中國進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變動對勞動收入份額的影響

呂子夷

[摘要]改革開放以來，1978—2008我國年均經(jīng)濟增長速度為9.85%，[1]中國經(jīng)濟實現(xiàn)了高速增長的奇跡。一方面，我國對外貿(mào)易規(guī)模取得了迅速增長，進出口商品結(jié)構(gòu)從出口初級產(chǎn)品、進口工業(yè)制成品為主轉(zhuǎn)向了進口初級產(chǎn)品、出口工業(yè)制成品為主，逐漸向發(fā)達國家靠攏。而另一方面，我國人民生活水平提高速度卻沒有跟上經(jīng)濟增長的步伐，收入增長緩慢會制約人們的消費能力，而勞動收入的相對下降將逐步拉大與資本所有者的收入差距，導(dǎo)致收入分配不均等問題。近年來，很多研究開始對勞動收入份額的影響因素進行考察和研究。而文章將在此基礎(chǔ)上，利用1995-2014年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，通過實證分析，重點研究中國進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變動對勞動收入份額的影響。

[關(guān)鍵詞]勞動收入份額；進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)；勞動者報酬

[DOI]1013939/jcnkizgsc201729036

1我國勞動收入份額與進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化研究

11勞動收入份額變化研究

勞動收入份額是勞動者報酬（勞動收入）在國民收入中所占的比重，通常用勞動者報酬與國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）之比來計算，本文參考張吉超（2016）采用Gollin的第二種方法，計算出 2008 年以前個體經(jīng)營者的勞動報酬和營業(yè)利潤，并調(diào)整到與 2008 年以后相同的范圍。

從圖1中可以得出，我國的勞動收入份額從1995年持續(xù)上升，在1999年達到峰值626%，但從2000年開始基本保持下降趨勢，從2000年的585%下降到2011年的471%，2012年以后又有所回升，但仍普遍低于同期的西方發(fā)達國家的水平，到2013年上升至526%，2014年又下降。從總體上來看，1995—2014年間勞動收入份額呈波動下降的趨勢。

12進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化研究

進出口商品結(jié)構(gòu)是指一個國或地區(qū)在一定時期內(nèi)，各種類別的進出口商品在整個進出口貿(mào)易額中的份額，它反映了一國或地區(qū)的對外貿(mào)易水平和商品的國際競爭力。本文以出口工業(yè)制成品占出口商品和進口工業(yè)制成品占進口商品的比重來衡量進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化情況，數(shù)據(jù)均來源于《1997—2015年中國統(tǒng)計年鑒》。

改革開放后，中國推行了出口戰(zhàn)略導(dǎo)向，極大促進我國工業(yè)制成品的出口。1995—2014，工業(yè)制成品在出口產(chǎn)品總額中地比例持續(xù)上升。2004年出口商品結(jié)構(gòu)比（工業(yè)制成品：初級品）為13∶1，超過發(fā)達國家5∶1的水平，到2011年約為18∶1，工業(yè)制成品已經(jīng)在出口商品中占據(jù)了絕對優(yōu)勢的地位。[2]

另一方面，我國工業(yè)制成品的進口總額所在比重1995—2002在80%～85%上下波動，從2002年開始持續(xù)下降，在2014年下降至67%。這主要是由于我國在工業(yè)技術(shù)方面不斷發(fā)展進步、企業(yè)技術(shù)改革步伐加快和產(chǎn)品質(zhì)量提高，能生產(chǎn)更高品質(zhì)的工業(yè)制成品以滿足國內(nèi)需要，因此對工業(yè)制成品的進口需求下降，而生產(chǎn)初級產(chǎn)品需求相對增加。這也與出口商品的結(jié)構(gòu)變化是一致的。詳見圖2。

2實證分析

21模型設(shè)定與變量選取

211計量模型的設(shè)定

綜合考慮已有研究對勞動收入份額影響因素，本文將模型設(shè)置如下：

LSt=β0+β1 IMPTt+β2 EXPTt+β3 KTYt+β4FDIt+β5GDPt+β6TECHt+β7SIt+β8TIt++β9GOVINt+β10GONOUTt+εt

被解釋變量為勞動收入份額（LS），解釋變量為進口商品結(jié)構(gòu)（IMPT）或出口商品結(jié)構(gòu)（EXPT），控制變量包括資本-產(chǎn)出比（KTY）、外商直接投資額（FDI）、經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）、技術(shù)進步（TECH）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（SI和TI）、政府干預(yù)（GOVIN和GOVOUT），隨機變量。

