■ 朱 勇，張建武

一、引言

改革開放后，我國(guó)經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，資本深化①?gòu)堒姡?002）將我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中資本產(chǎn)出比不斷上升的特征稱為“資本深化”。是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要推動(dòng)力。另一方面，制度變遷在我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中亦功不可沒，我國(guó)制度變遷意指計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)軌的過程，是市場(chǎng)在資源配置中逐漸起決定性作用的漸進(jìn)演變過程，意味著經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和法律制度的變革，也即市場(chǎng)化改革。市場(chǎng)化改革的全面鋪開，引起制度的變遷，活躍了市場(chǎng)，提高了資源配置效率。從1997年到2007年，市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)達(dá)到年均1.45個(gè)百分點(diǎn)（樊綱等，2011）。然而，在訴說資本深化與制度變遷帶來的巨大增益的同時(shí)，我們也注意到，國(guó)民收入初次分配領(lǐng)域中我國(guó)勞動(dòng)收入份額持續(xù)下降。資本相比勞動(dòng)而言，在居民中的分配更加不均勻，勞動(dòng)收入份額的下降會(huì)惡化居民收入差距，不利于居民收入分配狀況的改善。這種現(xiàn)象引起國(guó)內(nèi)各界的廣泛關(guān)注，對(duì)勞動(dòng)收入份額影響因素的研究是一個(gè)具有重要理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義的話題。

現(xiàn)有關(guān)于勞動(dòng)收入份額影響因素的研究中，Kongsamut（2001）、羅長(zhǎng)遠(yuǎn)和張軍（2009b）等關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素的作用，王永進(jìn)和盛丹 （2010）、張莉（2012）等則從偏向性技術(shù)進(jìn)步的角度進(jìn)行探討，還有 一 些 學(xué) 者 如 Spilimbergo et al（1999）、Diwan（2001）、Harrison（2003）、Askenazy（2005） 等 研 究 全球化因素對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響。然而，與西方發(fā)達(dá)國(guó)家不同的是，資本深化是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要推動(dòng)力，資本深化反映的是經(jīng)濟(jì)發(fā)展中投入要素之間的比例關(guān)系，而要素投入的變動(dòng)是研究要素報(bào)酬占比的起點(diǎn)。因此，探究我國(guó)勞動(dòng)收入份額變動(dòng)的影響因素，資本深化是一個(gè)較為直接和重要的方面。關(guān)于我國(guó)資本深化與勞動(dòng)收入份額的關(guān)系，已有經(jīng)驗(yàn)研究并未取得一致的結(jié)果。羅長(zhǎng)遠(yuǎn)和張軍（2009a）的研究支持資本與勞動(dòng)的互補(bǔ)關(guān)系，從而得出資本深化有助于我國(guó)勞動(dòng)收入份額改善的結(jié)論，魏下海等（2012）的研究則得出相反的結(jié)果，白重恩和錢震杰（2010）卻認(rèn)為資本深化對(duì)勞動(dòng)收入份額并不存在顯著的影響。本文認(rèn)為現(xiàn)有研究結(jié)論的分歧可能與我國(guó)轉(zhuǎn)型期制度變遷緊密相關(guān)，資本深化對(duì)勞動(dòng)收入份額的作用很可能受到我國(guó)制度的異質(zhì)性的影響。因?yàn)樵谖覈?guó)資本深化的過程中，我國(guó)的制度也在發(fā)生巨大變化，市場(chǎng)化程度顯著提高。不同的制度環(huán)境下，不同的資本深化路徑①我國(guó)的資本深化一直被認(rèn)為是我國(guó)長(zhǎng)期維持較高投資率水平的結(jié)果，李治國(guó)和唐國(guó)興（2005）曾提到，這是從供給的角度，以投資的資金來源對(duì)資本形成予以解釋，他們的研究得出的基本結(jié)論是：隨著市場(chǎng)化改革的推進(jìn)，需求導(dǎo)向的資本存量調(diào)整機(jī)制已經(jīng)在我國(guó)的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中基本形成，資本的內(nèi)在調(diào)整動(dòng)機(jī)逐漸轉(zhuǎn)向需求一方，即資本深化的路徑逐漸由供給導(dǎo)向向需求導(dǎo)向轉(zhuǎn)變。很可能造成其對(duì)勞動(dòng)收入份額影響的差異，也因此國(guó)內(nèi)關(guān)于我國(guó)資本深化與勞動(dòng)收入份額關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)研究未能得出一致的結(jié)論。

