黃玖立 張 龍

(1.南開大學(xué)跨國公司研究中心 天津 300071)

(2.南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 天津 300071)

一、引 言

勞動(dòng)收入份額是衡量國民收入是否公平、平等的重要指標(biāo)之一，而中國的勞動(dòng)收入份額自1995 年開始就不斷下降。目前學(xué)者們普遍認(rèn)為中國偏向資本的技術(shù)進(jìn)步是勞動(dòng)收入份額下降的主要原因 (陳宇鋒等，2013；李坤望和馮冰，2012；黃先海和徐圣，2009)。資本增強(qiáng)型技術(shù)有助于中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向資本和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，但這也會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)收入份額下降(白重恩和錢震杰，2009)。從宏觀層面來看，資本投入大量增加的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)改變也會(huì)導(dǎo)致中國勞動(dòng)收入份額下降(李稻葵，2007)。上述研究均從提高資本回報(bào)進(jìn)而擠壓勞動(dòng)所得展開，而邵敏和黃玖立(2010)則從勞動(dòng)力流動(dòng)的視角進(jìn)行闡述。他們認(rèn)為外資進(jìn)入通過降低勞動(dòng)者報(bào)酬來降低勞動(dòng)收入份額，這種負(fù)向作用主要由于外資企業(yè)支付的工資較高，高素質(zhì)人才可能向外資企業(yè)流動(dòng)，從而拉低了內(nèi)資企業(yè)的勞動(dòng)者報(bào)酬。雖然勞動(dòng)收入份額在總體上呈不斷下降的趨勢(shì)，但也有研究者考察了提升勞動(dòng)收入份額的渠道。如張曉磊等(2018)認(rèn)為，企業(yè)的空間集聚有利于企業(yè)擴(kuò)張規(guī)模，由于空間集聚而形成的勞動(dòng)力“蓄水池”有利于勞動(dòng)者找到適合自身的工作，從而提高勞動(dòng)收入份額。周茂等(2018)發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)增加了對(duì)高素質(zhì)勞動(dòng)力人才的需求，勞動(dòng)者自身技能的轉(zhuǎn)變有效地促進(jìn)了勞動(dòng)收入份額的提升。

與中國勞動(dòng)收入份額快速下降時(shí)期相對(duì)應(yīng)的，是中國參與貿(mào)易自由化的過程。二者是否具有某種關(guān)聯(lián)? 余淼杰和梁中華(2014)基于中國工業(yè)企業(yè)和中國海關(guān)企業(yè)合并數(shù)據(jù)考察了貿(mào)易自由化與制造業(yè)企業(yè)勞動(dòng)收入份額之間的因果關(guān)系。他們的研究表明，貿(mào)易自由化降低了中國企業(yè)的勞動(dòng)收入份額，且這一影響主要是通過降低資本品成本、中間投入品成本以及企業(yè)的技術(shù)引進(jìn)成本實(shí)現(xiàn)的。本文的研究主題與余淼杰和梁中華(2014)較為類似，但在研究方法、樣本類型以及研究結(jié)論方面均存在一定差異。第一，在研究方法上，本文與該文均采用倍差法進(jìn)行研究，但分組方式完全不同。余淼杰和梁中華(2014)將一般貿(mào)易企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組，加工貿(mào)易企業(yè)作為對(duì)照組，而本文則依據(jù)入世前行業(yè)的中間品關(guān)稅水平進(jìn)行連續(xù)分組。第二，在樣本類型上，該文僅針對(duì)進(jìn)口企業(yè)而言，而本文在行業(yè)層面上進(jìn)行分析，所有指標(biāo)均由全樣本企業(yè)加總而來。這是因?yàn)橐赃M(jìn)口關(guān)稅減讓為核心的貿(mào)易自由化對(duì)進(jìn)口和非進(jìn)口企業(yè)均可能產(chǎn)生影響。①貿(mào)易自由化以后，本國的上游供應(yīng)商迫于競(jìng)爭(zhēng)壓力會(huì)降低投入品價(jià)格，從而下游非進(jìn)口企業(yè)可以以低價(jià)獲得國內(nèi)的中間品(彭書舟等，2020)。因此中間品貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)主要體現(xiàn)為“成本節(jié)約效應(yīng)”。此外，海關(guān)數(shù)據(jù)中的許多企業(yè)既從事加工貿(mào)易又從事一般貿(mào)易，直接以入世前是否從事加工貿(mào)易的方式來區(qū)分實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組不僅存在一定的偏差②即入世前從事過加工進(jìn)口的企業(yè)為對(duì)照組，否則為實(shí)驗(yàn)組。，而且忽略了企業(yè)在不同貿(mào)易模式間的切換效應(yīng)。因此，本文的樣本拓展了結(jié)論的外部適用性。第三，依據(jù)本文的研究方法與樣本，我們的基本結(jié)論是中間品貿(mào)易自由化顯著提高了制造業(yè)勞動(dòng)收入份額，這正好與該文結(jié)論完全相反。這是因?yàn)?，本文在行業(yè)層面的研究側(cè)重于對(duì)不同狀態(tài)的企業(yè)進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析。第四，依據(jù)本文的研究方法與樣本，我們發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化顯著提高了制造業(yè)勞動(dòng)收入份額，與該文結(jié)論正好相反。這主要是因?yàn)?，本文基于行業(yè)層面的研究覆蓋了各種狀態(tài)的企業(yè)樣本，既包括持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)，也包括進(jìn)入和退出的企業(yè)(毛其淋和方森輝，2020)。

