李仁宇 鐘騰龍

（1.湖南科技大學(xué)，湖南 湘潭 411201；2.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)，北京 102206）

在貿(mào)易開(kāi)放情形下，根據(jù)斯托爾珀—薩繆爾森定理（Stolper-Samuelson Theorem，S-S定理），國(guó)際貿(mào)易是一國(guó)勞動(dòng)收入變動(dòng)的一個(gè)重要決定機(jī)制。當(dāng)前中國(guó)正著力通過(guò)自由貿(mào)易協(xié)定構(gòu)建對(duì)外開(kāi)放新平臺(tái)和新優(yōu)勢(shì)，推動(dòng)貿(mào)易開(kāi)放高水平發(fā)展。自由貿(mào)易協(xié)定的實(shí)施勢(shì)必影響中國(guó)的貿(mào)易開(kāi)放水平，從而對(duì)中國(guó)勞動(dòng)收入產(chǎn)生顯著影響，但目前對(duì)這一影響還缺乏實(shí)證檢驗(yàn)。

簽訂自由貿(mào)易協(xié)定旨在消除雙邊貿(mào)易壁壘，促進(jìn)產(chǎn)品和服務(wù)在區(qū)域內(nèi)國(guó)家間自由流動(dòng)，實(shí)現(xiàn)區(qū)域貿(mào)易和投資自由化。2002年中國(guó)與東盟簽署《中國(guó)—東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議》，中國(guó)—東盟自貿(mào)區(qū)（China-ASEAN Free Trade Area，CAFTA）建設(shè)啟動(dòng)，CAFTA是中國(guó)與其他國(guó)家建立的第一個(gè)自貿(mào)區(qū)，主要由發(fā)展中國(guó)家構(gòu)成。2004年底，中國(guó)與東盟各國(guó)簽署《貨物貿(mào)易協(xié)議》。2005年7月1日起，雙邊約7,000余種商品開(kāi)始全面降稅，標(biāo)志CAFTA進(jìn)入實(shí)施階段。由于中國(guó)—東盟之間存在較強(qiáng)的貿(mào)易互補(bǔ)性，CAFTA的設(shè)立為雙邊貿(mào)易與投資帶來(lái)發(fā)展機(jī)遇。CAFTA運(yùn)行以來(lái)，雙邊貿(mào)易壁壘大幅下調(diào)，極大促進(jìn)了雙邊貿(mào)易增長(zhǎng)。2005年雙邊全面降稅后，中國(guó)—東盟雙邊貿(mào)易額突破1,300億美元，東盟成為中國(guó)第四大貿(mào)易伙伴，中國(guó)為東盟第三大貿(mào)易伙伴。自2009年起，中國(guó)已連續(xù)13年保持東盟第一大貿(mào)易伙伴的地位。2020年，東盟首次超過(guò)歐盟躍升為中國(guó)最大貨物貿(mào)易伙伴。2021年，中國(guó)—東盟貨物貿(mào)易額達(dá)8,782億美元，同比增長(zhǎng)28.1%?？梢?jiàn)，CAFTA對(duì)推動(dòng)中國(guó)—東盟的雙邊貿(mào)易發(fā)揮了極為重要的作用。

本文以CAFTA為例考察自由貿(mào)易協(xié)定對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響。以CAFTA實(shí)施作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)事件，基于2000～2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行匹配，采用雙重差分法，實(shí)證檢驗(yàn)CAFTA實(shí)施對(duì)中國(guó)勞動(dòng)收入份額的影響，并驗(yàn)證勞動(dòng)報(bào)酬效應(yīng)和生產(chǎn)率效應(yīng)，為貿(mào)易開(kāi)放與中國(guó)勞動(dòng)收入份額變化的關(guān)系提供新的解釋和證據(jù)。本文可能的邊際貢獻(xiàn)有：首次從勞動(dòng)收入份額的角度考察自由貿(mào)易協(xié)定對(duì)要素收入分配的影響，豐富自由貿(mào)易協(xié)定的勞動(dòng)力市場(chǎng)效應(yīng)研究，也為貿(mào)易開(kāi)放與勞動(dòng)收入份額之間的關(guān)系提供新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)；厘清了自由貿(mào)易協(xié)定影響勞動(dòng)收入份額的兩個(gè)主要渠道，即勞動(dòng)報(bào)酬效應(yīng)和生產(chǎn)率效應(yīng)，揭示自由貿(mào)易協(xié)定這種貿(mào)易開(kāi)放方式影響要素收入分配效應(yīng)的機(jī)制；考察自由貿(mào)易協(xié)定的要素收入分配效應(yīng)，在當(dāng)前推動(dòng)對(duì)外開(kāi)放高水平發(fā)展和深化收入分配改革的背景下，有助于進(jìn)一步理解勞動(dòng)收入份額演變的動(dòng)因，也為中國(guó)進(jìn)一步推進(jìn)自貿(mào)區(qū)建設(shè)提供政策啟示。

一、文獻(xiàn)綜述與理論機(jī)制

（一）文獻(xiàn)綜述

1.勞動(dòng)收入份額的決定機(jī)制

中國(guó)勞動(dòng)收入份額變化的原因可以歸納為宏觀層面因素和企業(yè)自身特征因素兩大類(lèi)。從宏觀層面因素看，現(xiàn)有研究認(rèn)為偏向型技術(shù)進(jìn)步是勞動(dòng)收入份額演變的重要原因。Acemoglu（2002）指出，技術(shù)進(jìn)步具有偏向性特征，而偏向資本的技術(shù)進(jìn)步會(huì)提高資本收益而降低勞動(dòng)收入份額（王永進(jìn)和盛丹，2010）。黃先海和徐圣（2009）、陳宇峰等（2013）的實(shí)證研究均認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步偏向資本是中國(guó)勞動(dòng)收入比重下降的主要原因。除了技術(shù)進(jìn)步，現(xiàn)有研究認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（羅長(zhǎng)遠(yuǎn)和張軍，2009；周茂等，2018）、制度與政策（Blanchard and Giavazzi，2003；何歡浪和張娟，2019）、貿(mào)易開(kāi)放(余淼杰和梁中華，2014)等宏觀變量也會(huì)顯著影響勞動(dòng)收入份額。

