二元經(jīng)濟條件下中國勞動收入占比影響因素研究＊——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證分析

陳宗勝，宗振利

（南開大學 經(jīng)濟研究所，天津300071）

改革開放30多年來，中國經(jīng)濟保持了快速持續(xù)增長，國內(nèi)生產(chǎn)總值年均增長9.8%，一躍成為世界第二大經(jīng)濟體。但同時，一些矛盾和問題逐漸顯現(xiàn)，其中勞動收入占比①不斷下降已成為社會廣泛關(guān)注的焦點問題之一。我國勞動收入占比已從1997年的52.89%下降到2011年的44.94%，②十多年間下降了8個百分點，下降幅度明顯，且目前的比率遠低于國際平均水平。③對于勞動收入占比下降的事實，理論界與實際工作部門都已基本達成共識，而對影響勞動收入占比變動的因素卻頗有爭議。本文研究表明，目前我國正處于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型期，二元經(jīng)濟特征明顯。因此，本文基于中國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)分析勞動收入占比的影響因素更具有現(xiàn)實意義，更有利于提出調(diào)整收入分配比率的針對性政策。

一、文獻綜述

從國際學術(shù)界的歷史動態(tài)看，對于勞動收入占比的研究最早可追溯到李嘉圖（1817）的古典政治經(jīng)濟學。邊際革命之后，新古典經(jīng)濟學不僅繼承了古典經(jīng)濟學家從生產(chǎn)要素角度研究收入分配的傳統(tǒng)，而且將生產(chǎn)要素的功能（貢獻）作為其獲得分配的依據(jù)，④他們將功能性收入分配的研究放在中心位置（Kramer，2010）。對勞動收入占比的大量經(jīng)驗研究也促成了美國國家經(jīng)濟研究局（NBER）的誕生（Stone，1945）。20世紀50－70年代，這一領域曾出現(xiàn)不少研究成果，其中最有影響的是Kaldor（1961）提出的理論，他發(fā)現(xiàn)勞動收入占比長期內(nèi)是恒定不變的，這被稱作是經(jīng)濟增長的六大典型事實之一，后來的學者稱其為“卡爾多事實”。⑤之后相當長的一段時間內(nèi)，“卡爾多事實”一直在該領域中占據(jù)支配地位，以致于學術(shù)界對勞動收入占比的研究興趣逐漸消減（Atkinson，1997）。但是20世紀80年代之后，發(fā)達國家尤其是歐洲大陸國家的勞動收入占比出現(xiàn)了下降的趨勢?！翱柖嗍聦崱笔艿搅饲八从械奶魬?zhàn)，學者們對這一領域的研究熱情又高漲起來，從不同角度給出了理論解釋。⑥

我國學術(shù)界對此的研究熱情是由2000年后勞動收入占比持續(xù)下降的事實引起的。有人關(guān)注到勞動收入占比持續(xù)下降產(chǎn)生的伴隨現(xiàn)象及可能的后果，如陳宗勝（1991）、Daudey和Garcia－Penalosa（2007）注意到在勞動收入占比下降的過程中通常伴隨著收入差距的不斷拉大，功能性收入分配失衡造成規(guī)模性收入分配不平等；Kujis（2006）和汪同三（2007）則認為勞動收入占比的下降是近年來我國消費低迷的主要原因。而另外不少學者則試圖深入研究下降的原因，如有不少人認為是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動直接造成了勞動收入占比下降，⑦另有學者從技術(shù)進步、⑧全球化⑨等角度對勞動收入占比的影響因素進行了理論和實證研究，得出了一些有益并具有啟發(fā)性的結(jié)論。概而言之，主要有如下一些觀點：

1.資本產(chǎn)出比對勞動收入占比的影響。在新古典經(jīng)濟學的分析框架下，Bentolila和Saint－Paul（2003）得出勞動收入占比與資本產(chǎn)出比之間存在確定的函數(shù)關(guān)系，并且是一一對應的，具體的對應關(guān)系與生產(chǎn)函數(shù)的形式密切相關(guān)。當生產(chǎn)函數(shù)為柯布－道格拉斯型時，勞動收入占比為常數(shù)；當生產(chǎn)函數(shù)為替代彈性生產(chǎn)函數(shù)時，勞動收入占比的變化方向取決于勞動和資本之間的替代關(guān)系。Bentolila和Saint－Paul（2003）對1972－1993年OECD國家的研究發(fā)現(xiàn)，資本產(chǎn)出比與勞動收入占比之間存在明顯的負相關(guān)關(guān)系，經(jīng)過計算替代彈性等于1.06，這意味著勞動和資本之間是替代關(guān)系。Diwan（2000）對世界135個國家的樣本進行實證分析，研究結(jié)論是在發(fā)達國家資本產(chǎn)出比對勞動收入占比上升有促進作用，而在發(fā)展中國家資本產(chǎn)出比與勞動收入占比負相關(guān)。

中國學者對勞動收入占比和資本產(chǎn)出比之間關(guān)系的研究結(jié)論同樣存在分歧。羅長遠和張軍（2009）研究發(fā)現(xiàn)資本產(chǎn)出比與勞動收入占比呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，并認為這是由于我國是勞動力大國，資本積累促使勞均資本擁有量和勞動邊際產(chǎn)出提高，計算出的替代彈性絕對值為0.94，這意味著在我國勞動與資本之間是互補關(guān)系。白重恩等（2008）利用1998－2005年全國工業(yè)年報數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)資本產(chǎn)出比對勞動收入占比的影響較小，從而認為勞動與資本之間的替代彈性接近于1。

2.技術(shù)進步對勞動收入占比的影響。很早就有學者研究技術(shù)進步與勞動收入占比之間的關(guān)系，Solow（1956）就指出技術(shù)進步是勞動收入占比變動的重要因素。Lawless和Whelan（2010）同樣認為技術(shù)進步是歐洲國家勞動收入占比下降的主導因素。Acemoglu（2003）對新古典的假設做了修正，指出技術(shù)進步通常不是?？怂怪行缘?，而是具有偏向性的，因而將具有偏向性的技術(shù)進步分為兩類：資本增強型技術(shù)進步（Capital－augmenting）和勞動增強型技術(shù)進步（Labor－augmenting）。勞動增強型技術(shù)進步不影響勞動收入占比與資本產(chǎn)出比之間的關(guān)系，而資本增強型技術(shù)進步則影響兩者之間的關(guān)系，影響的方向與替代彈性有關(guān)。Zeira（1998）和Zuleta（2008）從要素稀缺性角度解釋了要素節(jié)約型技術(shù)進步（Factor Saving Innovation），⑩得出資本節(jié)約型技術(shù)進步會提高勞動收入占比，而勞動節(jié)約型技術(shù)進步會降低勞動收入占比。