通過將勞動(dòng)收入份額分解為行業(yè)平均勞動(dòng)報(bào)酬與勞動(dòng)生產(chǎn)率之差，本文發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化對(duì)行業(yè)平均勞動(dòng)報(bào)酬的影響并不顯著，但顯著降低了勞動(dòng)生產(chǎn)率，進(jìn)而提高了勞動(dòng)收入份額?，F(xiàn)有關(guān)于中間品貿(mào)易自由化與工資的研究多集中于企業(yè)層面且并未達(dá)成一致意見(鄧軍和王麗娟，2020；張滕和朱春輝，2019)。本文得出中間品貿(mào)易自由化對(duì)行業(yè)平均報(bào)酬的影響并不顯著的結(jié)論與現(xiàn)有文獻(xiàn)雖存在差異，但也較為符合邏輯。一方面，中間品貿(mào)易自由化可以使得企業(yè)購買更多高質(zhì)量的進(jìn)口中間品，進(jìn)而形成對(duì)高技能型雇員的替代，降低高技能工資(Liu 和Qiu，2016；Amiti 和Cameron，2012)。另一方面，企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張可以使得企業(yè)對(duì)從事簡(jiǎn)單生產(chǎn)活動(dòng)的低素質(zhì)勞動(dòng)力的需求增加，提高低技能工資(盛斌和毛其淋，2015)。目前國內(nèi)外學(xué)者們普遍認(rèn)為中間品貿(mào)易自由化有助于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率(Brandt 等，2017；Amit 和Konings，2007；毛其淋和許家云，2015)，且在文獻(xiàn)中存在將全要素生產(chǎn)率與勞動(dòng)生產(chǎn)率等同的情況(李磊和徐大策，2020)。在考慮多個(gè)要素投入的情況下，全要素生產(chǎn)率與勞動(dòng)生產(chǎn)率并不相同:全要素生產(chǎn)率是產(chǎn)出相對(duì)所有要素投入的效率衡量，其增長率通常用產(chǎn)出增長率扣除要素投入增長率之后的“余值”表示。而勞動(dòng)生產(chǎn)率是產(chǎn)出增加值與雇員數(shù)量之比，也可稱為人均增加值。本文的研究發(fā)現(xiàn)，中間品貿(mào)易自由化顯著降低了勞動(dòng)生產(chǎn)率。與王燕武等(2019)的觀點(diǎn)類似，本文認(rèn)為中間品貿(mào)易自由化使得制造業(yè)勞動(dòng)力平均技能水平降低是導(dǎo)致勞動(dòng)生產(chǎn)率下降的主要原因。

本文的主要貢獻(xiàn)如下。第一，現(xiàn)有關(guān)于貿(mào)易自由化的研究多以貿(mào)易方式進(jìn)行分組(余淼杰和梁中華，2014；毛其淋和許家云，2015)。正如前文所言，此種方式存在諸多弊端。本文則依據(jù)入世前行業(yè)的中間品關(guān)稅水平進(jìn)行連續(xù)分組，針對(duì)全樣本進(jìn)行分析，拓展了結(jié)論的外部適用性。第二，本文得到了與現(xiàn)有研究不同的結(jié)論，為此我們深入探究?jī)?nèi)在影響機(jī)制，這在一定程度上擴(kuò)展了貿(mào)易自由化與收入分配之間分析的維度，豐富了研究視角。第三，本文的研究充分區(qū)分了全要素生產(chǎn)率與勞動(dòng)生產(chǎn)率之間的差異，并揭示了中間品貿(mào)易自由化對(duì)二者影響的不同之處，這可能對(duì)后續(xù)研究有一定的啟示。本文余下結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分是數(shù)據(jù)、指標(biāo)和描述性分析，主要是說明中間品關(guān)稅的計(jì)算方法及其在入世前后的變化；第三部分通過倍差法考察中間品貿(mào)易自由化是否影響制造業(yè)行業(yè)勞動(dòng)收入份額；第四部分分析中間品貿(mào)易自由化影響勞動(dòng)收入份額的機(jī)制；最后一部分總結(jié)全文。