影響勞動(dòng)收入份額的企業(yè)自身特征因素包括勞動(dòng)生產(chǎn)率、企業(yè)資本密集度、企業(yè)規(guī)模、融資約束等方面。企業(yè)資本密集度與企業(yè)勞動(dòng)收入份額存在顯著的負(fù)向關(guān)系（羅楚亮和倪青山，2015）；企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)勞動(dòng)收入份額越低（陸雪琴和田磊，2020）；融資約束顯著影響勞動(dòng)收入份額（羅長(zhǎng)遠(yuǎn)和陳琳，2012；邵敏等，2013），但內(nèi)源融資約束與外源融資約束對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響不同（祝樹(shù)金和趙玉龍，2016）；企業(yè)智能化顯著提高企業(yè)生產(chǎn)率，進(jìn)而促使勞動(dòng)收入下降（Acemoglu and Restrepo，2018）；談判力量、市場(chǎng)結(jié)構(gòu)等因素也會(huì)影響企業(yè)勞動(dòng)收入份額 （Bental and Demougin，2010；簡(jiǎn)澤等，2016）。

2.貿(mào)易開(kāi)放對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響

一國(guó)貿(mào)易開(kāi)放程度對(duì)勞動(dòng)收入份額具有顯著影響。根據(jù)要素稟賦理論，國(guó)際貿(mào)易會(huì)提高一國(guó)豐裕要素的報(bào)酬，由于勞動(dòng)力在發(fā)展中國(guó)家的要素稟賦結(jié)構(gòu)中處于相對(duì)豐裕地位，貿(mào)易開(kāi)放會(huì)提高發(fā)展中國(guó)家勞動(dòng)力的報(bào)酬水平。然而，實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果并不一致。一方面，部分研究認(rèn)為貿(mào)易開(kāi)放程度提高有利于勞動(dòng)報(bào)酬增加。白重恩和錢(qián)震杰（2010）的研究表明，貿(mào)易開(kāi)放程度提高有助于勞動(dòng)收入份額增加。Huang 等（2011）實(shí)證檢驗(yàn)表明，貿(mào)易開(kāi)放對(duì)勞動(dòng)收入份額同時(shí)存在技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和要素價(jià)格效應(yīng)。Guerriero和Sen（2012）發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開(kāi)放對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響為正。另一方面，部分研究檢驗(yàn)認(rèn)為貿(mào)易開(kāi)放程度提高不利于勞動(dòng)報(bào)酬增加。Harrison（2005）基于1960～2000年跨國(guó)數(shù)據(jù)對(duì)此進(jìn)行驗(yàn)證。吳國(guó)鋒和謝建國(guó)（2015）的研究表明，貿(mào)易依存度增加促使勞動(dòng)收入份額下降，且出口和進(jìn)口貿(mào)易依存度對(duì)勞動(dòng)收入份額提高均起抑制作用。

關(guān)稅削減帶來(lái)的貿(mào)易自由化提升了貿(mào)易開(kāi)放水平，也顯著影響勞動(dòng)收入份額。余淼杰和梁中華（2014）首次從微觀層面檢驗(yàn)貿(mào)易自由化對(duì)中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響，認(rèn)為貿(mào)易自由化通過(guò)資本品成本、中間投入品價(jià)格和技術(shù)引進(jìn)成本等3個(gè)渠道，對(duì)中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。蘭宜生和蘇錦紅（2018）統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，出口企業(yè)勞動(dòng)力收入份額低于非出口企業(yè)，實(shí)證檢驗(yàn)也發(fā)現(xiàn)加入WTO帶來(lái)的貿(mào)易自由化對(duì)中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額有負(fù)向沖擊。關(guān)稅削減帶來(lái)進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)。Autor等（2013）基于美國(guó)的經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)加劇促使就業(yè)和工資水平下降。鄧明（2022）發(fā)現(xiàn)，進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)不利于企業(yè)勞動(dòng)收入份額提升，微觀機(jī)理在于進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)對(duì)企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升效應(yīng)大于對(duì)勞動(dòng)力工資的提升效應(yīng)。進(jìn)一步的經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，中間品關(guān)稅削減與最終品關(guān)稅削減對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響不同。黃玖立和張龍（2021）檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，中間品貿(mào)易自由化提高有助于勞動(dòng)收入份額提升，主要原因在于中間品貿(mào)易自由化降低企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率。然而，杜鵬程等（2022）指出，由于進(jìn)口中間品關(guān)稅下降降低企業(yè)對(duì)勞動(dòng)要素的需求，從而不利于勞動(dòng)收入份額增加。

企業(yè)是否參與貿(mào)易也影響其勞動(dòng)收入份額。戴小勇和成力為（2014）基于1999～2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和傾向得分匹配方法實(shí)證發(fā)現(xiàn)，企業(yè)參與出口促使其勞動(dòng)收入份額下降，而且出口參與對(duì)出口依賴(lài)度高的企業(yè)勞動(dòng)收入份額影響更大。然而，吳曉怡和邵軍（2019）利用2004～2009年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的研究表明，出口使企業(yè)勞動(dòng)收入份額提高，但影響具有滯后性。

3.自由貿(mào)易協(xié)定的勞動(dòng)力市場(chǎng)效應(yīng)

姜鴻（2006）較早考察了自由貿(mào)易協(xié)定的勞動(dòng)力市場(chǎng)效應(yīng)，他基于特定要素模型的預(yù)測(cè)表明，中國(guó)和智利實(shí)現(xiàn)自由貿(mào)易后，中國(guó)勞動(dòng)力工資上升，中國(guó)相對(duì)于智利具有比較優(yōu)勢(shì)的紡織服裝、通用設(shè)備和塑料制品等3個(gè)產(chǎn)業(yè)的特定資本報(bào)酬將增加，而造紙業(yè)和有色金屬冶煉業(yè)這2個(gè)具有比較劣勢(shì)產(chǎn)業(yè)的特定資本報(bào)酬將減少。Caliendo和Parro（2015）考察了北美自貿(mào)區(qū)（NAFTA）建立的福利效應(yīng)，模擬分析表明加入NAFTA能促進(jìn)各協(xié)定成員工資的顯著增長(zhǎng)?？的莸龋?018）實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)—東盟自由貿(mào)易協(xié)定一方面提高中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的就業(yè)創(chuàng)造，另一方面降低就業(yè)破壞，從而顯著促進(jìn)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的就業(yè)增長(zhǎng)。李春頂?shù)龋?018）分析表明，區(qū)域貿(mào)易協(xié)定能夠通過(guò)降低關(guān)稅壁壘和非關(guān)稅壁壘促進(jìn)成員和非成員間的貿(mào)易，進(jìn)而為貿(mào)易參與國(guó)就業(yè)帶來(lái)益處。楊曦和楊宇舟（2022）的研究表明，RCEP促使中國(guó)與其他協(xié)定成員的實(shí)際工資增長(zhǎng)，但各協(xié)定成員實(shí)際工資的變動(dòng)和其全球價(jià)值鏈參與程度顯著相關(guān)。李霞等（2020）從行業(yè)角度模擬中非貿(mào)易自由化對(duì)中國(guó)要素收入分配的影響，模擬結(jié)果表明，無(wú)論非洲國(guó)家之間是否建立自貿(mào)區(qū)，建立中非自貿(mào)區(qū)從長(zhǎng)期看均有利于增加中國(guó)勞動(dòng)力和資本報(bào)酬。