國內(nèi)學者也對勞動收入占比與技術(shù)進步之間的關(guān)系進行了深入分析。黃先海和徐圣 （2009）通過引入?？怂挂仄蛐约夹g(shù)進步，將勞動收入占比的變動分解為三個因素：乘數(shù)效應大小、資本深化速度和勞動（或資本）節(jié)約型技術(shù)進步效應大小。研究發(fā)現(xiàn)，勞動節(jié)約型技術(shù)進步是勞動收入占比下降的最主要原因。肖文和周明海（2010）利用全要素生產(chǎn)率表示技術(shù)進步，同樣發(fā)現(xiàn)它對勞動收入占比的影響為負，他們認為這是由于資本偏向性技術(shù)進步改變了資本和勞動談判能力所導致的。李坤望和馮冰（2012）及楊俊和邵漢華（2009）也都認為偏重于資本的技術(shù)進步是我國工業(yè)部門勞動收入占比下降的重要原因。

3.全球化對勞動收入占比的影響。隨著經(jīng)濟全球化，資本、產(chǎn)品等各種要素在全球范圍內(nèi)流動，各個國家之間的聯(lián)系已經(jīng)日益緊密，因此，勞動收入占比不可避免地受到全球化的影響。Harrison（2002）對1960－1997年100多個國家進行研究后發(fā)現(xiàn)，全球化（包括貿(mào)易、FDI以及放松或取消資本管制）與勞動收入占比負相關(guān)；Jaumotte和Tytell（2007）的研究結(jié)論也支持了這一觀點，并指出這一結(jié)果與全球化背景下資本的“談判力量”被強化有關(guān)。Guscina（2006）認為解釋全球化對工業(yè)化國家勞動收入占比的負面影響，需要結(jié)合新古典貿(mào)易理論和“談判力量”的思想。Bughin和Vannini（1995）、Zhao（1995）、Zhao（1998）、Naylor和Santoni（2003）應用納什討價還價模型，考察了工人和雇主之間的討價還價能力，他們把FDI的外流看作公司外部選擇機會的增加從而在母國的談判地位增強，這種效應被稱為“威脅效應”（Threat Effect）。與此同時，Decreuse和 Maarek（2008）借助于“搜尋－匹配”模型討論了外商直接投資對東道國勞動收入占比的影響，發(fā)現(xiàn)勞動收入占比與FDI之間存在U形關(guān)系，而大部分發(fā)展中國家正處于下降的左半段。根據(jù)新古典貿(mào)易理論模型斯托爾帕－薩繆爾森（Stolper－Samuelson）定理，對外貿(mào)易將會導致發(fā)展中國家勞動收入占比上升，發(fā)達國家勞動收入占比下降。

新古典貿(mào)易理論對近年來發(fā)達國家勞動收入份額的下降可能提供了較好的理論解釋（Guscina，2006；Decreuse和Maarek，2008；Schneider，2011）。但新古典貿(mào)易理論對我國經(jīng)濟現(xiàn)象的解釋力有限，其推測同我國的勞動收入占比下降現(xiàn)象產(chǎn)生了矛盾，不能直接應用。羅長遠和張軍（2009）及李坤望和馮冰（2012）的分析傾向于將其歸因于全球化導致的中國出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)向資本密集型產(chǎn)品轉(zhuǎn)型，以及外資企業(yè)在出口中的高比重。

通過對上述研究成果的簡要回顧我們可以看到，這些文獻主要圍繞資本深化、技術(shù)進步和全球化對勞動收入占比的影響進行研究，得出了一些有益的結(jié)論，但大多忽視了我國本質(zhì)的經(jīng)濟特征，即二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。令人感到欣喜的是，近些年也有一些學者意識到了這個問題（李稻葵等，2009和2010；龔剛和楊光，2010a和2010b），他們以劉易斯的二元經(jīng)濟理論為基礎，分析了勞動收入占比在農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移過程中的變動情況，并得出勞動收入占比表現(xiàn)出U形特征的結(jié)論。其中，姜磊和郭玉清（2012）建立了一個分析二元經(jīng)濟中勞動收入占比變動的理論框架，初步分析了二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下勞動收入占比的影響因素。但是其分析存在的最大問題是只限于解釋工業(yè)部門勞動收入占比的變動情況，而沒有分析整個經(jīng)濟（包括傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門）中勞動收入占比的變化。因此，本文的研究重點是全面分析在二元經(jīng)濟向現(xiàn)代經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型過程中，整個經(jīng)濟中勞動收入占比的變動情況以及在這一過程中的主要影響因素，并利用中國省際面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗。

二、劉易斯模型的理論涵義與勞動收入占比的影響因素

中國經(jīng)濟是典型的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，其基本特征與劉易斯二元經(jīng)濟理論的主要假設基本一致。?因此，本文借鑒其完整版的“劉易斯－費景漢－拉尼斯”模型，著重分析勞動收入占比在二元經(jīng)濟轉(zhuǎn)換的各個階段的變動趨勢，并由此深入分析影響其變動的主要因素。

為簡化表述，本文將劉易斯模型的基本圖示繪于圖1，藉以描述在二元經(jīng)濟向現(xiàn)代經(jīng)濟轉(zhuǎn)變的整個過程中現(xiàn)代工業(yè)部門的變化情況，橫軸代表工業(yè)部門的勞動力供給數(shù)量，縱軸代表勞動的邊際產(chǎn)出和實際工資。勞動需求曲線由其邊際產(chǎn)出曲線代表，即圖1中的曲線d1、d2和d3。?劉易斯二元經(jīng)濟理論告訴我們，根據(jù)工業(yè)部門勞動供給曲線斜率的變化，可以將整個過程劃分為三個階段：

第一階段，工業(yè)勞動供給曲線水平階段，即剩余勞動無限供給。此時農(nóng)業(yè)剩余勞動的邊際生產(chǎn)率為0，轉(zhuǎn)移任何數(shù)量的勞動力都不會減少農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出，農(nóng)業(yè)勞動者得到的是維持生計的制度工資（或可稱為習俗工資），?而轉(zhuǎn)為工業(yè)部門的工人拿到的也僅是包含轉(zhuǎn)移成本的工資，即工業(yè)制度工資，遠遠低于其邊際產(chǎn)出。即在二元經(jīng)濟發(fā)展初期，農(nóng)業(yè)部門勞動者的收入不變，而工業(yè)部門工人的收入只是略高些，所以由勞動生產(chǎn)率提高所增加的收益主要是導致了稅賦和資本所得的大幅增加，結(jié)果總體上全社會的勞動收入占比相對于資本而言表現(xiàn)出下降的趨勢。

圖1 劉易斯二元經(jīng)濟中工業(yè)部門勞動供給和需求的變化情況

第二階段，工業(yè)部門勞動力供給曲線開始處于上升階段。此時隨著農(nóng)業(yè)剩余勞動力的轉(zhuǎn)移，農(nóng)業(yè)邊際產(chǎn)出為正，但仍低于制度工資，從而導致農(nóng)業(yè)產(chǎn)出減少，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出價格上升，進而工業(yè)工資水平不斷提高，整個社會的勞動收入開始上升。當總產(chǎn)出的增長率和工資總額的增長率相等時，勞動收入占比達到最低點，可以推知最低點在G點的右邊，假設在J點。在J點左方時，勞動收入占比是下降的，在J點右方時則是上升的。

