自由貿易協(xié)定的勞動收入份額效應： 基于中國—東盟自貿區(qū)的實證研究

李仁宇 鐘騰龍

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

在貿易開放情形下，根據(jù)斯托爾珀—薩繆爾森定理（Stolper-Samuelson Theorem，S-S定理），國際貿易是一國勞動收入變動的一個重要決定機制。當前中國正著力通過自由貿易協(xié)定構建對外開放新平臺和新優(yōu)勢，推動貿易開放高水平發(fā)展。自由貿易協(xié)定的實施勢必影響中國的貿易開放水平，從而對中國勞動收入產生顯著影響，但目前對這一影響還缺乏實證檢驗。

簽訂自由貿易協(xié)定旨在消除雙邊貿易壁壘，促進產品和服務在區(qū)域內國家間自由流動，實現(xiàn)區(qū)域貿易和投資自由化。2002年中國與東盟簽署《中國—東盟全面經(jīng)濟合作框架協(xié)議》，中國—東盟自貿區(qū)（China-ASEAN Free Trade Area，CAFTA）建設啟動，CAFTA是中國與其他國家建立的第一個自貿區(qū)，主要由發(fā)展中國家構成。2004年底，中國與東盟各國簽署《貨物貿易協(xié)議》。2005年7月1日起，雙邊約7,000余種商品開始全面降稅，標志CAFTA進入實施階段。由于中國—東盟之間存在較強的貿易互補性，CAFTA的設立為雙邊貿易與投資帶來發(fā)展機遇。CAFTA運行以來，雙邊貿易壁壘大幅下調，極大促進了雙邊貿易增長。2005年雙邊全面降稅后，中國—東盟雙邊貿易額突破1,300億美元，東盟成為中國第四大貿易伙伴，中國為東盟第三大貿易伙伴。自2009年起，中國已連續(xù)13年保持東盟第一大貿易伙伴的地位。2020年，東盟首次超過歐盟躍升為中國最大貨物貿易伙伴。2021年，中國—東盟貨物貿易額達8,782億美元，同比增長28.1%。可見，CAFTA對推動中國—東盟的雙邊貿易發(fā)揮了極為重要的作用。

本文以CAFTA為例考察自由貿易協(xié)定對勞動收入份額的影響。以CAFTA實施作為準自然實驗事件，基于2000～2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關進出口數(shù)據(jù)庫進行匹配，采用雙重差分法，實證檢驗CAFTA實施對中國勞動收入份額的影響，并驗證勞動報酬效應和生產率效應，為貿易開放與中國勞動收入份額變化的關系提供新的解釋和證據(jù)。本文可能的邊際貢獻有：首次從勞動收入份額的角度考察自由貿易協(xié)定對要素收入分配的影響，豐富自由貿易協(xié)定的勞動力市場效應研究，也為貿易開放與勞動收入份額之間的關系提供新的經(jīng)驗證據(jù)；厘清了自由貿易協(xié)定影響勞動收入份額的兩個主要渠道，即勞動報酬效應和生產率效應，揭示自由貿易協(xié)定這種貿易開放方式影響要素收入分配效應的機制；考察自由貿易協(xié)定的要素收入分配效應，在當前推動對外開放高水平發(fā)展和深化收入分配改革的背景下，有助于進一步理解勞動收入份額演變的動因，也為中國進一步推進自貿區(qū)建設提供政策啟示。

一、文獻綜述與理論機制

（一）文獻綜述

1.勞動收入份額的決定機制

中國勞動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。從宏觀層面因素看，現(xiàn)有研究認為偏向型技術進步是勞動收入份額演變的重要原因。Acemoglu（2002）指出，技術進步具有偏向性特征，而偏向資本的技術進步會提高資本收益而降低勞動收入份額（王永進和盛丹，2010）。黃先海和徐圣（2009）、陳宇峰等（2013）的實證研究均認為技術進步偏向資本是中國勞動收入比重下降的主要原因。除了技術進步，現(xiàn)有研究認為產業(yè)結構（羅長遠和張軍，2009；周茂等，2018）、制度與政策（Blanchard and Giavazzi，2003；何歡浪和張娟，2019）、貿易開放(余淼杰和梁中華，2014)等宏觀變量也會顯著影響勞動收入份額。

影響勞動收入份額的企業(yè)自身特征因素包括勞動生產率、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)勞動收入份額存在顯著的負向關系（羅楚亮和倪青山，2015）；企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)勞動收入份額越低（陸雪琴和田磊，2020）；融資約束顯著影響勞動收入份額（羅長遠和陳琳，2012；邵敏等，2013），但內源融資約束與外源融資約束對勞動收入份額的影響不同（祝樹金和趙玉龍，2016）；企業(yè)智能化顯著提高企業(yè)生產率，進而促使勞動收入下降（Acemoglu and Restrepo，2018）；談判力量、市場結構等因素也會影響企業(yè)勞動收入份額 （Bental and Demougin，2010；簡澤等，2016）。

