)要素出現(xiàn)重新配置，總體上抑制了我國總體勞動收入 份額的上升， 這也與本文命題 6 相一致。 (二) 穩(wěn)健性分析 1. 內(nèi)生性問題 為了得到穩(wěn)健性(robustness)的估計結(jié)果， 本文以下將在控制國際貿(mào)易和工資剛性 對勞動收入份額的影響外， 還需要考慮一個重要問題。 在國際貿(mào)易影響勞動收入份額的 同時， 勞動收入份額也可能影響對外貿(mào)易。 在一定程度上， 勞動收入份額也反映了一個 國家在勞動密集型產(chǎn)品上的比較優(yōu)勢， 勞動收入份額的變化可能通過影響比較優(yōu)勢而 影響對外貿(mào)易水平。 即， 可能存在國際貿(mào)易與勞動收入份額變動的雙向因果關(guān)系。 羅長 遠和張軍(2009b)也指出， 勞動收入份額與反映全球化的變量可能存在聯(lián)立內(nèi)生性。 嚴 重的內(nèi)生性將使模型的估計系數(shù)有偏和非一致性。 同理， FDI 也可能產(chǎn)生內(nèi)生性問題， 即可能存在外資進入與勞動收入份額之間的因果關(guān)系(邵敏和黃玖立， 2010)。 鑒于此， 我們處理這種內(nèi)生性問題的通常做法是， 選取 Trade 和 FDI 的滯后一期作為其工具變 量。 因為在球形擾動項的假定下， 由兩階段最小二乘法(2SLS)所提供的工具變量線性 組合中漸進最有效的。由表 3 結(jié)果可知，工資剛性和國際貿(mào)易對勞動收入份額變動具 有重要的解釋力， 只是在克服內(nèi)生性問題下工資剛性對勞動收入份額的估計系數(shù)高于 表 2 中的相應(yīng)系數(shù)。 我們通過考察工具變量的有效性， 發(fā)現(xiàn)不存在弱工具變量。 為了穩(wěn) 健起見， 我們使用弱工具變量更不敏感的有限信息最大似然法(LIML)進行估計， 如表 3。結(jié)果發(fā)現(xiàn) LIML 的系數(shù)估計值與 2SLS 相同，這也從側(cè)面印證了“不存在弱工具 變量” 。 鑒于勞動收入份額具有可持續(xù)性(唐東波和王潔華，2011)， 我們考慮在估計模型 中，加入被解釋變量的滯后項， 因而估計模型變成一個動態(tài)模型， 見式(21)。 被解釋變 量的滯后項作為解釋變量， 會導(dǎo)致解釋變量的內(nèi)生性問題。 為解決這一問題， 我們有必 要運用動態(tài)面板方法即 GMM 進行實證分析。 在進行相關(guān)估計中，學(xué)者們提出了廣義 矩估計(GMM)的估計方法。廣義矩估計包括差分廣義矩估計(GMM—DIF)和系統(tǒng)廣 義矩估計(GMM—SYS)。 Arellano 和 Bond(1991)提出的差分 GMM 可以解決動態(tài)面板 數(shù)據(jù)模型估計量的非一致問題，但是就偏誤和估計準確性而言，一階差分 GMM 估計 方法仍然存在著一些缺陷， 在大多數(shù)情況下變量的滯后值并不是一階差分方程的理想 工具變量。 系統(tǒng) GMM 估計量綜合了一階差分方程和水平方程：即以合適的滯后水平 值作為工具變量的標準一階差分方程組和以合適的滯后一階差分變量作為工具變量 47

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的水平值作為工具變量的水平方程組。 系統(tǒng) GMM 方法的一般形式如下： ′ β + μi + eit yit = α yit ?1 + xit ′ β + Δeit Δyit = αΔyit ?1 + Δxit

(19) (20)