第三階段，工業(yè)部門勞動供給曲線處于快速上升階段。此時農(nóng)業(yè)部門勞動力的減少使得勞動邊際生產(chǎn)率上升到制度工資以上，工業(yè)部門要想吸引更多的農(nóng)民參加工業(yè)生產(chǎn)，必須把工資提高到等于或高于農(nóng)業(yè)部門的勞動邊際生產(chǎn)率，在圖1中即表現(xiàn)為越過J點向H點或更高點。工業(yè)部門的勞動邊際產(chǎn)出繼續(xù)下降導致工業(yè)產(chǎn)出增長速度繼續(xù)減慢，而工資率上升速度加快使得勞動收入的上升速度快于總產(chǎn)出，勞動收入占比表現(xiàn)出上升的趨勢。

由上述分析可以看出，在二元經(jīng)濟向一元經(jīng)濟轉(zhuǎn)化過程中，勞動收入占比將經(jīng)歷一個先下降后上升的過程，呈現(xiàn)出U形特征。當然，上述分析假定其他條件不變，沒有考慮農(nóng)業(yè)部門的發(fā)展即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高，而費景漢和拉尼斯則在均衡分析中特別強調(diào)“農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的增長是保證工業(yè)部門擴張和勞動力順利轉(zhuǎn)移的必要條件。在一個停滯的農(nóng)業(yè)中，農(nóng)業(yè)的剩余勞動力是不可能完全轉(zhuǎn)移到工業(yè)部門中去的”（郭熙保，1998），所以在分析中需要加入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高這一影響因素。假定制度工資水平不變，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的增長會提高農(nóng)業(yè)總產(chǎn)量和剩余農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量，使得第一階段延長，從而推遲糧食短缺的來臨；與此同時，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的增長還將使其邊際生產(chǎn)率更早地達到與制度工資相等，從而提高農(nóng)業(yè)部門的商業(yè)化。因此，當農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率持續(xù)增長時，糧食短缺點向右移動而商業(yè)化點逐漸向左移動，它們之間的距離越來越近，最后兩點重合，第二階段消失。在這種情況下，勞動收入占比的變動趨勢還是遵循先下降后上升的U形軌跡，差別只是拐點位置和時間發(fā)生了改變。

那么，在這樣的二元經(jīng)濟轉(zhuǎn)換條件下，勞動收入占比變動的影響因素主要有哪些？從圖1可以直觀地看出，勞動收入占比的變動主要取決于勞動需求曲線與供給曲線的位置和形狀，而這實際上取決于兩個部門勞動生產(chǎn)率的比較，即二元反差程度。其中，一方面，非農(nóng)業(yè)部門的勞動需求曲線由工業(yè)勞動生產(chǎn)率決定，而這個勞動生產(chǎn)率的增長速度總是取決于兩個因素：資本積累和技術(shù)進步。前者決定與勞動結(jié)合的物質(zhì)因素，后者決定各種經(jīng)濟因素在生產(chǎn)過程中的使用效率。同時，技術(shù)進步是經(jīng)濟增長的源動力，通過不斷發(fā)現(xiàn)新的投資積累出路而提升生產(chǎn)率水平。正是在資本積累和技術(shù)進步兩者不斷結(jié)合的作用下，勞動需求曲線向右上方移動（如圖1中從d1移動到d2）。當移動范圍在J點左邊時，勞動收入占比下降，而在J點右邊時，勞動收入占比表現(xiàn)出上升的態(tài)勢。這里需要注意的是，現(xiàn)實中發(fā)生的技術(shù)進步本身并不是中性的，而是具有偏向性。勞動偏向性技術(shù)進步有利于吸收剩余勞動力，緩解就業(yè)壓力，從而促進勞動收入占比提高；反之，資本偏向性技術(shù)進步不利于勞動收入占比的提高。另一方面，非農(nóng)業(yè)部門的勞動供給曲線的形狀和位置首先受勞動轉(zhuǎn)移成本大小的影響，然后還受制于農(nóng)業(yè)制度工資、農(nóng)業(yè)技術(shù)水平，而最為重要的是受農(nóng)業(yè)剩余勞動力數(shù)量的影響，這一點在假定條件下又受農(nóng)村總?cè)丝谝?guī)模的制約。在農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出一定的條件下，農(nóng)業(yè)剩余勞動力和隱性失業(yè)者數(shù)量越多，則制度工資水平越低，進而拉低了勞動供給曲線，惡化了勞動者的收入狀況，從而降低了勞動收入占比。此外，非農(nóng)部門的勞動供給曲線還受城市就業(yè)壓力的影響，這一點是劉易斯模型的最大缺陷和受責難最多的地方。但這是現(xiàn)實二元經(jīng)濟國家中的事實。

以上是以劉易斯的封閉二元模型為背景進行的分析。而對于我國改革開放后的二元經(jīng)濟則需要加入開放因素的影響。如通常認為外商直接投資（FDI）和對外貿(mào)易是發(fā)展中國家廣泛采取的一個重要發(fā)展戰(zhàn)略。FDI的流入和對外貿(mào)易的擴大可以通過外資注入而增加資本積累，從而產(chǎn)生兩重效應：一方面，推動技術(shù)擴散、生產(chǎn)示范等，提高東道國的勞動生產(chǎn)率，為投資國的資本所有者創(chuàng)造大量利潤，獲得投資和技術(shù)變革的所有紅利，從而對勞動收入占比產(chǎn)生抑制作用；另一方面，作為經(jīng)濟“助推器”的FDI和對外貿(mào)易可以創(chuàng)造大量就業(yè)崗位，消化吸收農(nóng)村剩余勞動力，因而又可提高勞動收入占比。我們把前者稱為勞動生產(chǎn)率效應，把后者稱為就業(yè)效應。因此，F(xiàn)DI和對外貿(mào)易對勞動收入占比的總體影響取決于兩種效應的力量對比（姜磊和郭玉清，2012）。

此外，在我國公有制主導經(jīng)濟中，政府行為在二元經(jīng)濟轉(zhuǎn)換中發(fā)揮著不可替代的作用，其通過農(nóng)業(yè)稅、價格剪刀差等途徑促使農(nóng)業(yè)部門的資金、原材料等生產(chǎn)要素流向工業(yè)部門，這直接減少了農(nóng)業(yè)剩余，也減弱了農(nóng)業(yè)自身發(fā)展的源泉，但是增加了公共財政收入，而政府公共財政支出的很大一部分投向道路、港口、橋梁等基礎設施建設領域，這會增加就業(yè)機會，舒緩就業(yè)壓力，對勞動收入占比存在正向效應。