二、數(shù)據(jù)、指標(biāo)和描述性分析

(一)數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)主要來源有兩個(gè)。第一個(gè)是1998—2007 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，但是該數(shù)據(jù)庫存在變量值缺失、異常等問題。本文參照Brandt 等(2012)的做法進(jìn)行處理①本文刪除了資產(chǎn)不等于負(fù)債與所有者權(quán)益之和、注冊(cè)年份在公元1600 年之前的企業(yè)，或全部職工年平均人數(shù)小于8 人、主營業(yè)務(wù)收入小于500 萬元的企業(yè)，或工業(yè)中間投入、職工福利、企業(yè)補(bǔ)貼小于0 元的企業(yè)，或工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)銷售產(chǎn)值、工業(yè)增加值、工業(yè)總產(chǎn)值、應(yīng)付職工工資、固定資產(chǎn)原值和固定資產(chǎn)年平均凈值余額小于等于0 元的企業(yè)，或本年折舊大于累計(jì)折舊、流動(dòng)資產(chǎn)大于等于總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)大于等于總資產(chǎn)的企業(yè)以及勞動(dòng)收入份額大于100%的企業(yè)。，并將行業(yè)分類以中國國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(GB/T 2002)為準(zhǔn)進(jìn)行統(tǒng)一。②2002 年之前，中國的國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)為GB/T 1994。我們使用Brandt 等(2012)提供的對(duì)應(yīng)關(guān)系表進(jìn)行統(tǒng)一。第二個(gè)是世界銀行WITS 數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫提供海關(guān)協(xié)調(diào)編碼(HS)6 分位的產(chǎn)品進(jìn)口關(guān)稅稅率。為了得到行業(yè)關(guān)稅稅率，本文先將各個(gè)版本的HS 編碼統(tǒng)一至2002 年版本③HS 對(duì)應(yīng)表均來自于世界銀行WITS 數(shù)據(jù)庫。，然后通過海關(guān)協(xié)調(diào)編碼和國際標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)業(yè)分類之間的對(duì)應(yīng)關(guān)系(HS-ISIC)以及國際標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)業(yè)分類與2002 年版本的中國國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類間的對(duì)應(yīng)關(guān)系(ISIC-GB/T 2002)將產(chǎn)品進(jìn)口關(guān)稅稅率轉(zhuǎn)為產(chǎn)業(yè)層面的平均進(jìn)口關(guān)稅稅率。經(jīng)過上述處理，本文得到了各個(gè)制造業(yè)行業(yè)的最終品關(guān)稅。

(二)中間品關(guān)稅的計(jì)算

本文立足于實(shí)證分析中間品貿(mào)易自由化對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響。④根據(jù)毛其淋和許家云(2016)的計(jì)算，在2000—2007 年間，中國中間品進(jìn)口占總進(jìn)口的比例超過70%。有了最終品關(guān)稅，我們可以根據(jù)投入產(chǎn)出關(guān)系計(jì)算各個(gè)行業(yè)的中間品關(guān)稅(Amiti 和Konings，2007)。具體地，本文先將國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)代碼(GB/T 2002)與投入產(chǎn)出表(2002 年版)進(jìn)行匹配，由投入產(chǎn)出表計(jì)算得出各個(gè)行業(yè)的中間投入系數(shù)，然后根據(jù)式(1)計(jì)算行業(yè)加權(quán)的中間品進(jìn)口關(guān)稅。

其中，αj代表行業(yè)i 所使用的來自行業(yè)j 的中間投入占總中間投入的比重，outputtariffj代表行業(yè)j 的最終品關(guān)稅。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)計(jì)算中間品關(guān)稅不同的是，本文在核算中間品關(guān)稅時(shí)進(jìn)行了兩種扣除。第一，本文將家用消費(fèi)品從最終產(chǎn)品中扣除。根據(jù)產(chǎn)品大類的BEC 分類表①BEC 是聯(lián)合國制定的對(duì)貿(mào)易品的分類，其產(chǎn)品分類可與HS 6 分位代碼相對(duì)應(yīng)。，某些產(chǎn)品會(huì)直接進(jìn)入家庭用于消費(fèi)，而不會(huì)進(jìn)入生產(chǎn)之中(如家用汽車、某些食物等)，因此本文在核算中間品關(guān)稅時(shí)扣除了僅用于家庭消費(fèi)的最終消費(fèi)產(chǎn)品。第二，本文將來自本行業(yè)的中間投入從總中間投入中扣除。中國的投入產(chǎn)出表行業(yè)分類較粗②2002 年版的?中國投入產(chǎn)出表? 共計(jì)122 個(gè)行業(yè)，其中制造業(yè)行業(yè)72 個(gè)。本文依據(jù)?國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類? (2002)得到的制造業(yè)行業(yè)個(gè)數(shù)有423 個(gè)。與之相比，?中國投入產(chǎn)出表? 分類較粗。，這就使得許多行業(yè)的總中間投入中來自本行業(yè)的中間投入占比較高。③根據(jù)筆者計(jì)算，有接近一半的行業(yè)自身投入占總中間投入的比例接近10%，有1/4 行業(yè)自身投入占比超過20%，棉、化纖紡織及印染精加工業(yè)的自身投入占比甚至超過了38%。中間品關(guān)稅削減和最終品關(guān)稅削減對(duì)企業(yè)的影響截然不同。最終品關(guān)稅削減能夠帶來激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，促使企業(yè)優(yōu)勝劣汰的同時(shí)能夠提高消費(fèi)者的福利水平，即主要體現(xiàn)的是“市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)”。中間品關(guān)稅削減則主要有利于企業(yè)以更低的成本獲取更多的優(yōu)質(zhì)要素，即主要體現(xiàn)的是“成本節(jié)約效應(yīng)”。如不剔除來自本行業(yè)的中間投入，則兩種影響無法區(qū)別開來。后文將主要使用剔除了家庭消費(fèi)以及本行業(yè)中間投入的中間品關(guān)稅。

圖1 以散點(diǎn)圖的形式報(bào)告了2001 年各行業(yè)最終品關(guān)稅與中間品關(guān)稅的關(guān)系。其中圖1 (a)中的中間品關(guān)稅包括了本行業(yè)的中間投入，圖1 (b)中的中間品關(guān)稅則剔除了本行業(yè)中間投入。顯然，圖1 (a)中的散點(diǎn)分布較圖1 (b)更接近一條直線。這說明，扣除自身投入后計(jì)算中間品關(guān)稅會(huì)使得中間品關(guān)稅和最終品關(guān)稅的相關(guān)性程度降低?？鄢陨硗度牒筮M(jìn)行加權(quán)不僅能夠有效地將兩種影響區(qū)別開來，而且能夠提高系數(shù)估計(jì)的精度。根據(jù)我們的估算，中間品關(guān)稅從1998 年的10.37%降低到2007 年的5.91%。