212變量選取與數(shù)據(jù)來源

（1）被解釋變量與解釋變量

主要計算方法和數(shù)據(jù)在第三部分已經(jīng)詳細(xì)解釋，不再贅述。

（2）控制變量：資本-產(chǎn)出比（KTY）

白重恩（2009）指出，引入資本—產(chǎn)出比（KTY），可以控制要素相對價格和要素投入?？紤]到中國目前保持經(jīng)濟穩(wěn)定增長，資本要素投人仍在工業(yè)化進程中發(fā)揮重要作用，因此選定1096%為資本折舊率。參考江三良、李攀（2016）和單豪杰（2008）的數(shù)據(jù)，以實際固定資本形成額除以實際GDP計算出中國1995—2014資本—產(chǎn)出比。

（3）控制變量：外商直接投資額（FDI）

FDI用實際利用外商直接投資額占GDP的百分比衡量。國內(nèi)外研究都指出FDI對勞動收入份額的影響作用，但積極或消極并無定論，因此本文將此因素納入，按照每年美元兌換人民幣的匯率的平均值將各年的進口、出口和FDI數(shù)值換算成人民幣。

（4）控制變量：經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）

實證研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展水平對勞動收入份額存在的顯著的影響。本文使用人均GDP作為經(jīng)濟發(fā)展水平的衡量指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于1997—2015中國統(tǒng)計年鑒。

（5）控制變量：技術(shù)進步（TFP）

索洛指出，全要素生產(chǎn)率是產(chǎn)出增長率扣除了要素增長率之后的剩余部分，度量了生產(chǎn)技術(shù)的變化。本文選用全要素生產(chǎn)率作為技術(shù)進步的衡量指標(biāo)，從符棟棟（2015）運用索洛殘值法計算出的中國全要素生產(chǎn)率中，選取1995-2014數(shù)據(jù)作為本項指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源。

（6）控制變量：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（SI和TI）

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也是影響勞動收入份額的重要因素。通常，農(nóng)業(yè)在國民經(jīng)濟中的比重越高，勞動收入份額越高，由于PI+SI+TI=1，為了避免多重共線性，在實證分析時，分別引入PI、SI或PI、TI回歸。根據(jù)理論以及已有的實證實證研究，預(yù)期PI、TI的系數(shù)為正，SI的系數(shù)為負(fù)。

（7）控制變量：政府干預(yù)（GOVIN、GOVOUT）endprint

政府對宏觀經(jīng)濟的干預(yù)會在一定程度上影響一國的勞動收入份額，本文分別以財政收入（GOVIN）和財政支出（GOVOUT）占GDP的百分比衡量，數(shù)據(jù)均來自各自中國1997-2015年的統(tǒng)計年鑒。

22實證結(jié)果及分析

221實證結(jié)果

首先，考慮到時間序列模型的序列相關(guān)問題，本文對應(yīng)被解釋變量勞動收入份額（LS）進行了單位根檢驗，結(jié)果顯示如圖3所示。

單位根統(tǒng)計量ADF=-0974002都大于顯著性水平1%～10%的ADF臨界值，所以接受原假設(shè)，該序列是非平穩(wěn)的。

根據(jù)序列相關(guān)圖圖4，自相關(guān)（ACF）圖基本呈指數(shù)遞減，而偏自相關(guān)（PACF）圖在1階處截斷，由非零相關(guān)系數(shù)衰減為小值波動的過程非常突然，所以偏自相關(guān)系數(shù)可以視為一階截尾，由此考慮擬合模型為AR（1）。建立模型進行參數(shù)估計，得到如下結(jié)果，判斷截距項（C）和AR（1）參數(shù)的t檢驗和P值都具有顯著性。222結(jié)果分析

回歸模型1無控制變量，只檢驗了進出口商品結(jié)構(gòu)（LNEXPT和LNIMPT）對勞動收入份額的影響，模型擬合優(yōu)度較好。在10%顯著性水平下，出口結(jié)構(gòu)回歸系數(shù)為負(fù)，意味著隨著工業(yè)制成品在出口總額的比重的提高，勞動收入份額趨于下降。而進口商品結(jié)構(gòu)正好相反，與之前的預(yù)期基本一致。