綜上所述，在二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)條件下，勞動收入占比受二元經(jīng)濟特征、工業(yè)資本積累、技術(shù)進步、城市就業(yè)壓力、農(nóng)業(yè)制度工資、農(nóng)村剩余勞動量、轉(zhuǎn)移成本等因素的影響。在我國當下的改革開放環(huán)境中，還要考慮外國直接投資、對外貿(mào)易和政府公共財政的作用。下面我們將基于上述理論分析，利用面板數(shù)據(jù)實證檢驗各影響因素對勞動收入占比的作用方向和大小。

三、變量與數(shù)據(jù)

在上述理論分析中，我們借鑒二元理論的框架說明了勞動收入占比在二元經(jīng)濟轉(zhuǎn)換中的變動趨勢及其可能的影響因素。而事實上是否如上所述還需要進行檢驗。許多研究似乎對勞動收入占比處于U形趨勢的下降階段基本取得了一致意見，這里不再贅述。但對其變動的影響因素還有不少爭議，仍需驗證。根據(jù)前文的理論分析，我們選取的解釋變量和被解釋變量分別是：

被解釋變量為勞動收入占比（Ls）。在勞動收入占比的研究中，勞動收入占比本身如何界定和度量一直存在爭議。?我國國內(nèi)生產(chǎn)總值按收入法可分為勞動者報酬、生產(chǎn)稅凈額、固定資產(chǎn)折舊和營業(yè)盈余四部分。本文遵循通常做法，將勞動收入占比定義為收入法中勞動者報酬占GDP的比重。

主要的解釋變量有：

（1）二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)反差程度（R）：比較勞動生產(chǎn)率、二元對比系數(shù)、?二元反差指數(shù)是二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的三個主要測度指標。考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文選擇二元對比系數(shù)來表征二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。所謂二元對比系數(shù)就是農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率與非農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率的比值，0＜R＜1。該指標與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)二元性程度呈反向變動的關(guān)系，二元對比系數(shù)越大，兩部門差別越小，反之則差別越大。其計算公式為：

其中，G為國內(nèi)生產(chǎn)總值，G1為農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)值，G2為非農(nóng)部門產(chǎn)值，L為總就業(yè)人口，L1為農(nóng)業(yè)部門就業(yè)人口，L2為非農(nóng)部門就業(yè)人口。二元對比系數(shù)理論上處于0－1之間，它為0表明農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率為0，經(jīng)濟二元性最顯著；而它為1時，農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門的比較勞動生產(chǎn)率相同，二元經(jīng)濟完全轉(zhuǎn)變成了一元經(jīng)濟，經(jīng)濟的二元性消失。需要特別說明的是，在二元經(jīng)濟向現(xiàn)代經(jīng)濟的轉(zhuǎn)變過程中，二元對比系數(shù)總體上也呈U形變動軌跡。

（2）工業(yè)資本積累（k）：我們用勞均資本存量即資本存量與全社會從業(yè)人員的比值來表示。資本存量的估算是一個相當復雜的過程，一般采用“永續(xù)盤存法”來估計每年的實際資本存量，其基本的計算公式為：，其中kit為地區(qū)i在第t年的資本存量，δi為地區(qū)i的固定資產(chǎn)折舊率，Iit為地區(qū)i第t年的新增投資。為了研究的方便，本文參考張軍等（2004）的研究，?并根據(jù)其計算方法估算了2006－2011年的省際資本存量，折舊率統(tǒng)一取9.6%，并經(jīng)過固定資產(chǎn)價格指數(shù)統(tǒng)一折算。

（3）技術(shù)進步（Tec）：學界通常用全要素生產(chǎn)率（TFP）來表征技術(shù)進步，測算方法大多為索洛余值法，且需要事先設定函數(shù)形式為柯布—道格拉斯型。在這種情形下，勞動收入占比是固定的，而這與本文的研究目的相悖。因此，在本文中全要素生產(chǎn)率并不是表征技術(shù)進步的良好指標。同時，我們注意到Guscina（2006）以及羅長遠和張軍（2009）考慮到數(shù)據(jù)的可得性，使用“單位從業(yè)人員的產(chǎn)出水平”?來衡量技術(shù)進步，為了研究的方便，本文沿用了這一做法。

（4）就業(yè)壓力（une）：考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文選取城鎮(zhèn)登記失業(yè)率作為我國就業(yè)壓力的衡量指標。雖然城鎮(zhèn)登記失業(yè)率并不能完全反映來自農(nóng)村剩余勞動力的就業(yè)壓力，但是農(nóng)村剩余勞動力向工業(yè)部門的轉(zhuǎn)移將會加劇城鎮(zhèn)就業(yè)的競爭程度，擠占城鎮(zhèn)人員的就業(yè)機會，從而使城鎮(zhèn)登記失業(yè)率上升。因此，本文選取城鎮(zhèn)登記失業(yè)率。

（5）制度工資（即習俗工資，iw）：Lewis（1954）認為制度工資是“僅夠維持生活的最低工資”，費景漢等（1992）認為制度工資“通常與維持生命所需熱量的要求不會相距甚遠”且按照農(nóng)業(yè)平均產(chǎn)出來支付。陳宗勝（1991）認為用貧困線來表示制度工資是比較合適的，但我國的貧困線是由國家統(tǒng)一劃定的，這給測算帶來了不便。本文選擇農(nóng)戶全部收入中的務農(nóng)收入作為制度工資或習俗工資的代理變量。改革開放之后，我國實行了“兩級所有，家庭承包”的土地制度，農(nóng)民并不像劉易斯所描繪的那樣是純粹的雇農(nóng)，而是本質(zhì)上屬于自耕農(nóng)，擁有部分農(nóng)業(yè)剩余。從這種意義上說，農(nóng)村勞動收入中的平均務農(nóng)收入近似于制度工資。?我們注意到《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》中統(tǒng)計了改革開放以來農(nóng)村居民的家庭經(jīng)營收入，其中基本部分是農(nóng)民家庭經(jīng)營種植業(yè)的務農(nóng)收入，?因此以其代之。當然，還需用農(nóng)村居民消費價格指數(shù)進行統(tǒng)一折算，消除價格因素的影響。

（6）農(nóng)村剩余勞動力數(shù)量（rs）：目前，學術(shù)界對農(nóng)村剩余勞動力數(shù)量的計算方法存有爭議，且得出的結(jié)果差別巨大。為簡便起見，?本文選擇“農(nóng)村人口占總?cè)丝诘谋戎亍保?－城鎮(zhèn)化率）作為農(nóng)村剩余勞動力數(shù)量的表征變量。