圖1 2001 年中間產(chǎn)品關(guān)稅與最終產(chǎn)品關(guān)稅關(guān)系散點(diǎn)圖

在測(cè)算中間品關(guān)稅的基礎(chǔ)上，本文得出2001—2007 年4 分位制造業(yè)行業(yè)中間品關(guān)稅的削減幅度，并將之與2001 年行業(yè)中間品關(guān)稅進(jìn)行比較。如圖2 所示，入世前中間品關(guān)稅越高的行業(yè)，入世后關(guān)稅削減的幅度越大。因此入世前面臨高中間品關(guān)稅的行業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組，而面臨較低中間品關(guān)稅的行業(yè)可以作為對(duì)照組。本文依據(jù)2001 年中間品關(guān)稅的高低進(jìn)行連續(xù)分組，有效避免了按照貿(mào)易方式分組存在的問題。

圖2 中間品關(guān)稅削減的特征事實(shí)

(三)組間勞動(dòng)收入份額差值變化

參照邵敏和黃玖立(2010)的做法，本文用勞動(dòng)報(bào)酬與產(chǎn)出增加值之比衡量勞動(dòng)收入份額。在進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析之前，本文首先依據(jù)關(guān)稅分組的思路將2001 年中間品關(guān)稅高于75 分位數(shù)的行業(yè)設(shè)置為高關(guān)稅組，將低于25 分位數(shù)的行業(yè)設(shè)置為低關(guān)稅組，并將組間平均勞動(dòng)收入份額取對(duì)數(shù)后作差，以此來較為直觀地呈現(xiàn)中國入世前后制造業(yè)勞動(dòng)收入份額的變化。如圖3 所示，入世前高關(guān)稅組的勞動(dòng)收入份額始終低于低關(guān)稅組，但這一差距在逐漸縮小，入世后兩組對(duì)數(shù)勞動(dòng)收入份額的差值以更快的速率縮小，且在2003 年高關(guān)稅組的勞動(dòng)收入份額高出低關(guān)稅組4.8%，在此之后一直保持這一趨勢(shì)，這說明中間品貿(mào)易自由化提高了制造業(yè)勞動(dòng)收入份額。當(dāng)然，這一結(jié)論還需更為精確的計(jì)量分析。

圖3 組間勞動(dòng)收入份額差值變化

三、經(jīng)驗(yàn)分析

(一)估計(jì)模型

本文采用倍差法進(jìn)行估計(jì)模型設(shè)定，此種方法可以在很大程度上避免內(nèi)生性問題，因?yàn)檎呦鄬?duì)于本文研究對(duì)象而言，往往是外生的，即不存在逆向因果以及與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)的問題。本文的估計(jì)模型設(shè)定如下。

其中，i 代表行業(yè)，t 代表年份，lsit代表的是行業(yè)i 的勞動(dòng)收入份額，本文取對(duì)數(shù)進(jìn)入模型。inputtariffi2001代表行業(yè)i 在2001 年的中間品關(guān)稅，Post02t是一個(gè)虛擬變量，在本文的樣本區(qū)間中，此虛擬變量在1998—2001 年取值為0，在2002—2007 年取值為1。λi代表行業(yè)固定效應(yīng)，λt代表年份固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為了得到中間品貿(mào)易自由化對(duì)行業(yè)勞動(dòng)收入份額的凈影響，本文加入了一些行業(yè)層面的控制變量Xit。第一，行業(yè)資本勞動(dòng)比，用以衡量行業(yè)層面的資本密集度，本文取對(duì)數(shù)進(jìn)入模型(ln (k/l))。第二，產(chǎn)業(yè)聚集度(EG)。本文采用Ellision 和Glaeser (1997)的方法測(cè)算產(chǎn)業(yè)聚集度，該方法能夠克服企業(yè)規(guī)模的影響。第三，行業(yè)負(fù)債率(debtr)和行業(yè)補(bǔ)貼(subsidary)。參照鄭丹青和于津平(2014)的做法，本文用實(shí)際得到的補(bǔ)貼占銷售收入的比重衡量行業(yè)補(bǔ)貼，用行業(yè)負(fù)債占行業(yè)總資產(chǎn)的比重衡量行業(yè)負(fù)債率。第四，最終品關(guān)稅(outputtariff)。與中間品關(guān)稅的處理方式相同，本文對(duì)2001 年的最終品關(guān)稅采用交乘項(xiàng)的方式進(jìn)入模型。第五，參照Lu 和Yu (2015)的做法，本文考慮了另外三個(gè)可能影響2001 年中間品關(guān)稅的指標(biāo)，即2001 年行業(yè)內(nèi)國有企業(yè)產(chǎn)出占比(soeout)、行業(yè)平均工資(indwage)以及行業(yè)出口密集度(export)。上述三項(xiàng)指標(biāo)均采用與最終品關(guān)稅相同的方式進(jìn)入模型。本文相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1 所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)基準(zhǔn)回歸

表2 報(bào)告了本文基于式(2)的估計(jì)結(jié)果，其中被解釋變量為1998—2007 年行業(yè)勞動(dòng)收入份額的對(duì)數(shù)(lnls)。為了處理可能存在的異方差和自相關(guān)問題，本文采用了行業(yè)層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