綜上所述，現(xiàn)有研究表明：勞動(dòng)收入份額既受到宏觀層面因素的影響，也受到微觀企業(yè)自身特征因素的影響，而且貿(mào)易開(kāi)放是其中重要的影響因素。簽署自由貿(mào)易協(xié)定、推動(dòng)區(qū)域貿(mào)易自由化是當(dāng)前中國(guó)推動(dòng)高水平貿(mào)易開(kāi)放的重要安排，研究表明自由貿(mào)易協(xié)定對(duì)勞動(dòng)力就業(yè)和工資均具有重要影響。但有關(guān)自由貿(mào)易協(xié)定的勞動(dòng)力市場(chǎng)效應(yīng)的現(xiàn)有研究主要考察自由貿(mào)易協(xié)定對(duì)工資的影響，且主要采用模擬方法，不僅缺乏自由貿(mào)易協(xié)定對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響研究，而且缺乏基于自貿(mào)區(qū)實(shí)施前后實(shí)際數(shù)據(jù)變動(dòng)的計(jì)量檢驗(yàn)。CAFTA為研究自由貿(mào)易協(xié)定對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響提供了很好的切入點(diǎn)。CAFTA實(shí)施顯著促進(jìn)了中國(guó)—東盟間的雙邊貿(mào)易，也對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的就業(yè)具有顯著影響，但是否影響勞動(dòng)報(bào)酬還缺乏實(shí)證檢驗(yàn)。本文以CAFTA實(shí)施作為政策沖擊，采用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行匹配，構(gòu)建雙重差分模型，實(shí)證檢驗(yàn)CAFTA實(shí)施對(duì)中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響。本研究為自由貿(mào)易協(xié)定的勞動(dòng)力市場(chǎng)效應(yīng)提供新的研究視角，拓展和彌補(bǔ)現(xiàn)有關(guān)于貿(mào)易開(kāi)放和勞動(dòng)收入份額關(guān)系的研究。

（二）理論機(jī)制

CAFTA實(shí)施顯著提升自貿(mào)區(qū)成員的貿(mào)易開(kāi)放水平，勢(shì)必影響一國(guó)的要素收入分配。勞動(dòng)收入份額是勞動(dòng)者的勞動(dòng)報(bào)酬在國(guó)民收入中所占比重，是要素收入分配的集中反映。根據(jù)勞動(dòng)收入份額的定義，勞動(dòng)收入份額可分解為企業(yè)的人均勞動(dòng)報(bào)酬與其勞動(dòng)生產(chǎn)率之差，①詳細(xì)的分解過(guò)程請(qǐng)查看公式（2）。那么，CAFTA實(shí)施可能同時(shí)給中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額帶來(lái)勞動(dòng)報(bào)酬效應(yīng)和生產(chǎn)率效應(yīng)。

首先，根據(jù)斯托爾珀—薩繆爾森定理，國(guó)際貿(mào)易會(huì)提高一國(guó)相對(duì)豐裕要素的報(bào)酬。在CAFTA實(shí)施前后，中國(guó)仍具有顯著的勞動(dòng)力稟賦優(yōu)勢(shì)。中國(guó)與東盟具有較高的貿(mào)易互補(bǔ)性，中國(guó)在勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)部門(mén)具有顯著的比較優(yōu)勢(shì)，東盟在自然資源型產(chǎn)業(yè)部門(mén)具有比較優(yōu)勢(shì)。2005年中國(guó)與東盟按照《貨物貿(mào)易協(xié)議》實(shí)施相互關(guān)稅削減，勢(shì)必增強(qiáng)中國(guó)與東盟間的貿(mào)易互補(bǔ)性，推動(dòng)中國(guó)勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口增長(zhǎng)（程偉晶和馮帆，2014）。由此，CAFTA實(shí)施可能進(jìn)一步強(qiáng)化中國(guó)的勞動(dòng)力優(yōu)勢(shì)，弱化技術(shù)進(jìn)步的資本偏向，進(jìn)而提高勞動(dòng)報(bào)酬和勞動(dòng)收入份額，即勞動(dòng)報(bào)酬效應(yīng)。

其次，CAFTA實(shí)施使得進(jìn)口關(guān)稅（包括最終品關(guān)稅和中間品關(guān)稅）顯著削減，而關(guān)稅削減顯著影響企業(yè)生產(chǎn)率，CAFTA實(shí)施將通過(guò)生產(chǎn)率效應(yīng)影響勞動(dòng)收入份額。具體來(lái)看，CAFTA實(shí)施引致的關(guān)稅削減對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響包括：最終品關(guān)稅的削減能夠通過(guò)加劇市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)從而提高企業(yè)生產(chǎn)率（湯毅和尹翔碩，2014）；CAFTA實(shí)施帶來(lái)的中間品關(guān)稅削減抑制企業(yè)產(chǎn)率提升，主要原因如下：一方面，CAFTA實(shí)施帶來(lái)的中間品關(guān)稅削減促使企業(yè)更多地進(jìn)口中間品，這將抑制產(chǎn)出增加值的增長(zhǎng)（黃玖立和張龍，2021），但同時(shí)CAFTA實(shí)施促進(jìn)了企業(yè)就業(yè)增長(zhǎng)（康妮等，2018），根據(jù)勞動(dòng)生產(chǎn)率的計(jì)算公式，在產(chǎn)出增加值缺乏增長(zhǎng)的情況下，企業(yè)雇傭人數(shù)的增長(zhǎng)將降低勞動(dòng)生產(chǎn)率；另一方面，中間品關(guān)稅削減不利于企業(yè)創(chuàng)新，進(jìn)而降低企業(yè)生產(chǎn)率（陳維濤等，2018）。然而，中國(guó)—東盟中間品貿(mào)易在貿(mào)易總量中占有相當(dāng)大的比重，中國(guó)從東盟進(jìn)口中間品的數(shù)量遠(yuǎn)大于出口，由于關(guān)稅削減對(duì)中間品貿(mào)易具有放大效應(yīng)，從而更加顯著地促進(jìn)雙邊中間品貿(mào)易（丘兆逸和李樹(shù)娟，2014；李海蓮和張彤，2018）。綜合看最終品進(jìn)口關(guān)稅減免對(duì)生產(chǎn)率的正向效應(yīng)和中間投入品關(guān)稅減免的負(fù)向效應(yīng)，CAFTA實(shí)施將抑制企業(yè)生產(chǎn)率提升。根據(jù)要素間的互補(bǔ)關(guān)系，企業(yè)生產(chǎn)率下降將進(jìn)一步增加勞動(dòng)力使用，從而提高勞動(dòng)所得，則生產(chǎn)率與勞動(dòng)收入份額負(fù)相關(guān)。那么，CAFTA實(shí)施可能通過(guò)抑制企業(yè)生產(chǎn)率從而提高勞動(dòng)收入份額，即生產(chǎn)率效應(yīng)。勞動(dòng)報(bào)酬效應(yīng)和生產(chǎn)率效應(yīng)是否存在？有待進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）計(jì)量模型