′ ? s (ui + eit ) ] = 0 和 E [ Δyit ? s (ui + eit ) ] 第一個方程為水平方程， 對 應(yīng) 的 矩條件 為 E [ Δxit ′ ? s 和 Δyit ? s ， = 0 (s＝1)。 只要這兩個矩條件得到滿足， 內(nèi)生變量的差分滯后項(即 Δxit s＝ 1) 就 是 水 平 方 程 合 格 的 工 具 變 量 。第 二 個 方 程 為 差 分 方 程 ， 對應(yīng)的矩條件： ′ ? s Δeit ] = 0 和 E [ yit ? s Δeit ] = 0 ( s ≥ 2 )。 只要這兩個矩條件得到滿足， 內(nèi)生變量的水平值 E [ xit ′ ? s 和 yit ? s ，s ≥ 2 )就是差分方程合格的工具變量。 滯后兩期及以上(即 xit LSit = α 0 + α1 LSi ,t ?1 + α 2Tradeit + α 3WRit + α 4 Z it + μi + ε it (21)

在此， 我們把工資剛性的指標視為外生變量， 由于工資剛性是由我國的法律和體制 所決定的， 因此我們有充分的理由將工資剛性視為外生變量。在此基礎(chǔ)上對上述方程 進行系 統(tǒng) GMM 估計。在 差分 方程中 ： 內(nèi)生變量水平值的滯后兩期是 GMM 工具 (GMM-style)， 而外生變量水平值的差分是一般工具(IV-style)。在水平方程中， 內(nèi)生變 量水平值的差分滯后是 GMM 工具， 而外生變量水平值是一般工具。在模型的估計中， 我們將重點報告與系統(tǒng) GMM 有關(guān)的三項檢驗統(tǒng)計量指標。其中， Sargan 檢驗的卡方 統(tǒng)計量用于檢驗約束條件是否存在過度識別(over-identifying restriction)， 即檢驗工具 變量的合理性。AR(1)和 AR(2)用于檢驗估計殘差是否存在一階和二階序列相關(guān)性。 運用這一方法對樣本進行的估計結(jié)果見表 3。 由表 3 可知， 回歸方程通過了殘差自 相關(guān)的 AR(1)、 AR(2)檢驗以及工具聯(lián)合有效的 Sargan 檢驗， 說明得到的回歸系數(shù)和 穩(wěn)健性是比較可靠的。在估計結(jié)果中， 滯后一期的勞動收入份額 L.LS 與當期勞動收入 份額 LS 顯著正相關(guān)。 可見勞動收入份額的持續(xù)性效應(yīng)明顯， 這進一步驗證了勞動收入 份額動態(tài)模型的合理性。 同時也意味著上一期的勞動成本對當期的就業(yè)需求影響不大， 由此也可反映近年來中國勞動收入份額持續(xù)下降的內(nèi)在原因。我們所重點關(guān)注的工資 剛性系數(shù)顯著為負， 國際貿(mào)易的影響也為負數(shù)， 進一步表明工資剛性對勞動收入份額的 惡化是客觀存在的。顯然， 本文所關(guān)注的核心解釋變量對勞動收入份額變動的貢獻是 強化還是弱化的結(jié)論在動態(tài)識別中依然成立。 2. 異常樣本點的影響 為了檢驗本文估計結(jié)果是否受到某些異常點的影響， 我們首先計算出 29 個省市區(qū) 勞動收入份額在 10%和 90%百分數(shù)， 并將全部樣本中低于 10%分位數(shù)和高于 90%分位數(shù) 的樣本點剔除， 在此基礎(chǔ)上， 對剩余樣本數(shù)據(jù)進行固定效應(yīng)模型估計， 結(jié)果見表 3 第(8) 列。從中可知， 核心解釋變量基本達到統(tǒng)計顯著， 與前述基本識別結(jié)果相接近。因此， 從整體而言， 我們的結(jié)論仍然是基本穩(wěn)健的。 總而言之， 上述經(jīng)驗研究支持了國際貿(mào)易對勞動收入份額有負向影響， 且工資剛性 使這種影響進一步惡化。在控制可能存在的內(nèi)生性問題方面， 研究結(jié)果仍然是顯著的， 表現(xiàn)出相當?shù)姆�(wěn)健性。本文研究為人們觀察中國勞動收入份額變動和國民收入分配提 供了一個全新的視角。 48