表2 基準(zhǔn)回歸

第(1)列的估計(jì)僅加入2001 年中間品關(guān)稅與Post02t交乘項(xiàng)，并控制了行業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。交乘項(xiàng)(inputtariffi2001×Post02t)的回歸系數(shù)為正，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。這印證了前文圖3 揭示出的規(guī)律:中間品貿(mào)易自由化顯著提高了制造業(yè)行業(yè)勞動(dòng)收入份額。第(2)列控制了ln (k/l)和EG，交乘項(xiàng)的系數(shù)僅有微小變化。第(3)列加入了debtr 和subsidary 兩個(gè)指標(biāo)，核心變量的估計(jì)系數(shù)基本不變。第(4)列中，本文加入了最終產(chǎn)品關(guān)稅與入世虛擬變量的交乘項(xiàng)outputtariffi2001×Post02t，考慮由最終品貿(mào)易自由化帶來的“市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)”。核心解釋變量的估計(jì)結(jié)果依然在1%的水平上顯著為正，但系數(shù)出現(xiàn)較大幅度下降(從約2.15 降至約1.44)?？紤]到遺漏與2001 年中間品關(guān)稅相關(guān)的指標(biāo)可能會(huì)使得估計(jì)結(jié)果存在偏誤，第(5)列加入了三個(gè)可能影響2001 年中間品關(guān)稅的指標(biāo)與Post02t的交乘項(xiàng)。核心解釋變量的系數(shù)進(jìn)一步減小，但結(jié)論依然不變。

本文在計(jì)算中間品關(guān)稅時(shí)，扣除了用于消費(fèi)的最終品和來自本行業(yè)的中間投入。為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將不扣除家庭消費(fèi)進(jìn)行加權(quán)和包括自身投入計(jì)算的中間品關(guān)稅代入模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3 所示。表3 的回歸結(jié)果說明中間品貿(mào)易自由化提高了制造業(yè)行業(yè)的勞動(dòng)收入份額，且均通過5%的顯著性檢驗(yàn)，這說明更改中間品關(guān)稅的計(jì)算口徑不會(huì)影響基準(zhǔn)回歸的結(jié)論。

表3 改變中間品關(guān)稅計(jì)算口徑的估計(jì)結(jié)果

(三)識(shí)別假設(shè)檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

倍差法在使用時(shí)的一個(gè)關(guān)鍵前提條件是實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在政策發(fā)生之前有著共同的趨勢(shì)，否則將導(dǎo)致對(duì)政策實(shí)施效果的有偏估計(jì)，因此使用倍差法之前必須對(duì)這一條件進(jìn)行驗(yàn)證。本文采用如下模型檢驗(yàn)平行趨勢(shì)。

βκ度量的是每一年的政策效果。如圖4 所示，虛線捕捉的是實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組勞動(dòng)收入份額差異的時(shí)間趨勢(shì)，而實(shí)線代表的是90%的系數(shù)置信區(qū)間，本文發(fā)現(xiàn)在入世前0 值均落到90%的系數(shù)置信區(qū)間。這說明在中國加入WTO 以前，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的勞動(dòng)收入份額有著較為相同的增長率，即實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組在中國入世之前滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，有著較好的可比性。

圖4 平行趨勢(shì)檢驗(yàn):系數(shù)置信區(qū)間圖

2.預(yù)期效應(yīng)

在分析中間品貿(mào)易自由化對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響時(shí)，可能影響研究結(jié)果的一個(gè)問題是中國在2001 年底加入WTO 是否被企業(yè)預(yù)期到。若被預(yù)期到，企業(yè)可能會(huì)在2002 年關(guān)稅大幅削減之前自行調(diào)整生產(chǎn)行為，導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏誤，因此本文需要排除預(yù)期效應(yīng)。如表4 第(1)列所示，我們?cè)诨鶞?zhǔn)模型的基礎(chǔ)上加入2001 年年份虛擬變量與2001年關(guān)稅交乘項(xiàng)(year2001×inputtariffi2001)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果顯示該交乘項(xiàng)系數(shù)并不顯著，這表明中國加入WTO 并未被企業(yè)預(yù)期到。

3.其他政策影響

21 世紀(jì)初中國正在進(jìn)行國企改制且放松了對(duì)于外資進(jìn)入的管制?？紤]到這些政策可能對(duì)本文估計(jì)結(jié)果造成影響，參照Lu 和Yu (2015)的做法，我們加入了行業(yè)內(nèi)國有企業(yè)數(shù)量占比(soeshare)及取對(duì)數(shù)的外資企業(yè)數(shù)量(lnforeign)?；貧w結(jié)果如表4 第(2)列所示，表征中間品貿(mào)易自由化的交乘項(xiàng)前的系數(shù)依然顯著為正，表明本文估計(jì)結(jié)果受其他政策影響的可能性較小。