雙重差分法是評(píng)估政策效應(yīng)的一種常用計(jì)量方法，本文以CAFTA實(shí)施作為政策沖擊，構(gòu)建如下形式的雙重差分模型，檢驗(yàn)自由貿(mào)易協(xié)定對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響。

其中，i表示企業(yè)，t表示時(shí)間；被解釋變量lsit為企業(yè)i在t時(shí)期的勞動(dòng)收入份額；Treati是分組虛擬變量，用來(lái)區(qū)別處理組和控制組，如企業(yè)i屬于處理組，則Treati取值為1，否則取值為0。本文借鑒康妮等（2018）的做法，以中國(guó)企業(yè)與東盟成員國(guó)①東盟成員國(guó)包括馬來(lái)西亞、菲律賓、泰國(guó)、印度尼西亞、新加坡、文萊、越南、老撾、緬甸和柬埔寨，本文使用的政策沖擊中國(guó)—東盟自貿(mào)區(qū)《貨物貿(mào)易協(xié)議》中的成員涉及10個(gè)東盟國(guó)家。的貿(mào)易（出口或進(jìn)口）份額作為劃分處理組和控制組的依據(jù)，具體做法如下：首先計(jì)算出樣本期間數(shù)據(jù)庫(kù)中的中國(guó)全部企業(yè)與東盟成員國(guó)的貿(mào)易份額，找出各個(gè)年份全部企業(yè)貿(mào)易份額的中位數(shù)；接下來(lái)找出所有年份貿(mào)易份額均大于中位數(shù)的企業(yè)，篩選出的企業(yè)即為主要與東盟成員國(guó)進(jìn)行貿(mào)易的企業(yè)，也是本文的處理組，將沒(méi)有與東盟成員國(guó)進(jìn)行貿(mào)易的企業(yè)作為本文的控制組。Post為時(shí)間虛擬變量。雖然2002年中國(guó)—東盟雙邊已正式簽署《中國(guó)—東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議》，但2005年7月1日起雙邊約7,000余種商品才開(kāi)始全面降稅，進(jìn)入實(shí)質(zhì)運(yùn)行階段。因此，本文與康妮等（2018）、李仁宇等（2020）的研究一致，以2005年作為政策沖擊年份，2005年之前的年份（Post）取0，2005年及以后的年份（Post）取1。Z為企業(yè)層面的控制變量，δi表示企業(yè)固定效應(yīng)，φt表示時(shí)間固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（二）變量選取

被解釋變量為勞動(dòng)收入份額（ls），其為國(guó)民收入初次分配中勞動(dòng)者報(bào)酬所占比例。本文借鑒何歡浪和張娟（2019）的做法，以企業(yè)勞動(dòng)收入占增加值的比例衡量。

本文選取的企業(yè)層面控制變量包括：企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率（lnlp），借鑒邵敏等（2013）的做法，采用銷(xiāo)售收入與勞動(dòng)者數(shù)量比值的對(duì)數(shù)表示；資本密集度水平（lncapital），用企業(yè)固定資產(chǎn)總值與企業(yè)雇傭人數(shù)之比反映；企業(yè)年齡（lnage），為樣本報(bào)告年份與企業(yè)成立年份之差并取對(duì)數(shù)處理；企業(yè)規(guī)模（lnsize），借鑒文雁兵和陸雪琴（2018）的做法，以企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的對(duì)數(shù)值衡量；融資約束（SA），以SA指數(shù)衡量，①SA指數(shù)的具體計(jì)算方法為：SA=0.043×lnscale2-0.04×age-0.737×lnscale。其中，lnscale為企業(yè)規(guī)模的自然對(duì)數(shù)，age為企業(yè)年齡。指數(shù)的絕對(duì)值越大，表明企業(yè)的融資約束程度越高；外商直接投資占比（fdi），為企業(yè)實(shí)收資本中來(lái)自外商投資包括港澳臺(tái)投資的比重；政府補(bǔ)貼（lnsubsidy），根據(jù)中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)信息，以企業(yè)獲得政府補(bǔ)貼額度的對(duì)數(shù)值衡量，如果企業(yè)在該年度沒(méi)有政府補(bǔ)貼，則以加1后取對(duì)數(shù)處理；國(guó)有企業(yè)（state），根據(jù)企業(yè)實(shí)收資本中來(lái)自國(guó)有投資的比重界定，如果這一比重超過(guò)50%，則界定為國(guó)有企業(yè)，state取值為1，否則state取值為0。

（三）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文主要使用兩套數(shù)據(jù)。第一套是海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫(kù)。該數(shù)據(jù)庫(kù)詳細(xì)記錄了中國(guó)海關(guān)商品HS編碼8分位的進(jìn)出口商品信息。本文依據(jù)聯(lián)合國(guó)網(wǎng)站提供的不同版本HS6位碼的對(duì)應(yīng)關(guān)系，統(tǒng)一不同年份的HS編碼，將企業(yè)海關(guān)編碼、出口金額和出口目的地等重要信息缺失以及出口目的地為中國(guó)的樣本數(shù)據(jù)刪除。第二套是中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。本文對(duì)該數(shù)據(jù)庫(kù)做如下清理：首先，僅保留制造業(yè)企業(yè)樣本數(shù)據(jù)；其次，刪除勞動(dòng)報(bào)酬、增加值、就業(yè)人數(shù)等重要指標(biāo)缺失的觀測(cè)值；最后，依據(jù)公認(rèn)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則基礎(chǔ)，刪除流動(dòng)資產(chǎn)或固定資產(chǎn)合計(jì)大于總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈值大于總資產(chǎn)、企業(yè)法人代碼缺失、成立時(shí)間無(wú)效等觀測(cè)值。在此基礎(chǔ)上，筆者對(duì)中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。由于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中2008～2010年缺乏勞動(dòng)力工資數(shù)據(jù)，2007年后缺乏工業(yè)增加值數(shù)據(jù)，本文僅保留2000～2007年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。表1顯示，處理組企業(yè)（主要與東盟貿(mào)易的企業(yè)）的勞動(dòng)收入份額均值要低于控制組企業(yè)（沒(méi)有與東盟貿(mào)易的企業(yè)）的水平。但是，從包括勞動(dòng)生產(chǎn)率、資本密集度水平等在內(nèi)的控制變量均值看，處理組企業(yè)的水平均要大于控制組企業(yè)。