二、實(shí)證模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）實(shí)證模型

根據(jù)上文的文獻(xiàn)梳理及理論分析，資本產(chǎn)出比與勞動(dòng)收入份額存在確切的函數(shù)關(guān)系，而本文引入制度的異質(zhì)性，在制度變遷的視角下研究資本深化對(duì)勞動(dòng)收入份額變動(dòng)的影響，為此我們引入制度變遷變量及其與資本深化變量的交互項(xiàng)，并控制其他可能影響勞動(dòng)收入份額的因素，設(shè)定如下計(jì)量回歸模型：

其中，下標(biāo)i、t分別表示省份和年份，μi為不可觀測(cè)省份固定效應(yīng)，ωt為年份固定效應(yīng)，εit為特異誤差項(xiàng)。LS為勞動(dòng)收入份額，是本文中的被解釋變量， KY、lnst、lnst_sq及交互項(xiàng) KY*lnst是本文的核心解釋變量，KY為資本深化，lnst為制度變遷，Z為其他影響勞動(dòng)收入份額的控制變量。

（二）研究變量

1.被解釋變量

勞動(dòng)收入份額。勞動(dòng)收入份額（LS）是指國(guó)民收入初次分配中勞動(dòng)者報(bào)酬占GDP的比重。一般有兩種計(jì)算勞動(dòng)收入份額的方法，一種是不考慮間接稅，另一種是將間接稅視作資本收入的一部分。本文中采用前一種方法來計(jì)算勞動(dòng)收入份額，即用勞動(dòng)者報(bào)酬除以扣除生產(chǎn)稅凈額后的GDP。當(dāng)然，后文我們也用勞動(dòng)者報(bào)酬除以未扣除生產(chǎn)稅凈額的GDP計(jì)算的勞動(dòng)收入份額替換LS進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

資本深化。本文中選擇資本產(chǎn)出比（KY）表示資本深化，通常用實(shí)際資本存量與實(shí)際GDP的比值來刻畫資本產(chǎn)出比。我們參照單豪杰（2008）的處理方法，沿用較為成熟的“永續(xù)盤存法”，計(jì)算出實(shí)際資本存量，最后計(jì)算出資本產(chǎn)出比。

制度變遷。鑒于樊綱等歷年編制的市場(chǎng)化指數(shù)深入研究了中國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程的內(nèi)在機(jī)理和影響因素，是對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌過程中各地區(qū)市場(chǎng)化程度進(jìn)行測(cè)度的較好指標(biāo)，能夠測(cè)量我國(guó)不同地區(qū)的制度變遷情況，并且在相關(guān)實(shí)證研究中得到了較為廣泛的應(yīng)用（魏下海等，2013；唐躍軍等，2014）。本文采用樊綱等（2011）編制的市場(chǎng)化指數(shù)總體評(píng)分（Inst）來衡量我國(guó)各省市的制度變遷，越高的數(shù)值代表越優(yōu)的制度水平。

3.控制變量

本文在模型中加入了一系列的控制變量，這些控制變量主要考慮了已有研究文獻(xiàn)中所提出的影響勞動(dòng)收入份額差異及其變化的重要因素，它們包括以下變量：

全球化。全球化是影響勞動(dòng)收入份額的重要因素 （Spilimbergo et al，1999；Diwan，2001；Harrison，2003；Askenazy，2005）， 我國(guó)是一個(gè)開放的國(guó)家，這里引入控制全球化對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響。貿(mào)易開放度（Open）和外商直接投資（Fdi）是本文中用于衡量全球化的指標(biāo)，其中貿(mào)易開放度（Open）用各省當(dāng)年進(jìn)出口總額除以當(dāng)年名義GDP來表示，外商直接投資（FDI）為各省當(dāng)年實(shí)際利用外資金額占當(dāng)年名義GDP的比重。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。羅長(zhǎng)遠(yuǎn)和張軍（2009a）發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化和不同產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)收入份額以正相關(guān)性同時(shí)變化，均加劇了勞動(dòng)收入份額的變動(dòng)。本文運(yùn)用工業(yè)在GDP中所占比重（Structure）來表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)。