（7）轉(zhuǎn)移成本（tc）：農(nóng)村剩余勞動力向城市轉(zhuǎn)移就業(yè)是一個過程，從開始做出轉(zhuǎn)移決策到最終在城市成功就業(yè)要經(jīng)歷很多環(huán)節(jié)，如搜集就業(yè)信息、交通通訊費用以及來回奔波所要花費的時間、精力等，這些被稱為轉(zhuǎn)移成本?？梢?，轉(zhuǎn)移成本的計算需要微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的支持，目前不可直接獲得。本文認為在農(nóng)村存在大量剩余勞動力的階段，城市非正式部門工人（即農(nóng)民工）的工資與農(nóng)村制度工資加上轉(zhuǎn)移成本是相等的，如不相等就會造成勞動力大規(guī)模流動。基于此，我們把城市非正式部門工資水平高于農(nóng)村的部分劃歸為轉(zhuǎn)移成本，即把“農(nóng)民工工資減去制度工資”作為轉(zhuǎn)移成本的表征變量。一般來說，農(nóng)民工的受教育程度不高，且大部分人未參加過任何技能培訓，只能在城市非正式部門工作，從事的也僅是一些對勞動技能要求不高的勞動密集型行業(yè)的工作，如建筑業(yè)、住宿和餐飲服務業(yè)等?；诖?，本文選擇農(nóng)民工最為集中的建筑業(yè)、住宿和餐飲服務業(yè)兩個行業(yè)工資的平均值作為農(nóng)民工的工資。

（8）全球化：本文用對外貿(mào)易（進口和出口）占GDP的比重以及外商直接投資占GDP的比重作為經(jīng)濟全球化的指標，分別以Trade和FDI來表示，并將以美元表示的對外貿(mào)易和FDI的原始數(shù)據(jù)按匯率折算成人民幣。

（9）政府行為（Gex）：本文選用財政支出占GDP的比重來衡量政府對經(jīng)濟活動的干預程度。

在全國34個行政區(qū)劃中，考慮到數(shù)據(jù)的可得性和研究的一致性，去掉港、澳、臺，并將重慶和四川合并（這是多數(shù)文獻的處理方法），得到30個省、自治區(qū)和直轄市的截面數(shù)據(jù)；在時間序列方面，選取1997－2011年為樣本期。數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和各省、自治區(qū)、直轄市統(tǒng)計年鑒。主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證檢驗結(jié)果及分析

首先我們觀察變量之間的散點圖，見圖2。[21]圖2（a）是變量原值的散點圖，可直觀地看出數(shù)值主要分布于左半部分，且比較發(fā)散。圖2（b）是取對數(shù)之后的散點圖，數(shù)值主要分布于中部，且更為集中。基于此，我們認為建立對數(shù)模型更為合適。

通過觀察散點圖并結(jié)合前文的理論分析，我們建立如下計量模型：

其中，i和t分別代表截面和時間，α為系數(shù)，c為常數(shù)項，ξit為隨機誤差項。

圖2 勞動收入占比（ls）與二元對比系數(shù)（R）的散點圖

在計量估計之前需要對模型的假設條件進行檢驗，主要包括異方差、組內(nèi)自相關(guān)（序列自相關(guān)）以及組間截面相關(guān)檢驗。從表2的檢驗結(jié)果可以看出，在1%和5%顯著性水平上，異方差和自相關(guān)檢驗的原假設均被拒絕，意味著模型存在自相關(guān)和異方差問題。此外，還要考慮內(nèi)生性問題。在目前發(fā)展階段，我國勞動收入的主要形式為工資性收入，勞均資本存量會影響工資收入，而工資收入也會影響勞均資本存量。比如，如果工資水平上升，企業(yè)可能考慮用資本替代勞動，從而增加勞均資本存量。因此，考慮到勞均資本存量與勞動收入占比之間可能存在內(nèi)生性問題，本文采用Davidson－Mackinnon檢驗和Hausman－Wu檢驗，檢驗結(jié)果分別為15.87和30.19，在1%的顯著性水平上都拒絕了原假設，即顯著存在內(nèi)生性問題。為此，本文選用勞均資本存量的一階滯后項作為其工具變量，并采用面板工具變量法進行估計。為了確保工具變量的合理性，本文進行了兩方面的檢驗：一是檢驗工具變量的使用是否存在識別不足問題（underidentification），檢驗采用Anderson（1984）提出的LR統(tǒng)計量；二是檢驗模型設定中是否存在過度識別問題（overidentification），檢驗采用Hansen’s J統(tǒng)計量。具體的回歸結(jié)果見表3，其中列（1）是隨機效應模型的回歸結(jié)果；列（2）是個體固定效應模型的回歸結(jié)果；列（3）是綜合修正了異方差、自相關(guān)的回歸結(jié)果；列（4）和列（5）都是采用工具變量法的回歸結(jié)果，兩者都克服了異方差、自相關(guān)以及內(nèi)生性等問題，不同點在于列（5）采用的是GMM估計方法，其在工具變量個數(shù)多于內(nèi)生解釋變量個數(shù)時更有效率。

表2 異方差、自相關(guān)與內(nèi)生性檢驗

表3 模型回歸結(jié)果

由表3可知，在固定效應和隨機效應模型的選擇中，Hausman檢驗值為80.98，在1%的顯著性水平上，強烈拒絕原假設，即固定效應模型的估計結(jié)果更為有效。檢驗識別不足問題的LR統(tǒng)計值為40.281，在1%的顯著性水平上拒絕了原假設，即模型設定不存在識別不足的問題；檢驗過度識別問題的Hansen’s J統(tǒng)計值為0.693，未能拒絕原假設，即工具變量是合理的，與干擾項不相關(guān)，不存在過度識別的問題。與列（1）至列（3）相比，列（4）和列（5）的顯著性得到改善，且系數(shù)的符號基本沒有發(fā)生變化。下面我們以GMM工具變量法的估計結(jié)果（列（5））為主對各影響因素進行分析。

五種方法下二元對比系數(shù)的回歸系數(shù)都在1%的顯著性水平上通過了檢驗，且系數(shù)大小變化不大，這說明二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)確實對勞動收入占比具有顯著的影響；回歸系數(shù)為0.185，表示二元對比系數(shù)每上升1%，勞動收入占比增加0.185個百分點。改革開放以來，我國經(jīng)濟持續(xù)快速發(fā)展，人民生活水平顯著提高，但是由于城鄉(xiāng)分割政策特別是戶籍制度的限制，勞動力在城鄉(xiāng)之間未能充分自由流動，城鄉(xiāng)差距越拉越大，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與農(nóng)村居民家庭人均純收入之間的比值從1997年的2.46上升到2011年的3.13，二元對比系數(shù)從最高點0.2403下降到最低點0.1521，二元經(jīng)濟特征越來越明顯。而大量剩余勞動力和隱性失業(yè)的存在給現(xiàn)代部門工資水平的提高帶來了巨大的壓力，并弱化了勞動者的談判地位，從而造成我國勞動收入占比不斷下降。換句話說，我國勞動收入占比的變動正處于U形曲線的下降段。