表1 變量的統(tǒng)計(jì)性描述

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

我們以2005年CAFTA實(shí)施作為政策沖擊年份，利用倍差法對(duì)計(jì)量模型（1）進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表2。列（1）放入待估計(jì)的倍差項(xiàng)，并控制時(shí)間和企業(yè)固定效應(yīng)，沒(méi)有加入其他控制變量，結(jié)果顯示倍差項(xiàng)（D×T）的估計(jì)系數(shù)為0.007，在1%的顯著性水平下為正。這表明CAFTA實(shí)施后，與控制組企業(yè)相比，處理組企業(yè)的平均勞動(dòng)收入份額實(shí)現(xiàn)了增長(zhǎng)，CAFTA實(shí)施對(duì)提升中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額具有積極的促進(jìn)作用。與列（1）相比，列（2）加入企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模等控制變量，倍差項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著性沒(méi)有變化，但估計(jì)系數(shù)變大，表明列（1）的估計(jì)可能遺漏了一些影響勞動(dòng)收入份額的重要變量。列（3）進(jìn)一步加入企業(yè)資本密集度變量，倍差項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)略有下降。列（4）進(jìn)一步控制企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，倍差項(xiàng)的系數(shù)為0.0119，顯著性沒(méi)有發(fā)生變化，但相對(duì)列（3）數(shù)值明顯變小。列（3）和列（4）的估計(jì)結(jié)果一方面表明企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率是影響勞動(dòng)收入份額的重要因素，勞動(dòng)生產(chǎn)率提高，企業(yè)減少勞動(dòng)需求而降低勞動(dòng)所得，從而企業(yè)勞動(dòng)收入份額下降；另一方面表明CAFTA實(shí)施可能通過(guò)影響企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率進(jìn)而影響企業(yè)勞動(dòng)收入份額，即勞動(dòng)生產(chǎn)率可能是其中一個(gè)重要的影響渠道，下文將對(duì)此進(jìn)行驗(yàn)證。列（1）～列（4）的估計(jì)結(jié)果與本文的預(yù)期分析一致，總體上看，CAFTA實(shí)施對(duì)推動(dòng)中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額增長(zhǎng)具有顯著的積極作用。

表2 CAFTA實(shí)施對(duì)中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額影響的 基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

從控制變量的估計(jì)結(jié)果看，列（4）顯示：勞動(dòng)生產(chǎn)率的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，意味著企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率與勞動(dòng)收入份額負(fù)相關(guān)；企業(yè)的資本密集度與勞動(dòng)收入份額負(fù)相關(guān)，資本密集度提高，將增加資本在企業(yè)收入分配中的比重；企業(yè)年齡與勞動(dòng)收入份額顯著正相關(guān)，企業(yè)年齡越大，其勞動(dòng)收入份額越高；以主營(yíng)業(yè)務(wù)收入衡量的企業(yè)規(guī)模與勞動(dòng)收入份額顯著負(fù)相關(guān)，與文雁兵和陸雪琴（2018）的研究結(jié)論一致；外商直接投資占比、政府補(bǔ)貼、是否為國(guó)有企業(yè)這3個(gè)變量與勞動(dòng)收入份額顯著正相關(guān)。

（二）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

平行趨勢(shì)檢驗(yàn)是使用DID方法的必備要求。具體而言，處理組與控制組的勞動(dòng)收入份額在政策沖擊時(shí)間之前應(yīng)該保持相同的趨勢(shì)，或者說(shuō)二者的變化趨勢(shì)并不存在顯著差異。我們采用檢驗(yàn)平行趨勢(shì)的常用方法，首先為樣本期間的每個(gè)年份均生成一個(gè)虛擬變量，對(duì)應(yīng)年份的該虛擬變量取值為1，否則為0；然后生成各個(gè)年份的虛擬變量（T±n，n=2000，2001，…，2007）和樣本分組虛擬變量（Treati）之間的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)反映特定年份處理組和控制組之間勞動(dòng)收入份額的差異。我們將生成的這些交互項(xiàng)同時(shí)納入一個(gè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，為避免共線(xiàn)性，沒(méi)有把政策沖擊前1年的交互項(xiàng)納入模型。估計(jì)得到的這些交互項(xiàng)系數(shù)反映了給定年份處理組和控制組之間的勞動(dòng)收入份額是否存在顯著差異。

圖1顯 示，在CAFTA實(shí) 施 前（2005年前），各個(gè)交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均沒(méi)有通過(guò)10%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明在政策沖擊前處理組和控制組的勞動(dòng)收入份額并不存在顯著差異，符合平行趨勢(shì)假定。在政策沖擊當(dāng)年及以后，各交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，而且系數(shù)呈不斷增加態(tài)勢(shì)，表明CAFTA實(shí)施給處理組企業(yè)的勞動(dòng)收入份額帶來(lái)顯著正向沖擊，而且這種正向沖擊隨時(shí)間推移呈不斷增強(qiáng)態(tài)勢(shì)。

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

1.更換被解釋變量的度量

本文參考文雁兵和陸雪琴（2018）的做法，采用企業(yè)勞動(dòng)報(bào)酬占企業(yè)增加值的百分比衡量勞動(dòng)收入占比，企業(yè)增加值采用收入法計(jì)算得到。勞動(dòng)收入占比的計(jì)算公式為：勞動(dòng)收入份額=應(yīng)付工資總額/（應(yīng)付工資總額＋營(yíng)業(yè)利潤(rùn)＋累計(jì)折舊＋利息支出＋應(yīng)付增值稅）。以這個(gè)公式計(jì)算得到的勞動(dòng)收入占比作為被解釋變量重新進(jìn)行上述回歸。更換被解釋變量度量后的回歸結(jié)果見(jiàn)表3列（1），結(jié)果顯示，倍差項(xiàng)（D×T）的估計(jì)系數(shù)為0.004，在1%的顯著性水平下為正。雖然這一估計(jì)系數(shù)略小于表2中的相應(yīng)估計(jì)系數(shù)，但從估計(jì)系數(shù)的符合方向和顯著性看，更換被解釋變量度量后的估計(jì)結(jié)果與表2的結(jié)果一致，表明表2的倍差項(xiàng)估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。

2.預(yù)期效應(yīng)