政府支出。政府財(cái)政支出作為政府行為的代理變量，既影響資本深化和市場(chǎng)化改革的進(jìn)程，又會(huì)對(duì)勞動(dòng)收入份額產(chǎn)生重要影響。本文采用各省政府財(cái)政支出占各省GDP的比值（Gov）來表示政府支出的變化。

人口年齡結(jié)構(gòu)。魏下海等（2012）利用我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證確認(rèn)了老年撫養(yǎng)比上升是我國(guó)勞動(dòng)收入份額下降的重要因素。本文用老年人口撫養(yǎng)比（Edratio）來表示人口年齡結(jié)構(gòu)的變化，計(jì)算指標(biāo)為65歲以上人口與15～64歲人口的比值。

（三）數(shù)據(jù)說明

未經(jīng)特別說明，本文所使用數(shù)據(jù)來自各省份1997～2009年的統(tǒng)計(jì)年鑒、《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》以及中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)。

2.拓寬教育資源共享的平臺(tái)建設(shè)。近年來，我國(guó)國(guó)家精品開放課堂建設(shè)規(guī)劃通過慕課等方式展開，突破了時(shí)間和空間的范圍，優(yōu)質(zhì)的課程資源可供在校師生通過互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)免費(fèi)獲得。但我們也應(yīng)該看到它存在的一些問題，比如：優(yōu)質(zhì)課程資源和現(xiàn)有課程資源不匹配，資源共享還有待提高，開放教育共享資源的質(zhì)量也需進(jìn)一步提高。為了更好解決這些顯著的問題，有關(guān)部門應(yīng)大力支持，時(shí)常監(jiān)督網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)建設(shè)和運(yùn)行的狀況，多方位、多途徑招賢納士，建立一支專業(yè)的信息科研隊(duì)伍，并以開發(fā)出種類更豐富的、數(shù)量更多的能滿足廣大社會(huì)需要的課程資源為重任，推進(jìn)高質(zhì)量課程資源的開發(fā)并促進(jìn)其普遍應(yīng)用。

表1提供了對(duì)各變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

三、檢驗(yàn)結(jié)果及討論

我們根據(jù)所設(shè)定的計(jì)量模型，利用中國(guó)1997～2009年31個(gè)省市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。首先，我們采用雙向固定效應(yīng)方法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，同時(shí)對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行具體分析，得出本文研究的基本結(jié)論；其次，通過變量重新定義、剔除異常值及分位數(shù)回歸、分區(qū)域回歸等方法對(duì)基本估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（一）基本估計(jì)結(jié)果

在對(duì) （1）式進(jìn)行估計(jì)時(shí)，F(xiàn)檢驗(yàn)、LM檢驗(yàn)與Hausman檢驗(yàn)均強(qiáng)烈拒絕了混合回歸模型與隨機(jī)效應(yīng)模型的適用性①F檢驗(yàn)值為22.20，P值0.000；LM檢驗(yàn)值為543.12，P值0.0000，均拒絕混合回歸模型。Hausman檢驗(yàn)中P值0.000，拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型。，出于無偏一致性的考慮，我們使用對(duì)個(gè)體與時(shí)間異質(zhì)性控制最為嚴(yán)格的雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。同時(shí)為了保證回歸估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，采取 Driscoll&Kraay（1998）穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤差以控制數(shù)據(jù)中可能存在的序列相關(guān)和異方差問題對(duì)統(tǒng)計(jì)推斷的影響，并且，加入不同控制變量進(jìn)行回歸以進(jìn)行比較，從而對(duì)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行初步考察。表2報(bào)告了在全樣本基礎(chǔ)上，基于不同回歸模型的基本估計(jì)結(jié)果。