4.非觀測(cè)因素的影響

考慮到其他未進(jìn)入模型的非觀測(cè)因素依然可能帶來內(nèi)生性問題，參照蔣靈多和陸毅(2018)的做法，本文將關(guān)稅隨機(jī)分配到不同行業(yè)，并將沖擊年份在1999—2006 年隨機(jī)抽取一年，重復(fù)這一過程300 次可得到隨機(jī)生成的300 個(gè)交乘項(xiàng)。隨機(jī)過程產(chǎn)生的交乘項(xiàng)在理論上不會(huì)對(duì)勞動(dòng)收入份額產(chǎn)生影響，即隨機(jī)生成的交乘項(xiàng)的系數(shù)應(yīng)該為0。將隨機(jī)生成的交乘項(xiàng)代入模型進(jìn)行300 次回歸，得到β 的300 個(gè)估計(jì)值。圖5 展示了β 的300個(gè)估計(jì)值的分布情況，300 次隨機(jī)抽樣中β 估計(jì)值的均值為0.0098，標(biāo)準(zhǔn)差為0.31，不能拒絕系數(shù)為0 的原假設(shè)，表明估計(jì)結(jié)果受非觀測(cè)因素影響的可能性較小。

圖5 隨機(jī)處理后的分布

此外，本文參照Lu 和Yu (2015)的做法，截取入世前的樣本數(shù)據(jù)，將中間品關(guān)稅直接代入模型進(jìn)行回歸，如表4 第(3)列所示，中間品關(guān)稅(inputtariff)前的系數(shù)并不顯著，說明非觀測(cè)因素對(duì)本文估計(jì)結(jié)果的影響較小。

表4 識(shí)別假設(shè)檢驗(yàn)

(四)其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.直接加入關(guān)稅進(jìn)行回歸

直接采用各年度中間品關(guān)稅進(jìn)行估計(jì)亦是現(xiàn)有文獻(xiàn)中研究貿(mào)易自由化的常用方法。為保證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將中間品關(guān)稅替換交乘項(xiàng)進(jìn)入模型進(jìn)行回歸。如表5 第(1)列所示，中間品關(guān)稅對(duì)勞動(dòng)收入份額有負(fù)向影響，表明隨著關(guān)稅的降低，行業(yè)勞動(dòng)收入份額在上升，這與本文基準(zhǔn)回歸的結(jié)論一致。

2.改變分組方式

參照Liu 和Qiu (2016)的做法，本文分別計(jì)算行業(yè)入世前(1998—2001 年)和入世后(2001—2007 年)的平均關(guān)稅然后作差，通過差值來衡量行業(yè)中間品貿(mào)易自由化的程度，并以此來區(qū)分實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組。如表5 第(2)列所示，當(dāng)改變分組依據(jù)時(shí)，本文依然發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化顯著提高了制造業(yè)行業(yè)勞動(dòng)收入份額。

3.非關(guān)稅壁壘的影響

貿(mào)易自由化不僅包括關(guān)稅的降低，還包括非關(guān)稅壁壘的減少。中國為了加入WTO，承諾減少非關(guān)稅壁壘，且非關(guān)稅壁壘減少的時(shí)間區(qū)間在2001—2005 年，與中國入世所處階段重合。如不排除非關(guān)稅壁壘的影響，那么入世后控制組和實(shí)驗(yàn)組可能會(huì)受到多重影響，使得兩組無法進(jìn)行比較，導(dǎo)致本文無法厘清關(guān)稅降低所帶來的影響。非關(guān)稅壁壘較難量化，但鑒于紡織業(yè)的非關(guān)稅壁壘最多，因此本文借鑒余淼杰和梁中華(2014)的做法，刪除樣本中的紡織業(yè)后再進(jìn)行回歸，如表5 第(3)列所示，我們依然發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化顯著提高了制造業(yè)行業(yè)勞動(dòng)收入份額。

4.兩期倍差法

參照Bertrand 等(2004)的做法，本文將樣本分為兩個(gè)階段，一個(gè)階段是入世前(1998—2001 年)，另一個(gè)階段為入世后(2002—2007 年)，對(duì)表5 第(5)列所示的模型采用兩期倍差法進(jìn)行回歸分析，估計(jì)結(jié)果如表5 第(4)列所示。本文發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化依然顯著促進(jìn)了制造業(yè)行業(yè)勞動(dòng)收入份額的提升。作為穩(wěn)健性分析的一種方式，兩期倍差法的估計(jì)結(jié)果也表明了中間品貿(mào)易自由化影響勞動(dòng)收入份額的長期平均效應(yīng)。

表5 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(五)不同所有制回歸結(jié)果

中間品貿(mào)易自由化對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響可能會(huì)因?yàn)槠髽I(yè)所有制的不同而存在差別。本文參照蔣靈多和陸毅(2018)的做法，按注冊(cè)類型和實(shí)收占比區(qū)分企業(yè)所有制。參照Lu 和Yu (2015)的做法，本文將三類企業(yè)相關(guān)指標(biāo)分別匯總到行業(yè)層面進(jìn)行回歸，以探究中間品貿(mào)易自由化對(duì)勞動(dòng)收入份額影響的異質(zhì)性。如表6 所示，我們發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化對(duì)國有企業(yè)和外資企業(yè)勞動(dòng)收入份額影響并不顯著，但顯著提高了私營企業(yè)勞動(dòng)收入份額。國有企業(yè)往往承擔(dān)一些非營利性目標(biāo)，因此并不完全按照市場(chǎng)機(jī)制運(yùn)行。外資企業(yè)多以加工貿(mào)易為主，受關(guān)稅影響較小。因此中間品貿(mào)易自由化對(duì)這兩類企業(yè)影響并不顯著。私營企業(yè)的運(yùn)營較為靈活，面對(duì)進(jìn)口沖擊時(shí)會(huì)更多地遵循市場(chǎng)機(jī)制進(jìn)行生產(chǎn)調(diào)整。因此中間品貿(mào)易自由化對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響主要是由私營企業(yè)驅(qū)動(dòng)的。這也與趙燦和劉啟仁(2019)的研究較為類似。