勞均資本存量的系數(shù)為正且在1%的顯著性水平上通過了檢驗，表明資本深化有助于勞動收入占比的提高，這似乎與我們的理論分析相悖。這一實證分析結(jié)果意味著資本與勞動之間存在互補而不是替代關(guān)系，資本積累還處于吸收勞動的階段，羅長遠和張軍（2009）計算的資本和勞動替代彈性的絕對值等于0.94，支持了這一結(jié)論。技術(shù)進步有顯著的負面影響，且系數(shù)的絕對值是最大的，其負面效應不容忽視，這與前文的理論分析一致。技術(shù)創(chuàng)新能力的顯著提高大大改善了勞動生產(chǎn)率，但由于存在大量剩余勞動力，工資水平的增長速度遠遠落后于勞動生產(chǎn)率，資本從勞動生產(chǎn)率的增長中獲利更多。這從另一角度說明我國的技術(shù)進步具有資本偏向性。

農(nóng)村剩余勞動力數(shù)量的系數(shù)顯著為負，且絕對值較大，其對勞動收入占比的負面效應僅次于技術(shù)進步。農(nóng)村剩余勞動力數(shù)量越龐大，相應的制度工資越低，勞動收入占比也會越少。對外貿(mào)易的系數(shù)為負，且通過了顯著性檢驗，表明進出口對勞動收入占比的提高有抑制作用，這與我國外貿(mào)企業(yè)在全球貿(mào)易分工中處于價值鏈的低端緊密相關(guān)，他們主要以代工或貼牌生產(chǎn)的方式參與全球價值鏈分工體系，從事低技術(shù)含量、低附加值的生產(chǎn)制造，在國際貿(mào)易深化的進程中貿(mào)易條件不斷惡化，為了維持生存而不得不進一步壓低勞動力成本，這造成了對外貿(mào)易的勞動生產(chǎn)率效應遠遠大于就業(yè)效應；FDI的估計系數(shù)顯著為負，但絕對值最小，其對勞動收入占比的負面影響最低，意味著外商直接投資的勞動生產(chǎn)率效應略大于就業(yè)效應。政府財政支出的估計系數(shù)顯著為正，且數(shù)值最大，表明其對勞動收入占比提高的促進作用最明顯。財政支出每擴大1個百分點，勞動收入占比提高0.294個百分點。為了較快實現(xiàn)工業(yè)化和城市化，我國財政支出具有明顯的“投資性”色彩，財政支出的很大一部分投入到了基礎建設領域，這在一定程度上會擴大就業(yè)，增加勞動者收入。

就業(yè)壓力對勞動收入占比的影響不顯著，似與實際情況不相符。這可能與我們使用的表征指標有關(guān)，城鎮(zhèn)登記失業(yè)率這一指標不能客觀、全面地反映就業(yè)壓力。制度工資的系數(shù)未能通過5%水平上的顯著性檢驗，其對勞動收入占比的影響也不顯著，可能的解釋為：工資水平的單純上升會提高勞動收入占比，但也會使企業(yè)用資本來代替勞動以降低成本，從而減少就業(yè)機會，最終導致制度工資對勞動收入占比的影響不明顯。但是仔細觀察我們發(fā)現(xiàn)，五種方法下制度工資的估計系數(shù)都為正，說明其對勞動收入占比的效應很可能為正。轉(zhuǎn)移成本的影響亦不顯著，且影響方向不明確。

為了確保結(jié)論的穩(wěn)健性，我們用二元反差指數(shù)代替二元對比系數(shù)來測度二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。二元反差指數(shù)是考察二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的另一個綜合性指標，表示農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)部門收入或產(chǎn)值比重與勞動力比重之差絕對值的平均值。用D來表示二元反差指數(shù)，其計算公式如下：

其中，G1是農(nóng)業(yè)部門的產(chǎn)值，G2是非農(nóng)部門的產(chǎn)值，G是總產(chǎn)值；L1是農(nóng)業(yè)部門的勞動力，L2是非農(nóng)部門的勞動力，L是全社會的勞動力數(shù)量。由于G1＋G2＝G，L1＋L2＝L，計算公式可以簡化為：D＝｜（G1／G）－（L1／L）｜。我國現(xiàn)階段正處于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟向現(xiàn)代工業(yè)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展的第三個時期，農(nóng)業(yè)勞動力比重大于農(nóng)業(yè)部門的產(chǎn)值（或收入）比重，故D＝（L1／L）－（G1／G）。理論上，二元反差指數(shù)也處于0－1之間，但與二元對比系數(shù)大致呈反向?qū)ΨQ性變化，在對比檢驗結(jié)果時要格外小心。

此外，考慮到勞動收入占比有多種衡量方法，在這里我們使用另一種常用的度量方法進行穩(wěn)健性分析，即勞動者報酬占GDP剔除生產(chǎn)稅凈額之后的比重，用Lst表示：

穩(wěn)健性分析結(jié)果見表4，其中列（6）為二元反差指數(shù)D和勞動收入占比Ls的回歸結(jié)果，列（7）為二元對比系數(shù)R和剔除生產(chǎn)稅凈額后Lst的回歸結(jié)果，列（8）為二元反差指數(shù)D和剔除生產(chǎn)稅凈額后Lst的回歸結(jié)果。

表4 穩(wěn)健性分析

從表4可以看到，三個模型都不存在識別不足和過度識別問題，說明工具變量是合理的。二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的測度指標在1%的顯著性水平上通過了檢驗，二元反差指數(shù)的回歸系數(shù)為負，而二元對比系數(shù)的回歸系數(shù)為正。兩者回歸系數(shù)符號的不同印證了前文所說的它們總體上呈反向?qū)ΨQ性變化的結(jié)論，同時支持了二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)確實對勞動收入占比具有顯著影響。檢驗結(jié)果還顯示，通過顯著性檢驗的解釋變量系數(shù)及顯著性沒有發(fā)生重大變化，即使考慮了生產(chǎn)稅凈額等因素，各影響因素的作用方向仍基本保持一致，意味著上文分析結(jié)論是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與政策建議

本文借鑒劉易斯－費景漢－拉尼斯模型，分析了在勞動力不斷從農(nóng)業(yè)部門向工業(yè)部門轉(zhuǎn)移的經(jīng)濟發(fā)展過程中，勞動收入占比的U形演變趨勢，特別是考察了其間影響其變動的各種因素，并利用1997－2011年中國省際面板數(shù)據(jù)進行了嚴格的實證研究，得到的結(jié)論主要有：