表2 基本估計(jì)結(jié)果

表2中第（1）列為加入所有控制變量的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，資本深化變量和制度變遷變量的系數(shù)為負(fù)，兩者的交互項(xiàng)的系數(shù)為正，且都在1%的顯著性水平下顯著，同時(shí)在所有模型的估計(jì)結(jié)果中，系數(shù)符號(hào)和顯著性水平都不變，而且，系數(shù)的大小也并未有太大的變化。這說明，1997～2009年間，資本深化對(duì)我國(guó)勞動(dòng)收入份額的直接效應(yīng)為負(fù)。更為重要的是，我們注意到資本深化變量與制度變遷變量的交互項(xiàng)系數(shù)為正，這說明資本深化與勞動(dòng)收入份額之間確實(shí)存在非線性關(guān)系，資本深化對(duì)勞動(dòng)收入份額的作用受到制度變遷的影響，在本文使用的數(shù)據(jù)樣本中，較優(yōu)的制度水平有利于抑制資本深化對(duì)勞動(dòng)收入份額的負(fù)向效應(yīng)，證明了我們前文所提出的假設(shè)1。另外，根據(jù)第（1）列報(bào)告的結(jié)果，我們可以估算出我國(guó)平均制度水平下，資本深化對(duì)我國(guó)勞動(dòng)收入份額的總效應(yīng)為0.0001②計(jì)算方法為：β1+β3*lnsti，t，即求制度均值水平上，資本深化對(duì)勞動(dòng)收入份額的邊際效應(yīng)。，說明我國(guó)平均制度水平上資本深化有助于改善勞動(dòng)收入份額，但影響較小，這同時(shí)也是對(duì)目前關(guān)于資本深化與我國(guó)勞動(dòng)收入份額關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)論不一致的最好佐證，制度的異質(zhì)性在其中扮演了重要的角色。正的交互項(xiàng)也表明，隨著制度水平的不斷提高，資本深化對(duì)勞動(dòng)收入份額的總效應(yīng)會(huì)逐漸由負(fù)變?yōu)檎@與王丹楓（2011）的研究所指出的資本深化在長(zhǎng)期會(huì)使勞動(dòng)收入份額提升的結(jié)論是一致的。

有趣的是，制度變遷的系數(shù)也在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)，這表明，1997～2009年間，我國(guó)市場(chǎng)化改革所引起的制度變遷對(duì)勞動(dòng)收入份額的直接效應(yīng)為負(fù)，這與蔣為和黃玖立（2014）的結(jié)論一致。但是我們認(rèn)為，制度變遷對(duì)勞動(dòng)收入份額存在正反兩方面的作用。一方面，市場(chǎng)化改革引起的經(jīng)濟(jì)效率的提升會(huì)對(duì)勞動(dòng)收入份額產(chǎn)生一個(gè)負(fù)向的沖擊（周明海等，2010）。另一方面，市場(chǎng)化改革逐漸破除要素壁壘，從而要素流動(dòng)性提高、要素市場(chǎng)扭曲減少，同時(shí)，各項(xiàng)勞動(dòng)保護(hù)的相關(guān)法律法規(guī)建設(shè)日趨完善，這兩者共同提高了勞動(dòng)力的議價(jià)能力，從而有助于勞動(dòng)收入份額的提高。因此，制度變遷對(duì)勞動(dòng)收入份額的作用取決于上述兩方面力量的大小，從本文的研究結(jié)果來看，負(fù)向沖擊占據(jù)主要的地位。這也不難理解，考慮到制度變遷的漸進(jìn)演進(jìn)性，勞動(dòng)保護(hù)制度等法規(guī)的建設(shè)與提升經(jīng)濟(jì)效率的改革相比較為滯后。