雖然2002年中國(guó)—東盟正式簽署《中國(guó)—東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議》，但2005年7月1日起才開(kāi)始全面降稅，即CAFTA于2002年開(kāi)始啟動(dòng)，2005年正式實(shí)施。雖然所有的協(xié)定商品在正式實(shí)施階段才可充分享受關(guān)稅優(yōu)惠待遇，但出口企業(yè)會(huì)存在政策預(yù)期進(jìn)而可能會(huì)選擇提前布局，從要素投入方面提前著手安排，因此，CAFTA實(shí)施可能對(duì)出口企業(yè)存在預(yù)期效應(yīng)。本文以CAFTA實(shí)施前1年（2004年）作為政策沖擊年份設(shè)置倍差項(xiàng)（D×T2004）。表3列（2）的回歸結(jié)果顯示，倍差項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為正但不顯著，說(shuō)明CAFTA實(shí)施對(duì)中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額不存在預(yù)期效應(yīng)。

3.傾向得分匹配—倍差法

為進(jìn)一步驗(yàn)證表2估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，基于傾向得分匹配—倍差法（PSM-DID）重新估計(jì)CAFTA實(shí)施對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響。筆者選擇企業(yè)規(guī)模、資本密集度、企業(yè)年齡、融資約束以及企業(yè)性質(zhì)等作為匹配變量，運(yùn)用近鄰匹配方法進(jìn)行匹配，得到新的處理組和控制組，進(jìn)一步運(yùn)用倍差法估計(jì)。表3列（3）結(jié)果顯示，倍差項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)依然顯著為正，表明CAFTA實(shí)施對(duì)中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用。

4.兩期倍差法

上述實(shí)證結(jié)果是利用多個(gè)時(shí)期的樣本并采用倍差法估計(jì)得到，但多期倍差法估計(jì)可能存在序列相關(guān)問(wèn)題，進(jìn)而可能高估倍差項(xiàng)的顯著性（Bertrand et al, 2004）。為解決這個(gè)問(wèn)題，本文接下來(lái)采用兩期倍差法估計(jì)計(jì)量模型（1）。根據(jù)政策實(shí)施年份（2005年），將樣本數(shù)據(jù)劃分為2000～2004年和2005～2007年兩個(gè)時(shí)間段，然后針對(duì)每個(gè)時(shí)段對(duì)每個(gè)樣本企業(yè)的各項(xiàng)指標(biāo)求算術(shù)平均值，進(jìn)而得到只包含兩期觀測(cè)值的樣本數(shù)據(jù)，重新利用倍差法進(jìn)行回歸。表3列（4）的估計(jì)結(jié)果顯示，倍差項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為0.0187，在1%的顯著性水平下為正，估計(jì)系數(shù)的大小與顯著性并沒(méi)有發(fā)生明顯變化，進(jìn)一步表明表2估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

5.縮尾處理

為檢驗(yàn)CAFTA實(shí)施對(duì)中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響是否受到樣本中可能存在的異常值的影響，我們對(duì)勞動(dòng)收入份額數(shù)據(jù)進(jìn)行縮尾處理。根據(jù)表3列（5）可知，縮尾處理后倍差項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為0.0118，在1%的顯著性水平下為正，與表2列（4）的估計(jì)結(jié)果高度一致，表明CAFTA實(shí)施對(duì)中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響沒(méi)有明顯受到異常觀測(cè)值的影響。

6.對(duì)CAFTA實(shí)施前后都存在的企業(yè)樣本的回歸

CAFTA實(shí)施對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響可能受到企業(yè)進(jìn)入或退出CAFTA市場(chǎng)的影響，為進(jìn)一步考察CAFTA實(shí)施對(duì)中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額影響的穩(wěn)健性，只保留CAFTA實(shí)施前后都存在的企業(yè)樣本，重新進(jìn)行回歸。表3列（6）顯示，倍差項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為0.0115，估計(jì)系數(shù)的顯著性和大小與表2列（4）的估計(jì)結(jié)果高度一致，表明CAFTA實(shí)施對(duì)中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響并沒(méi)有明顯受到政策沖擊前后企業(yè)進(jìn)入或退出CAFTA市場(chǎng)的影響。

表3 CAFTA實(shí)施對(duì)中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

（四）異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

1.行業(yè)要素密集度異質(zhì)性

行業(yè)要素密集度反映某一行業(yè)內(nèi)產(chǎn)品生產(chǎn)所需不同要素投入之間的關(guān)系，要素密集度會(huì)影響要素替代彈性，進(jìn)而影響勞動(dòng)收入份額。CAFTA實(shí)施是否對(duì)不同行業(yè)要素密集度的勞動(dòng)收入份額帶來(lái)差異化影響？本文根據(jù)HS編碼與制造業(yè)行業(yè)代碼之間的匹配關(guān)系，按照資源密集度分類(lèi)法，將樣本數(shù)據(jù)劃分為勞動(dòng)密集型行業(yè)、資本密集型行業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)，進(jìn)而考察CAFTA實(shí)施對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響在行業(yè)要素密集度方面是否存在異質(zhì)性。

表4列（1）～列（3）的估計(jì)結(jié)果顯示，勞動(dòng)密集型和技術(shù)密集型行業(yè)的倍差項(xiàng)估計(jì)系數(shù)顯著為正。雖然倍差項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在資本密集型行業(yè)中也為正，但沒(méi)有通過(guò)10%的顯著性水平檢驗(yàn)。這表明CAFTA實(shí)施主要影響勞動(dòng)密集型和技術(shù)密集型行業(yè)內(nèi)企業(yè)的勞動(dòng)收入份額。這一估計(jì)結(jié)果符合預(yù)期，勞動(dòng)收入份額高的行業(yè)更加傾向于勞動(dòng)密集型（吳曉怡和邵軍，2019）。根據(jù)S-S定理，中國(guó)是勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的主要出口國(guó)，CAFTA實(shí)施更加有利于發(fā)揮中國(guó)勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)，有利于這一行業(yè)的勞動(dòng)報(bào)酬提升。另外，CAFTA實(shí)施也促進(jìn)技術(shù)密集型行業(yè)發(fā)展，技術(shù)密集型行業(yè)發(fā)展需要更多技能型人才投入，從而增加企業(yè)勞動(dòng)報(bào)酬。