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表 3 穩(wěn)健性估計結(jié)果
(1) IV-Lag -0.091*** (－4.622) Trade*ELS －0.047*** (－4.887) Trade*ELP －0.070*** (－4.569) ELP －0.118*** (－2.713) ELS －0.153*** (－4.241) K/Y －0.053*** (－2.577) Gov 0.087*** (3.860) FDI －0.006 (－0.838) GL －0.009 (－1.247) H －0.013*** (－6.386) L.LS Trade 常數(shù) N Sargan AR(1) AR(2) 4.046*** (40.783) 271 (2) IV-Lag -0.083*** (－4.599) －0.044*** (－4.755) －0.063*** (－4.522) －0.105** (－2.508) －0.143*** (－4.009) －0.052** (－2.539) 0.083*** (3.693) －0.009 (－1.268) －0.009 (－1.239) －0.014*** (－6.460) (3) LIML －0.091*** (－4.622) －0.047*** (－4.887) －0.070*** (－4.569) －0.118*** (－2.713) －0.153*** (－4.241) －0.053*** (－2.577) 0.087*** (3.860) －0.006 (－0.838) －0.009 (－1.247) －0.013*** (－6.386) (4) LIML －0.083*** (－4.599) －0.044*** (－4.755) －0.063*** (－4.522) －0.105** (－2.508) －0.143*** (－4.009) －0.052** (－2.539) 0.083*** (3.693) －0.009 (－1.268) －0.009 (－1.239) －0.014*** (－6.460) (5) －0.069*** (－3.213) －0.033*** (－2.766) －0.051*** (－4.630) －0.176*** (－3.244) －0.089 (－1.430) －0.046 (－0.461) 0.223*** (3.647) 0.003 (0.206) －0.004 (－1.500) －0.017*** (－4.872) 0.371*** (6.479) 2.935*** (8.581) 271 23.53063 (1.0000) －3.4224 (0.000) －1.9531 (0.508) (6) －0.078*** (－3.468) －0.023*** (－5.112) －0.044*** (－4.953) －0.152*** (－5.138) －0.075** (－2.062) －0.110 (－0.508) 0.174*** (3.496) －0.017 (－1.448) －0.002 (－0.747) －0.014*** (－4.157) 0.342*** (7.472) 2.839*** (10.386) 271 24.60771 (1.0000) －3.3247 (0.000) －1.9597 (0.500) (7) －0.099** (－2.442) －0.028* (－1.661) －0.060** (－2.321) －0.181* (－1.879) －0.052 (－0.804) 0.061 (0.520) 0.134** (2.248) －0.007 (－0.476) －0.005 (－1.535) －0.016*** (－3.949) 0.384*** (4.412) 2.566*** (6.889) 271 24.4681 (1.0000) －3.5557 (0.000) －2.0221 (0.432) (8) 10th-90th －0.117*** (－4.561) －0.007 (－0.577) －0.027 (－1.517) －0.124** (－2.172) －0.038 (－0.864) 0.048 (0.594) 0.237*** (5.061) －0.021* (－1.904) 0.000 (0.068) －0.016*** (－7.151) Sys-GMM Sys-GMM Sys-GMM