關(guān)于其他控制變量的估計(jì)結(jié)果，貿(mào)易開放度的估計(jì)系數(shù)為正，且均在1%的顯著性水平下顯著，說明貿(mào)易全球化總體上改善我國(guó)勞動(dòng)收入份額，這同白重恩和錢震杰（2010）的研究結(jié)論相一致，也符合赫克歇爾—俄林理論的預(yù)期，我國(guó)擁有豐富的勞動(dòng)力資源，利用比較優(yōu)勢(shì)，出口勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，進(jìn)口資本密集型產(chǎn)品，總體上有利于我國(guó)勞動(dòng)份額的改善。FDI的估計(jì)系數(shù)為正，但均不顯著，說明外商直接投資對(duì)我國(guó)勞動(dòng)收入份額的影響可能難以確定。工業(yè)占GDP比重的系數(shù)顯著為負(fù)，說明由于工業(yè)在三大產(chǎn)業(yè)中勞動(dòng)收入份額最低，工業(yè)占GDP比重的增加會(huì)降低勞動(dòng)收入份額，這一結(jié)論也得到既有研究的支持（羅長(zhǎng)遠(yuǎn)和張軍，2009b；白重恩和錢震杰，2009）。政府財(cái)政支出占GDP比重的系數(shù)為負(fù)，且所有模型中均在1%的顯著性水平下顯著，說明政府財(cái)政支出不利于勞動(dòng)收入份額的提高，這一結(jié)果與魏下海等（2012）的研究結(jié)論一致，但與羅長(zhǎng)遠(yuǎn)和張軍（2009a）的研究不同，他們利用中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)政府財(cái)政支出有利于勞動(dòng)收入份額的改善，我們認(rèn)為，政府支出代表政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)，導(dǎo)致要素市場(chǎng)扭曲和勞動(dòng)力談判能力的下降，進(jìn)而降低勞動(dòng)收入份額。老年人口撫養(yǎng)比的系數(shù)顯著為負(fù)，表明現(xiàn)階段人口老齡化不利于我國(guó)勞動(dòng)收入份額的改善。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.變量替換

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：變量替換

首先，前文采用勞動(dòng)者報(bào)酬除以扣除生產(chǎn)稅凈額后的GDP的方法來計(jì)算勞動(dòng)收入份額，作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)的一個(gè)方法，此處將勞動(dòng)收入份額定義為勞動(dòng)者報(bào)酬除以未扣除生產(chǎn)稅凈額的GDP，以此作為因變量來觀察資本深化與勞動(dòng)收入份額之間的關(guān)系是否穩(wěn)健。我們依然采用雙向固定效應(yīng)方法進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果見表3第（1）列。和表2對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，資本深化、制度變遷及其交互項(xiàng)的符號(hào)、系數(shù)大小及顯著性并無太大變化。

其次，勞動(dòng)收入份額變化范圍處于0～1之間，是典型的受限因變量，如果不作任何處理，容易得出有偏且不一致的結(jié)果。常用的做法是對(duì)勞動(dòng)收入份額進(jìn)行Logistic變換后再進(jìn)行回歸，從而將數(shù)值映射到（-∞，+∞）。 表 3 中第（2）、（3）列中的因變量分別是對(duì)按照兩種方法計(jì)算的勞動(dòng)收入份額進(jìn)行Logistic變換后的回歸結(jié)果，關(guān)鍵變量的顯著性和符號(hào)并未發(fā)生太大變化。值得一提的是，資本深化的系數(shù)絕對(duì)值變大了，可能是對(duì)因變量進(jìn)行Logistic變換后，模型的擬合度提高了。

最后，考慮到制度變遷的漸進(jìn)演進(jìn)性，我國(guó)市場(chǎng)化改革帶來的主要變化在于產(chǎn)品市場(chǎng)和要素市場(chǎng)發(fā)育程度的提高，所以目前我國(guó)制度變遷也更多地體現(xiàn)在產(chǎn)品市場(chǎng)和要素市場(chǎng)上。因此，此處選取樊綱等（2011）分省市場(chǎng)化指數(shù)中二級(jí)指標(biāo)產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)育指數(shù)和要素市場(chǎng)發(fā)育指數(shù)作為制度變遷的代理變量，表 3 第（4）、（5）列呈現(xiàn)了二者的回歸結(jié)果，同表2中對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)鍵解釋變量系數(shù)變化不大，且同樣在1%的顯著性水平下顯著，表明了結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.分區(qū)域回歸