表6 不同所有制回歸結(jié)果

四、機(jī)制分析

(一)分解估計(jì)

本文參照邵敏和黃玖立(2010)的做法，對(duì)勞動(dòng)收入份額做如下的分解。

其中，i 代表行業(yè)，t 代表年份，w 代表行業(yè)的平均勞動(dòng)報(bào)酬，即勞均工資與福利費(fèi)之和，y 為行業(yè)工業(yè)增加值總額，y/l 是行業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率。式(4)表示取對(duì)數(shù)的勞動(dòng)收入份額可被分解為行業(yè)人均報(bào)酬(取對(duì)數(shù))與行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率(取對(duì)數(shù))之差。如表7 所示，在不加入控制變量時(shí)，中間品貿(mào)易自由化對(duì)行業(yè)的人均報(bào)酬和勞動(dòng)生產(chǎn)率均產(chǎn)生負(fù)向影響。在加入其他控制變量以后，中間品貿(mào)易自由化對(duì)行業(yè)人均報(bào)酬的影響不再顯著。可能的原因在于，一方面，中間品貿(mào)易自由化使得企業(yè)購買更多高質(zhì)量的進(jìn)口中間品，進(jìn)而形成對(duì)高技能型雇員的替代，高技能工資會(huì)降低(Liu 和Qiu，2016；Amiti和Cameron，2012)；另一方面，企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張會(huì)使得企業(yè)對(duì)從事簡(jiǎn)單生產(chǎn)活動(dòng)的低素質(zhì)勞動(dòng)力的需求增加，低技能工資會(huì)上升(盛斌和毛其淋，2015)。加入控制變量后，中間品關(guān)稅降低對(duì)行業(yè)平均勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響仍顯著為負(fù)。根據(jù)勞動(dòng)收入份額的分解式可知，中間品貿(mào)易自由化會(huì)提高制造業(yè)行業(yè)的勞動(dòng)收入份額。

表7 分解估計(jì)

(二)行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)分解

這一部分主要探討中間品貿(mào)易自由化為何降低了行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率。借鑒Melitz 和Polanec (2015)的做法，本文對(duì)行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率進(jìn)行分解。具體做法如下:

其中，φi代表行業(yè)層面的勞動(dòng)生產(chǎn)率。Yi和Li分別代表行業(yè)層面的產(chǎn)出增加值和就業(yè)人數(shù)，均由行業(yè)內(nèi)的企業(yè)層面相應(yīng)指標(biāo)加總而來。行業(yè)層面的勞動(dòng)生產(chǎn)率可以改寫為:

其中，yj和lj分別代表企業(yè)層面的產(chǎn)出增加值和就業(yè)人數(shù)，?j代表企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，θj代表企業(yè)就業(yè)人數(shù)占所在行業(yè)總就業(yè)人數(shù)的比重。式(6)說明行業(yè)層面勞動(dòng)生產(chǎn)率是由企業(yè)層面勞動(dòng)生產(chǎn)率加總而來，按照Melitz 和Polanec (2015)的分解思路，本文將行業(yè)層面總的勞動(dòng)生產(chǎn)率變動(dòng)用式(7)表示:

其中，Δφit表示行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率在t 期和t－1 期之差，代表行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的總變動(dòng)。代表水平變動(dòng)，是t 期和t－1 期行業(yè)內(nèi)存活企業(yè)非加權(quán)勞動(dòng)生產(chǎn)率之差。Δcovs為資源再配置效應(yīng)，用行業(yè)內(nèi)t 期和t－1 期存活企業(yè)的就業(yè)比重和勞動(dòng)生產(chǎn)率的協(xié)方差的差值刻畫。第三項(xiàng)為進(jìn)入效應(yīng)，為t 期行業(yè)新進(jìn)入企業(yè)就業(yè)比重之和，當(dāng)新進(jìn)入企業(yè)的總行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率較高，超過在位企業(yè)總行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率時(shí)，這一項(xiàng)取值為正。第四項(xiàng)則表示退出效應(yīng)，是t－1 期退出企業(yè)就業(yè)份額的加總，當(dāng)退出企業(yè)總行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率低于在位企業(yè)總行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率時(shí)，這一項(xiàng)取值為正。

基于以上分析，本文將樣本分為入世前(t－1 期)和入世后(t 期)兩個(gè)階段，進(jìn)而區(qū)分在位企業(yè)、進(jìn)入企業(yè)和退出企業(yè)。接著，本文將所選取的解釋變量和控制變量按不同的階段取平均值，然后用入世后的取值減去入世前的取值，構(gòu)造如下差分模型:

其中，ΔDi代表總勞動(dòng)生產(chǎn)率變動(dòng)(Δφi)、在位企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率總的水平變動(dòng)、行業(yè)內(nèi)在位企業(yè)資源再配置效應(yīng) (Δcovs)、進(jìn)入效應(yīng) (entry)和退出效應(yīng)(exit)，將這幾項(xiàng)分別代入模型進(jìn)行回歸。表8 第(1)列的回歸結(jié)果表明中間品貿(mào)易自由化使得行業(yè)總的勞動(dòng)生產(chǎn)率降低，而第(2)— (5)列則表明行業(yè)總勞動(dòng)生產(chǎn)率的下降是由在位企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率下降及低勞動(dòng)生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)入引起的。