2.行業(yè)集中度異質(zhì)性

行業(yè)集中度在一定程度上能夠反映行業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度，集中度高的行業(yè)內(nèi)企業(yè)規(guī)模分布不均，行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度較低；集中度低的行業(yè)內(nèi)企業(yè)規(guī)模分布相對(duì)均勻，行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度較高。行業(yè)集中度高，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度低，企業(yè)更加容易獲得壟斷租金，促使企業(yè)提高成本加成率，進(jìn)而降低勞動(dòng)收入份額（盛斌和郝碧榕，2021）。因此，本文接下來(lái)考察CAFTA實(shí)施對(duì)不同行業(yè)集中度的企業(yè)勞動(dòng)收入份額影響是否存在差異。借鑒Autor等(2020)的方法，使用行業(yè)前20名大企業(yè)的產(chǎn)值占比衡量行業(yè)集中度，將高于該產(chǎn)值占比中位數(shù)的行業(yè)定義為高集中度行業(yè)，將低于該產(chǎn)值占比中位數(shù)的行業(yè)定義為低集中度行業(yè)，分別估計(jì)計(jì)量模型（1），得到表4列（4）和列（5）。估計(jì)結(jié)果表明，雖然倍差項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在行業(yè)集中度高和行業(yè)集中度低的組別中均顯著為正，但行業(yè)集中度低的樣本企業(yè)估計(jì)系數(shù)為0.0138，大于行業(yè)集中度高的組別中的倍差項(xiàng)估計(jì)系數(shù)，表明CAFTA實(shí)施對(duì)行業(yè)集中度低即行業(yè)內(nèi)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度高的企業(yè)勞動(dòng)收入份額影響相對(duì)較大，與前文理論分析一致。

3.企業(yè)所有制類(lèi)型異質(zhì)性

所有制差異是影響企業(yè)經(jīng)營(yíng)行為的重要因素。本部分檢驗(yàn)CAFTA實(shí)施對(duì)不同所有制類(lèi)型企業(yè)的勞動(dòng)收入份額是否產(chǎn)生異質(zhì)性影響。根據(jù)企業(yè)實(shí)收資本中的國(guó)有資本、非國(guó)有資本（包括私人和外商）等類(lèi)型資本所占比例，劃分為國(guó)有企業(yè)樣本和非國(guó)有企業(yè)樣本。根據(jù)表4的估計(jì)結(jié)果可知，國(guó)有企業(yè)倍差項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)但不顯著；非國(guó)有企業(yè)倍差項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為0.0133，在1%的顯著性水平下為正。可見(jiàn)，CAFTA實(shí)施對(duì)非國(guó)有企業(yè)勞動(dòng)收入份額產(chǎn)生顯著的正向影響。這可能是由于CAFTA實(shí)施顯著提高了非國(guó)有企業(yè)的就業(yè)創(chuàng)造，降低其就業(yè)破壞，從而顯著促進(jìn)非國(guó)有企業(yè)就業(yè)增長(zhǎng)（康妮等，2018），即當(dāng)面對(duì)CAFTA實(shí)施帶來(lái)的有利政策沖擊，非國(guó)有企業(yè)可能更加傾向于發(fā)揮中國(guó)勞動(dòng)力要素稟賦優(yōu)勢(shì)，以勞動(dòng)替代資本，從而促使其勞動(dòng)報(bào)酬提升。

表4 CAFTA實(shí)施對(duì)企業(yè)勞動(dòng)收入份額影響的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

四、影響機(jī)制檢驗(yàn)

為進(jìn)一步探討CAFTA實(shí)施對(duì)中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的作用機(jī)制，借鑒許家云（2020）的研究，依據(jù)勞動(dòng)收入份額的定義，我們對(duì)其分解如下：

其中，i代表企業(yè)，t代表年份，w為企業(yè)i在t時(shí)期的勞動(dòng)報(bào)酬，包括在崗職工平均工資和福利費(fèi)之和，y為企業(yè)i在t時(shí)期的工業(yè)增加值，l為企業(yè)i在t時(shí)期的就業(yè)人數(shù)，y/l為企業(yè)i在t時(shí)期的勞動(dòng)生產(chǎn)率?？梢?jiàn)，企業(yè)i在t時(shí)期的勞動(dòng)收入份額（取對(duì)數(shù)）分解為企業(yè)人均勞動(dòng)報(bào)酬（取對(duì)數(shù)）與其勞動(dòng)生產(chǎn)率（取對(duì)數(shù)）之差。那么，CAFTA實(shí)施對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響便分解為對(duì)企業(yè)勞動(dòng)報(bào)酬的影響和對(duì)企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響兩部分，即勞動(dòng)報(bào)酬效應(yīng)和生產(chǎn)率效應(yīng)。我們將企業(yè)勞動(dòng)報(bào)酬和勞動(dòng)生產(chǎn)率分別作為被解釋變量進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表5列（1）和列（2）。

表5列（1）顯示倍差項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為0.0462，通過(guò)1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明CAFTA實(shí)施顯著提高了中國(guó)出口企業(yè)的人均勞動(dòng)報(bào)酬。CAFTA實(shí)施后，相對(duì)于與東盟沒(méi)有貿(mào)易聯(lián)系的企業(yè)，與東盟有主要貿(mào)易關(guān)系的企業(yè)的人均勞動(dòng)報(bào)酬提高了0.0462個(gè)單位。由此表明，CAFTA實(shí)施給中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額帶來(lái)顯著的“勞動(dòng)報(bào)酬效應(yīng)”。列（2）顯示倍差項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，意味著CAFTA實(shí)施對(duì)與東盟有主要貿(mào)易關(guān)系的企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率帶來(lái)顯著的負(fù)向沖擊。由于勞動(dòng)生產(chǎn)率與企業(yè)勞動(dòng)收入份額負(fù)相關(guān)，由此，CAFTA實(shí)施帶來(lái)的生產(chǎn)率下降將有利于企業(yè)勞動(dòng)收入份額提升，即生產(chǎn)率效應(yīng)。對(duì)此，表5列（3）進(jìn)一步提供了支撐證據(jù)，列（3）以采用LP法（Levinsohn and Petrin，2003）計(jì)算得到的全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量進(jìn)行回歸，得到的倍差項(xiàng)估計(jì)系數(shù)依然顯著為負(fù)，系數(shù)的顯著性和大小與列（2）一致。由于全要素生產(chǎn)率在一定程度上反映了企業(yè)技術(shù)偏向（文雁兵和陸雪琴，2018），技術(shù)進(jìn)步偏向勞動(dòng)有利于勞動(dòng)收入份額提升。列（3）倍差項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果說(shuō)明，CAFTA實(shí)施降低了與東盟有主要貿(mào)易關(guān)系的企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步資本偏向，從而有利于勞動(dòng)收入份額增加。接下來(lái)，根據(jù)勞動(dòng)生產(chǎn)率的定義，筆者對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率進(jìn)行分解，進(jìn)一步探討勞動(dòng)生產(chǎn)率下降的原因。將企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率分解為產(chǎn)出增加值（對(duì)數(shù)）與就業(yè)吸納人數(shù)（對(duì)數(shù)）之差。