我國(guó)地理區(qū)域廣闊，經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域特色明顯，這種省區(qū)差異是否會(huì)影響資本深化對(duì)勞動(dòng)收入份額的邊際效應(yīng)呢？本文將我國(guó)31個(gè)省區(qū)分為東中西三個(gè)區(qū)域①東部地區(qū)包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)包括：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括：四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆 、廣西、內(nèi)蒙古。進(jìn)行回歸，表4報(bào)告了分組回歸結(jié)果。

表 4 第（1）、（3）和（5）列顯示，在未加入控制變量之前，東、中和西部地區(qū)資本深化和交互項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)與基本估計(jì)結(jié)果均一致，資本深化的直接效應(yīng)為負(fù)，交互項(xiàng)符號(hào)為正，而且均較為顯著，說明結(jié)論比較穩(wěn)健。在加入所有控制變量后，我們發(fā)現(xiàn)，東部和西部地區(qū)回歸結(jié)果仍穩(wěn)健支持原假設(shè)，但中部地區(qū)資本深化對(duì)勞動(dòng)收入份額并不存在顯著的影響，交互項(xiàng)也并未得到我們預(yù)期的符號(hào)，而且并不具有顯著性，這可能是由于中部地區(qū)資本深化的原因更多是因?yàn)檎深A(yù)下，地方國(guó)企傾向于重化工業(yè)投資領(lǐng)域所致，所以在控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和政府支出對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響后，資本深化失去了顯著性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：分樣本回歸

四、結(jié)論與啟示

20世紀(jì)九十年代中期以來，市場(chǎng)化改革和資本深化是轉(zhuǎn)型期中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的兩個(gè)重要因素，但經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的同時(shí)出現(xiàn)了國(guó)民收入初次分配領(lǐng)域中勞動(dòng)收入份額的持續(xù)下降，這不利于我國(guó)共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)和經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。本文運(yùn)用1997～2009年我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)和市場(chǎng)化指數(shù)，在我國(guó)轉(zhuǎn)型期制度變遷的視角下，實(shí)證研究了資本深化與勞動(dòng)收入份額的關(guān)系，研究結(jié)果表明：資本深化與勞動(dòng)收入份額之間存在非線性關(guān)系，資本深化對(duì)勞動(dòng)收入份額的作用受到制度變遷的影響，制度水平的提高會(huì)在資本深化對(duì)勞動(dòng)收入份額的偏效應(yīng)中產(chǎn)生正向作用。具體來看，較優(yōu)的制度水平有助于抑制資本深化對(duì)勞動(dòng)收入份額的負(fù)向作用。制度水平會(huì)影響資本的形成路徑，制度水平越高，資源配置效率更高，資本的形成越是依賴經(jīng)濟(jì)主體的需求，“需求驅(qū)動(dòng)”下的資本深化一方面更加符合我國(guó)勞動(dòng)力資源豐富的稟賦優(yōu)勢(shì)，增加勞動(dòng)需求；另一方面，“需求驅(qū)動(dòng)”下的資本深化能夠吸引更加高效率的資本，且伴隨著更少的政府干預(yù)，好的制度環(huán)境，有利于提高資本的活力和創(chuàng)新能力，帶動(dòng)新的生產(chǎn)服務(wù)領(lǐng)域和新的產(chǎn)業(yè)鏈的發(fā)展，從而擴(kuò)大就業(yè)，進(jìn)而改善勞動(dòng)收入份額。

本文可以得出的一個(gè)啟示是進(jìn)一步加快全面推進(jìn)市場(chǎng)化改革。進(jìn)一步提高要素市場(chǎng)和產(chǎn)品市場(chǎng)的市場(chǎng)化程度，減少不必要的政府干預(yù)，完善相關(guān)法律法規(guī)建設(shè)，創(chuàng)造良好的制度環(huán)境，吸引“高效率”資本的流入，提高資本的活力和創(chuàng)造能力。

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