4.045*** (42.354) 271

4.046*** (40.783) 271

4.045*** (42.354) 271

4.181*** (28.933) 243

注：(1).*、**、***分別表示 10%、5%和 1%的顯著性水平；(2). AR(1)和 AR(2)檢驗量報告的為 z 值，下方 的括號內(nèi)是 p 值。Sargan 檢驗量報告的是卡方值，括號內(nèi)為 p 值。其他括號內(nèi)為 t 值；(3).第(1)列和第(3) 列的工具變量為 Tradei，t-1，第(2)列和第(4)列的工具變量為 FDIi，t-1；(4).第(5)列的內(nèi)生解釋變量為 Trade 和 FDI，第(6)列的內(nèi)生解釋變量為 Trade，第(7)列的內(nèi)生解釋變量為 FDI。

五、簡單結(jié)論及政策啟示
本文從工資剛性這一全新的視角詮釋中國勞動收入份額下降之成因。我們通過對 中國 1995—2007 年間省際面板數(shù)據(jù)進行實證研究， 發(fā)現(xiàn)一些看似矛盾且不相關(guān)聯(lián)的現(xiàn) 49

趙秋運、魏下海、張建武：國際貿(mào)易、工資剛性和勞動收入份額

象是由于中國參與貿(mào)易全球化的過程中勞動力市場具有工資剛性的緣故。實證研究發(fā) 現(xiàn)， 在控制可能存在的內(nèi)生性問題之后， 國際貿(mào)易對勞動收入份額有顯著地抑制作用， 工資剛性對勞動收入份額有進一步惡化作用， 其工資剛性越高， 勞動收入份額就越低。 即便在考慮不同工具變量和剔除異常樣本點的影響后， 上述研究仍是顯著和穩(wěn)健的。 本文研究結(jié)論具有一定的現(xiàn)實意義， 因此本文的政策含義也是明顯的。 首先， 本文雖然研究發(fā)現(xiàn)在國際貿(mào)易的背景下， 工資剛性對勞動收入份額有進一步 惡化的效應(yīng)， 但這并不意味著要抑制我們參與貿(mào)易全球化的進程。我們不能忽略國際 貿(mào)易過程中工資剛性的存在， 在收入分配對勞動要素不利的大背景下， 決策層應(yīng)該出臺 一些減少工資剛性的政策。 針對轉(zhuǎn)型期， 中國勞動動力市場面臨著工資剛性的事實， 政 府應(yīng)努力地在減少對勞動力市場干預(yù)， 減少對工資管制等方面施加影響， 以致力于塑造 良好的勞動力市場軟環(huán)境。這將為提升勞動收入份額形成持久和有力的支持。 其次， 在優(yōu)化勞動力市場環(huán)境條件下， 適度發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè)并鼓勵出口才是提 高我國勞動收入份額之道。這樣的國際貿(mào)易將有利于勞動收入份額的提升。林毅夫 (2007)認為， 按照比較優(yōu)勢發(fā)展勞動力相對密集型產(chǎn)業(yè)， 以及資本密集型產(chǎn)業(yè)中勞動力 相對密集區(qū)段的生產(chǎn)活動， 這樣可以創(chuàng)造更多的就業(yè)機會， 分享經(jīng)濟發(fā)展的成果。 參考文獻
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南 開 經(jīng) 濟 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES

2012 年 第 4 期 No.4 2012

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International Trade， Wage Rigidities and Labor Income Share in China
Zhao Qiuyun Wei Xiahai Zhang Jianwu
(School of Economics and Management，South China Normal University， Guangzhou 510006，China) Abstract：This paper tries to give a new perspective to understand the decline of the current

labor income share. We study the relationship between international trade，wage rigidities and labor income share under a unified theory framework. A theoretical model is developed to show that，international trade increase the elasticity of substitution between capital and labor at the world level，and wage rigidities can affect the reallocation between sectors， which further deteriorates the impact. Empirical investigation with a panel data set of 29 provinces from 1997 to 2007 confirms the above theoretical expectations that international trade has a significant negative impact on the labor income share and wage rigidities further worsens this effect，even potential important factors are controlled. Keywords：International Trade；Labor Share Income；Wage Rigidities
JEL Classification：E25 E21 J10

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