回歸模型2加入了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（SI）這一控制變量，模型擬合優(yōu)度為89%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（SI）回歸系數(shù)在1%顯著性水平下為負(fù)，第二產(chǎn)業(yè)比重的增加對于勞動收入份額也有著很大的負(fù)面效應(yīng)，也符合本文預(yù)期。

回歸模型3同時加入了資本產(chǎn)出比（KTY）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（SI），模型擬合優(yōu)度提升，控制變量資本產(chǎn)出比（KTY）的回歸系數(shù)在10%顯著性水平下為負(fù)，說明資本深化不利于勞動收入份額的提高。

回歸模型4在模型2基礎(chǔ)上加入財政收入（GOVIN）和財政支出（GOVOUT）兩個控制變量，模型擬合優(yōu)度不變，進口商品結(jié)構(gòu)（LNIMPT）不顯著。財政收入（GOVIN）的回歸系數(shù)在10%顯著性水平下為負(fù)，說明政府財政收入的提高對勞動份額有很大的負(fù)面效應(yīng)；而財政支出（LNIMPT）的回歸系數(shù)在5%顯著性水平下也為負(fù)，與之前預(yù)期不同。

回歸模型5在模型2基礎(chǔ)上加入外商直接投資額（LNFDI）、技術(shù)進步（TFP）兩個控制變量。前者回歸系數(shù)在5%顯著性水平下為正，外商直接投資額的增加有利于勞動收入份額的提升。

回歸模型6加入所有控制變量。之前模型中顯著的變量變得不顯著，但此模型擬合優(yōu)度為92%，比之前都有所提高，推斷可能產(chǎn)生了多重共線性。

3結(jié)論與建議

首先，出口商品結(jié)構(gòu)的上升確實會導(dǎo)致勞動收入份額的下降。這是由于近年來我國資源稟賦狀況正在發(fā)生深刻的變化，國家實施積極財政政策，資本高速積累導(dǎo)致資本深化加強。同時，勞動力供給則緩慢增長且速度慢于資本深化。要素稟賦的變化導(dǎo)致我國進出口商品結(jié)構(gòu)也發(fā)生重大變化，工業(yè)制成品在出口中占據(jù)絕對優(yōu)勢地位，傳統(tǒng)的勞動密集型產(chǎn)品比重越來越低，而工業(yè)制成品在進口中的份額越來越小。根據(jù)國際貿(mào)易中的H-O理論和斯托爾帕·薩繆爾森定理，充裕要素所有者將從國際貿(mào)易中獲利，稀缺要素所有者會受損，因此我國資本份額上升而勞動份額下降。

其次，資本-產(chǎn)出比的提高不利于勞動收入份額的提高。國內(nèi)投資者熱情高漲，加之發(fā)達國家對發(fā)展中國家投資持續(xù)增加，導(dǎo)致我國投資金額一路高攀。資本的邊際產(chǎn)出增加引起資本在國民收入分配中所獲額的收益更高，導(dǎo)致勞動份額的減少。

再次，財政收入增長導(dǎo)致勞動收入份額下降，政府通過宏觀調(diào)控獲得的財政收入越高，會提高政府收入，并增加勞動者負(fù)擔(dān)，對勞動者的報酬產(chǎn)生越強大的擠壓作用，從而引起勞動份額減少。

最后，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重越高，勞動收入份額越小。其產(chǎn)業(yè)增加值越多，會導(dǎo)致農(nóng)業(yè)和服務(wù)業(yè)在國民經(jīng)濟中比重越低。而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和服務(wù)業(yè)運行都需要大量勞動力，如果這兩個產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值增長緩慢，它們在國民經(jīng)濟中比重就越低，勞動者獲得的報酬就越少。

通過實證與理論分析，本文對中國進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化對勞動收入份額變化的影響有了清楚認(rèn)識，同時分析了其他影響因素。為了盡可能避免勞動收入份額再次下降，應(yīng)積極開發(fā)新型勞動密集型產(chǎn)品，實現(xiàn)勞動密集產(chǎn)品升級，在未來國際化市場競爭中培育新的貿(mào)易增長點；政府應(yīng)鼓勵企業(yè)實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新，加大對勞動密集型產(chǎn)品出口的政策優(yōu)惠和扶持力度。同時，應(yīng)制定合理的稅收政策，落實結(jié)構(gòu)性減稅，減少財政收入以增強企業(yè)競爭力，提高勞動者的收入；積極發(fā)揮稅收優(yōu)惠政策的收入調(diào)節(jié)作用與范圍，加強保護勞動要素的收益。

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