在目前的經(jīng)濟條件下，經(jīng)濟的二元性越明顯，勞動收入占比越低，說明二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)是影響勞動收入占比的一個重要因素，農(nóng)村大量剩余勞動力的存在和工業(yè)部門沉重的就業(yè)壓力嚴重降低了勞動力在談判中的地位，這是我國勞動收入占比下降的根本原因；勞均資本存量對勞動收入占比有促進作用，表明在現(xiàn)階段，我國的勞動與資本之間存在互補關(guān)系；技術(shù)進步有顯著的負面效應，某種程度上意味著我國的技術(shù)進步是資本偏向性的；對外貿(mào)易和FDI都對勞動收入占比的提高具有抑制作用，其勞動生產(chǎn)率效應大于就業(yè)效應；財政支出對勞動收入占比有顯著的正面作用，這是因為財政政策承擔著保增長的重要職能，財政支出的很大一部分花費在基礎設施建設上，從而可以提高普通勞動者的收入。

基于以上結(jié)論，改善勞動收入占比的具體政策建議如下：加快城鎮(zhèn)化進程，推動二元經(jīng)濟轉(zhuǎn)換，縮小經(jīng)濟的二元差別；按照比較優(yōu)勢戰(zhàn)略來發(fā)展經(jīng)濟，大力發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè)，從財稅等方面給予支持，促進勞動增強型技術(shù)進步；強化外資和對外貿(mào)易的就業(yè)效應，創(chuàng)造更多的就業(yè)機會，消化和吸收剩余勞動力；加強對非熟練勞動力的教育和培訓，提高其整體素質(zhì)和技能水平，緩解就業(yè)壓力，提高勞動者在生產(chǎn)中的地位，從而增加勞動收入。此外，擴大財政支出也是政府可以選擇的重要政策手段。

我國居民的勞動收入占比正處于U形曲線的下降階段，并且在未來一段時間內(nèi)可能還將延續(xù)下降的趨勢。但是可以預見的是，隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展和城市化進程的推進以及戶籍制度的改革和二元經(jīng)濟反差的縮小，城鄉(xiāng)差距會慢慢縮小，勞動收入占比下降的趨勢終將逆轉(zhuǎn)。至于何時發(fā)生逆轉(zhuǎn)，是今后深化研究的一個方向。

＊ 作者感謝匿名審稿人的寶貴意見，當然文責自負。

注釋：

①勞動者所得收入在全部國民收入中的比重，即英文中“Labor share”，在國內(nèi)有的學者稱之為勞動收入份額（白重恩和錢震杰，2009；李稻葵等，2009；周明海，2011），有的稱之為勞動收入比（黃先海和徐圣，2009；黃乾和魏下海，2010；徐圣，2011），還有的稱其為勞動收入占比（羅長遠，2008；王永進和盛丹，2010）。盡管名稱有所差異，但都是指同一個研究對象。為了簡便，本文統(tǒng)稱為勞動收入占比。

②作者根據(jù)各年《中國統(tǒng)計年鑒》測算得到，可參見《中國統(tǒng)計年鑒》中“國民經(jīng)濟核算”篇章的“收入法構(gòu)成項目”。

③李稻葵等（2009）在世界范圍內(nèi)隨機選擇了24個國家進行了測算，得出勞動收入占比的平均值為55%。

④按照新古典經(jīng)濟學，生產(chǎn)要素的貢獻或報酬取決于它們的邊際生產(chǎn)力，從而也決定了要素收入在國民收入中所占份額。

⑤卡爾多（1961）認為，從長期來看，穩(wěn)態(tài)經(jīng)濟增長呈現(xiàn)以下幾個典型特征：即人均產(chǎn)出增長率、資本產(chǎn)出比、資本的實際回報率以及國民收入在勞動和資本之間的分配比例等都大致穩(wěn)定不變。

⑥國外學者主要從資本產(chǎn)出比、技術(shù)進步和全球化等角度進行了理論闡述，可參見下文介紹。

⑦為節(jié)省篇幅，請參見白重恩和錢震杰（2009）、羅長遠和張軍（2009）、范從來和張中錦（2012）。

⑧請參見黃先海和徐圣（2009）、肖文和周明海（2010）、李坤望和馬冰（2012）。

⑨請參見姜磊和張媛（2008）、唐東波和王杰華（2011）。

⑩理論分析易于說明，勞動節(jié)約型類似于資本增強型，而資本節(jié)約型類似于勞動增強型。這是理論概念表述上的側(cè)重點不同而出現(xiàn)的差異。

?可參見陳宗勝等《中國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與農(nóng)村經(jīng)濟增長與發(fā)展》（經(jīng)濟科學出版社2008年版）的導言與第一篇中關(guān)于中國二元經(jīng)濟的特征描述。

?本節(jié)所討論的二元經(jīng)濟理論內(nèi)容可參見拉尼斯、費景漢所著《勞動剩余經(jīng)濟的發(fā)展》一書，上海人民出版社1996年版。

?這里所說的制度是指最廣義的制度，其中除了社會制度、經(jīng)濟制度等正式制度外，主要指的是非正式制度如社會習慣、宗教觀念、文化意識等形成的制度性規(guī)定。生計工資正是由這個意義上的非正式制度或非市場力量來維持的，或可稱為習俗工資。值得特別說明的是，拉尼斯、費景漢在后來的研究中專門解釋說，從一個較長時期考察，習俗工資也是階段性提高的。這對我們后文選擇數(shù)據(jù)變量有重要指導意義。參見我們在圖上的標示。參見陳宗勝（1991）。

?爭議的焦點主要有兩方面：第一，是否扣除生產(chǎn)稅凈額。此處我們沒有扣除生產(chǎn)稅凈額，但在后文進行穩(wěn)健性分析時從GDP中剔除了生產(chǎn)稅凈額，這樣做可增加研究結(jié)論的穩(wěn)健性。第二，個體經(jīng)營者收入即自我雇傭收入中勞動收入與資本收益的區(qū)分。大部分已有研究（白重恩和錢震杰，2009；羅長遠和張軍，2009；白重恩和錢震杰，2010）都未做區(qū)分，而是把個體經(jīng)營者收入統(tǒng)一歸為資本收入。本文為簡化敘述也依此處理。但也有部分學者按照特定的方法將個體經(jīng)營者收入劃分為資本收入和勞動收入（如肖文和周明海，2010；呂光明，2011）。

?二元對比系數(shù)是陳宗勝在其博士論文中創(chuàng)設的一個指標，因為此指標較其他指標更為明確，故近年來被越來越多的學者所使用?？蓞⒁婈愖趧伲骸督?jīng)濟發(fā)展中的收入分配》，上海人民出版社、上海三聯(lián)書店1993年版，第204頁。

?上海財經(jīng)大學的張學良博士按照張軍等（2004）的方法把數(shù)據(jù)更新到了2005年，本文遵循他們的方法將數(shù)據(jù)補充到了2011年，http：／／www.cces.fudan.edu.cn／ArticleDetail.aspx？ID＝1174。

?即全員勞動生產(chǎn)率，其影響因素有很多，但最重要的就是科學技術(shù)的發(fā)展程度。可以說，全員勞動生產(chǎn)率的高低反映了整個社會的技術(shù)進步。不過，這里采用這一指標來表征技術(shù)進步也并非最優(yōu)的選擇，但有一定的合理性。