表8 中間品貿(mào)易自由化與行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率變動(dòng)

(三)進(jìn)一步討論

根據(jù)勞動(dòng)生產(chǎn)率的定義，本文將其再次分解為產(chǎn)出增加值(取對(duì)數(shù))與雇員人數(shù)(取對(duì)數(shù))之差。

結(jié)合對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的分解結(jié)果，本文區(qū)分了新進(jìn)入企業(yè)和在位企業(yè)并進(jìn)行進(jìn)一步討論分析。本文將產(chǎn)出增加值和雇員人數(shù)分別作為被解釋變量代入模型進(jìn)行回歸①產(chǎn)出增加值按照Brandt 等(2012)提供的指數(shù)進(jìn)行平減。，考察中間品貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)增加值和勞動(dòng)力投入的影響。如表9 所示，我們發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化顯著降低了新進(jìn)入企業(yè)和在位企業(yè)的產(chǎn)出增加值，但對(duì)勞動(dòng)力投入的影響并不顯著。正如前文所言，一方面，中間品貿(mào)易自由化使得企業(yè)購買更多高質(zhì)量的進(jìn)口中間品，進(jìn)而形成對(duì)高技能雇員的替代(Liu 和Qiu，2016；Amiti 和Cameron，2012)；另一方面，企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張會(huì)使得企業(yè)對(duì)從事簡(jiǎn)單生產(chǎn)活動(dòng)的低素質(zhì)勞動(dòng)力的需求增加(盛斌和毛其淋，2015)。這意味著中間品貿(mào)易自由化降低了制造業(yè)勞動(dòng)力的技能水平，而對(duì)進(jìn)口中間品的依賴以及勞動(dòng)力技能水平的下降抑制了產(chǎn)出增加值的增長。中間品貿(mào)易自由化會(huì)使得企業(yè)通過進(jìn)口中間品對(duì)高技能人才進(jìn)行替代并增加對(duì)低技能勞動(dòng)力的需求，總體而言對(duì)勞動(dòng)力需求的影響并不顯著。

表9 對(duì)不同狀態(tài)企業(yè)產(chǎn)出增加值與雇員人數(shù)的回歸

五、總結(jié)性評(píng)論

本文基于1998—2007 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)以及關(guān)稅數(shù)據(jù)，以中國加入WTO 為外生沖擊考察了中間品貿(mào)易自由化對(duì)中國制造業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響。本文的描述分析和估計(jì)結(jié)果均顯示，中間品貿(mào)易自由化顯著提升了制造業(yè)勞動(dòng)收入份額。這與現(xiàn)有文獻(xiàn)得出的結(jié)論正好相反(余淼杰和梁中華，2014)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)的研究對(duì)象為微觀企業(yè)，考察一般貿(mào)易企業(yè)和加工貿(mào)易企業(yè)間的差異。本文的研究對(duì)象為行業(yè)，考慮到中間品貿(mào)易自由化對(duì)進(jìn)口和非進(jìn)口企業(yè)均可能產(chǎn)生影響，本文所有行業(yè)層面指標(biāo)均由全樣本企業(yè)數(shù)據(jù)匯總而來，且本文依據(jù)入世前行業(yè)的中間品關(guān)稅水平進(jìn)行連續(xù)分組。這是因?yàn)榘凑罩袊娜胧莱兄Z，入世前關(guān)稅水平越高的行業(yè)后續(xù)關(guān)稅削減幅度越大，從而受中間品貿(mào)易自由化的影響越大。本文的分組方式能較好地規(guī)避現(xiàn)有文獻(xiàn)按照貿(mào)易模式進(jìn)行分組的弊端。機(jī)制分析表明，中間品貿(mào)易自由化顯著降低了行業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率，但對(duì)行業(yè)人均報(bào)酬的影響并不明顯。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響主要是由私營企業(yè)驅(qū)動(dòng)的。進(jìn)一步研究揭示，中間品貿(mào)易自由化對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響主要源于在位企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的下降以及低勞動(dòng)生產(chǎn)率企業(yè)的進(jìn)入。

本文的政策建議有以下幾個(gè)方面。首先，中國應(yīng)進(jìn)一步降低進(jìn)口中間品關(guān)稅以幫助越來越多的企業(yè)進(jìn)入國際和國內(nèi)市場(chǎng)，這有助于構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局。其次，本文所提出的對(duì)進(jìn)口中間品過度依賴的問題至今仍未得到有效解決。中美貿(mào)易摩擦以及新冠疫情爆發(fā)造成的關(guān)鍵零部件供應(yīng)短缺給中國企業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)帶來了極為不利的影響。因此國內(nèi)企業(yè)應(yīng)加大研發(fā)力度，主動(dòng)學(xué)習(xí)國外先進(jìn)技術(shù)，逐步擺脫對(duì)進(jìn)口中間品的過度依賴，以更好地應(yīng)對(duì)未來不利的貿(mào)易沖擊。最后，政府應(yīng)提供更多的培訓(xùn)服務(wù)平臺(tái)，幫助勞動(dòng)者提高自身技能。這不僅有助于提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，而且有利于企業(yè)積累更多的人力資本，提升自身創(chuàng)新能力。