根據(jù)公式（3），我們分別檢驗(yàn)CAFTA實(shí)施對(duì)中國(guó)企業(yè)產(chǎn)出增加值的影響和對(duì)就業(yè)吸納人數(shù)的影響，如果CAFTA實(shí)施抑制了產(chǎn)出增加值而增加了就業(yè)人數(shù)，那么可以認(rèn)為其抑制了企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率提升，從而與前面的理論解釋一致。表5列（4）和列（5）報(bào)告了產(chǎn)出增加值和就業(yè)人數(shù)作為被解釋變量的估計(jì)結(jié)果，列（4）的倍差項(xiàng)估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，即CAFTA實(shí)施抑制了產(chǎn)出增加值；列（5）的倍差項(xiàng)估計(jì)系數(shù)顯著為正，即CAFTA實(shí)施促進(jìn)了就業(yè)增長(zhǎng)。根據(jù)勞動(dòng)生產(chǎn)率的分解公式可知，CAFTA實(shí)施整體上拉低了與東盟有主要貿(mào)易關(guān)系的企業(yè)的生產(chǎn)率水平。

綜合表5各列估計(jì)結(jié)果，CAFTA實(shí)施一方面促使與東盟有主要貿(mào)易關(guān)系的企業(yè)的平均勞動(dòng)報(bào)酬提升；另一方面通過(guò)抑制產(chǎn)出增加值和促進(jìn)就業(yè)，進(jìn)而抑制企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，并降低這些企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步資本偏向，從而促使這些企業(yè)的勞動(dòng)收入份額提升。

表5 CAFTA實(shí)施對(duì)勞動(dòng)收入份額的影響機(jī)制檢驗(yàn)

五、結(jié)論與政策建議

簽訂自由貿(mào)易協(xié)定、推動(dòng)區(qū)域貿(mào)易自由化是當(dāng)前中國(guó)促進(jìn)貿(mào)易開(kāi)放高水平發(fā)展的重點(diǎn)工作，對(duì)促進(jìn)協(xié)定成員之間的經(jīng)貿(mào)發(fā)展具有重要作用，也顯著影響協(xié)定成員的勞動(dòng)力市場(chǎng)。勞動(dòng)收入份額是要素收入分配的核心議題，本文考察自由貿(mào)易協(xié)定的要素收入分配效應(yīng)，擴(kuò)展和豐富現(xiàn)有關(guān)于自由貿(mào)易協(xié)定的勞動(dòng)力市場(chǎng)效應(yīng)、貿(mào)易開(kāi)放與勞動(dòng)收入份額關(guān)系等方面的研究。本文以CAFTA實(shí)施為例，考察自由貿(mào)易協(xié)定的要素收入分配效應(yīng)，選取2000～2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行匹配，以CAFTA實(shí)施為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，構(gòu)建雙重差分模型，實(shí)證檢驗(yàn)CAFTA實(shí)施對(duì)中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的影響，分析其中可能存在的異質(zhì)性影響，考察其影響機(jī)制，得到如下結(jié)論：

倍差法檢驗(yàn)表明，相對(duì)于與東盟沒(méi)有貿(mào)易聯(lián)系的企業(yè)，CAFTA實(shí)施對(duì)與東盟有主要貿(mào)易聯(lián)系的企業(yè)的勞動(dòng)收入份額產(chǎn)生顯著正向影響，即CAFTA實(shí)施顯著促進(jìn)了中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額提升。在改變被解釋變量勞動(dòng)收入份額的度量、使用安慰劑檢驗(yàn)、使用傾向得分匹配—倍差法、使用兩期倍差法、進(jìn)行縮尾處理以及對(duì)CAFTA實(shí)施前后都存在的樣本企業(yè)進(jìn)行回歸等穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，實(shí)證結(jié)論仍具有較好的穩(wěn)健性。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，CAFTA實(shí)施主要促進(jìn)了勞動(dòng)密集型行業(yè)、技術(shù)密集型行業(yè)、集中度低的行業(yè)、非國(guó)有企業(yè)的勞動(dòng)收入份額增長(zhǎng)。影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，CAFTA實(shí)施一方面促進(jìn)企業(yè)平均勞動(dòng)報(bào)酬提升，即存在顯著的勞動(dòng)報(bào)酬效應(yīng)；另一方面抑制相關(guān)企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率，降低其技術(shù)進(jìn)步的資本偏向，從而促使其勞動(dòng)收入份額提升，即存在顯著的生產(chǎn)率效應(yīng)。

基于上述研究結(jié)論，筆者提出如下政策建議：首先，本文研究表明自由貿(mào)易協(xié)定有利于提升勞動(dòng)收入份額，在當(dāng)前全球多邊貿(mào)易受阻的情況下，中國(guó)應(yīng)進(jìn)一步加快與相關(guān)國(guó)家的談判，搭建區(qū)域貿(mào)易合作平臺(tái)，推進(jìn)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易和投資可持續(xù)發(fā)展，穩(wěn)定并積極擴(kuò)大勞動(dòng)力需求，提高勞動(dòng)報(bào)酬。其次，自由貿(mào)易協(xié)定影響中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)收入份額的一個(gè)重要方面在于其抑制了中國(guó)企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，然而，當(dāng)前對(duì)外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展要求企業(yè)提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，在自由貿(mào)易協(xié)定不斷擴(kuò)展和深化的背景下，中國(guó)應(yīng)優(yōu)化人才培養(yǎng)結(jié)構(gòu)，培養(yǎng)新時(shí)代條件下能夠適應(yīng)新科技革命和高水平貿(mào)易開(kāi)放要求的技能型人才，優(yōu)化勞動(dòng)力供求市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，推動(dòng)生產(chǎn)率與勞動(dòng)報(bào)酬同步提高。最后，東盟自貿(mào)區(qū)3.0版即將啟動(dòng)，中國(guó)—東盟雙方將在數(shù)字經(jīng)濟(jì)、綠色經(jīng)濟(jì)、新基建等新興領(lǐng)域加強(qiáng)合作，中國(guó)政府應(yīng)及時(shí)研判自貿(mào)區(qū)升級(jí)可能給勞動(dòng)力就業(yè)市場(chǎng)帶來(lái)的沖擊，加快培育新興經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的勞動(dòng)力供給，通過(guò)引導(dǎo)、教育和培訓(xùn)推動(dòng)就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，提高勞動(dòng)力在新興經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的就業(yè)能力，為實(shí)施自貿(mào)區(qū)3.0版增強(qiáng)內(nèi)生動(dòng)力，也為推動(dòng)勞動(dòng)收入份額提升帶來(lái)新契機(jī)。