?有學者在論述制度工資上升時隱含著同樣的意思，具體可參見楊瑞龍：《工資形成機制變革下的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整》，中國人民大學出版社2012年版，第8頁。

?我國農(nóng)村居民家庭經(jīng)營收入是指農(nóng)村住戶全部收入中以家庭為生產(chǎn)經(jīng)營單位進行生產(chǎn)籌劃和管理而獲得的收入，基本部分包括農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入即農(nóng)村住戶從事種植業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)等獲得的收入，也即狹義上的務農(nóng)收入，還包括非農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入即農(nóng)戶從事工業(yè)、建筑業(yè)、服務業(yè)等獲得的收入。具體可參見《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》中的指標解釋。

?在可耕作土地面積和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)條件未發(fā)生大的變化的情況下，農(nóng)業(yè)剩余勞動力數(shù)量在很大程度上受農(nóng)村總?cè)丝谝?guī)模的制約。農(nóng)村人口規(guī)模越大，剩余勞動力數(shù)量越多，反之則反是。

[21]囿于篇幅，筆者只給出了勞動收入占比與二元對比系數(shù)的散點圖，而未給出其他解釋變量與勞動收入占比的散點圖。

[1]白重恩，錢震杰.國民收入的要素分配：統(tǒng)計數(shù)據(jù)背后的故事[J].經(jīng)濟研究，2009，（3）：27－41.

[2]陳宗勝.經(jīng)濟發(fā)展中的收入分配[M].上海：上海三聯(lián)書店，1991.

[3]陳宗勝，高玉偉.關(guān)于公有經(jīng)濟收入差別倒 U理論的討論與驗證（上）[J].經(jīng)濟社會體制比較，2012，（2）：18－28.

[4]陳宗勝，高玉偉.關(guān)于公有經(jīng)濟收入差別倒 U理論的討論與驗證（下）[J].經(jīng)濟社會體制比較，2012，（3）：181－193.

[5]范從來，張中錦.提升總體勞動收入份額過程中的結(jié)構(gòu)優(yōu)化問題研究——基于產(chǎn)業(yè)與部門的視角[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2012，（1）：5－15.

[6]龔剛，楊光.從功能性收入看中國收入分配的不平等[J].中國社會科學，2010，（2）：54－68.

[7]龔剛，楊光.論工資性收入占國民收入比例的演變[J].管理世界，2010，（5）：45－55.

[8]黃先海，徐圣.中國勞動收入比重下降成因分析——基于勞動節(jié)約型技術(shù)進步的視角[J].經(jīng)濟研究，2009，（7）：34－44.

[9]姜磊，張媛.對外貿(mào)易對勞動分配比例的影響——基于中國省級面板數(shù)據(jù)的分析[J].國際貿(mào)易問題，2008，（10）：26－33.

[10]姜磊，郭玉清.中國的勞動收入份額為什么趨于下降？——基于二元經(jīng)濟模型的觀察與解釋[J].經(jīng)濟社會體制比較，2012，（1）：211－217.

[11]李稻葵，劉霖林，王紅領.GDP中勞動份額演變的 U型規(guī)律[J].經(jīng)濟研究，2009，（1）：70－82.

[12]李稻葵，何夢杰，劉霖林.我國現(xiàn)階段初次分配中勞動收入下降分析[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2010，（2）：13－19.

[13]李坤望，馮冰.對外貿(mào)易與勞動收入占比：基于省際工業(yè)面板數(shù)據(jù)的研究[J].國際貿(mào)易問題，2012，（1）：26－37.

[14]羅長遠，張軍.經(jīng)濟發(fā)展中的勞動收入占比：基于中國產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究[J].中國社會科學，2009，（4）：65－79.

[15]唐東波，王潔華.貿(mào)易擴張、危機與勞動收入份額下降——基于中國工業(yè)行業(yè)的實證研究[J].金融研究，2011，（9）：14－26.

[16]汪同三.改革收入分配體系 解決投資消費失調(diào)[J].金融縱橫，2007，（22）：23.

[17]翁杰.中國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與勞動收入份額變動研究[J].中國人口科學，2011，（6）：14－26.

[18]肖文，周明海.貿(mào)易模式轉(zhuǎn)變與勞動收入份額下降——基于中國工業(yè)分行業(yè)的實證研究[J].浙江大學學報（人文社會科學版），2010，（5）：154－163.

[19]楊俊，邵漢華.資本深化、技術(shù)進步與全球化下的勞動報酬份額[J].上海經(jīng)濟研究，2009，（9）：10－17.

[20]張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質(zhì)資本存量估算：1952—2000[J].經(jīng)濟研究，2004，（10）：35－44.

[21]Acemoglu D.Patterns of skill premia[J].The Review of Economic Studies，2003，70（2）：199－230.

[22]Atkinson A B.Macroeconomics and the distribution of income[A].Arestis P，Palma G，Sawyer M.Markets，unemployment，and economic policy[C].UK：Routledge，1997.

[23]Bentolila S，Saint－Paul G.Explaining movements in the labor share[J].The BE Journal of Macroeconomics，2003，3（1）：1－33.

[24]Bughin J，Vannini S.Strategic direct investment under unionized oligopoly[J].International Journal of Industrial Organization，1995，13（1）：127－145.

[25]Choi M.Threat effect of foreign direct investment on labor union wage premium[R].PERI Working Paper，2001.

[26]Daudey E，Garcia－Penalosa C.The personal and the factor distributions of income in a cross－section of countries[J].Journal of Development Studies，2007，43（5）：812－829.

[27]Decreuse B，Maarek P.FDI and the labor share in developing countries：A theory and some evidence[R].Proceedings of the German Development Economics Conference，2008.

[28]Guscina A.Effects of globalization on labor’s share in national income[R].IMF Working Paper No.06／294，2006.

[29]Harrison A E.Has globalization eroded labor’s share？Some cross－country evidence[R].MPRA Working Paper No.39649，2002.

[30]Kaldor N.Capital accumulation and economic growth[M].UK：Macmillan，1961.

[31]Kr?mer H.The alleged stability of the labour share of income in macroeconomic theories of income distribution[R].IMK Working Paper，2010.

[32]Kuijs L.How will China’s saving－investment balance evolve？[R].World Bank Policy Research Working Paper No.3958，2006.

[33]Naylor R，Santoni M.Foreign direct investment and wage bargaining[J].Journal of International Trade ＆Economic Development，2003，12（1）：1－18.

[34]Schneider D.Bargaining，openness，and the labor share[R].SFB 649Discussion Paper，2011.

[35]Tytell I，Jaumotte F.How has the globalization of labor affected the labor income share in advanced countries？[R].IMF Working Paper No.07／298，2007.

[36]Zuleta H.Factor saving innovations and factor income shares[J].Review of Economic Dynamics，2008，11（4）：836－851.