2.貿易開放對勞動收入份額的影響

一國貿易開放程度對勞動收入份額具有顯著影響。根據(jù)要素稟賦理論，國際貿易會提高一國豐裕要素的報酬，由于勞動力在發(fā)展中國家的要素稟賦結構中處于相對豐裕地位，貿易開放會提高發(fā)展中國家勞動力的報酬水平。然而，實證檢驗結果并不一致。一方面，部分研究認為貿易開放程度提高有利于勞動報酬增加。白重恩和錢震杰（2010）的研究表明，貿易開放程度提高有助于勞動收入份額增加。Huang 等（2011）實證檢驗表明，貿易開放對勞動收入份額同時存在技術進步效應和要素價格效應。Guerriero和Sen（2012）發(fā)現(xiàn)，貿易開放對勞動收入份額的影響為正。另一方面，部分研究檢驗認為貿易開放程度提高不利于勞動報酬增加。Harrison（2005）基于1960～2000年跨國數(shù)據(jù)對此進行驗證。吳國鋒和謝建國（2015）的研究表明，貿易依存度增加促使勞動收入份額下降，且出口和進口貿易依存度對勞動收入份額提高均起抑制作用。

關稅削減帶來的貿易自由化提升了貿易開放水平，也顯著影響勞動收入份額。余淼杰和梁中華（2014）首次從微觀層面檢驗貿易自由化對中國企業(yè)勞動收入份額的影響，認為貿易自由化通過資本品成本、中間投入品價格和技術引進成本等3個渠道，對中國企業(yè)勞動收入份額產生顯著負向影響。蘭宜生和蘇錦紅（2018）統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，出口企業(yè)勞動力收入份額低于非出口企業(yè)，實證檢驗也發(fā)現(xiàn)加入WTO帶來的貿易自由化對中國企業(yè)勞動收入份額有負向沖擊。關稅削減帶來進口競爭。Autor等（2013）基于美國的經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)，進口競爭加劇促使就業(yè)和工資水平下降。鄧明（2022）發(fā)現(xiàn)，進口競爭不利于企業(yè)勞動收入份額提升，微觀機理在于進口競爭對企業(yè)勞動生產率的提升效應大于對勞動力工資的提升效應。進一步的經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)，中間品關稅削減與最終品關稅削減對勞動收入份額的影響不同。黃玖立和張龍（2021）檢驗發(fā)現(xiàn)，中間品貿易自由化提高有助于勞動收入份額提升，主要原因在于中間品貿易自由化降低企業(yè)勞動生產率。然而，杜鵬程等（2022）指出，由于進口中間品關稅下降降低企業(yè)對勞動要素的需求，從而不利于勞動收入份額增加。

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

3.自由貿易協(xié)定的勞動力市場效應

姜鴻（2006）較早考察了自由貿易協(xié)定的勞動力市場效應，他基于特定要素模型的預測表明，中國和智利實現(xiàn)自由貿易后，中國勞動力工資上升，中國相對于智利具有比較優(yōu)勢的紡織服裝、通用設備和塑料制品等3個產業(yè)的特定資本報酬將增加，而造紙業(yè)和有色金屬冶煉業(yè)這2個具有比較劣勢產業(yè)的特定資本報酬將減少。Caliendo和Parro（2015）考察了北美自貿區(qū)（NAFTA）建立的福利效應，模擬分析表明加入NAFTA能促進各協(xié)定成員工資的顯著增長?？的莸龋?018）實證研究發(fā)現(xiàn)，中國—東盟自由貿易協(xié)定一方面提高中國制造業(yè)企業(yè)的就業(yè)創(chuàng)造，另一方面降低就業(yè)破壞，從而顯著促進中國制造業(yè)企業(yè)的就業(yè)增長。李春頂?shù)龋?018）分析表明，區(qū)域貿易協(xié)定能夠通過降低關稅壁壘和非關稅壁壘促進成員和非成員間的貿易，進而為貿易參與國就業(yè)帶來益處。楊曦和楊宇舟（2022）的研究表明，RCEP促使中國與其他協(xié)定成員的實際工資增長，但各協(xié)定成員實際工資的變動和其全球價值鏈參與程度顯著相關。李霞等（2020）從行業(yè)角度模擬中非貿易自由化對中國要素收入分配的影響，模擬結果表明，無論非洲國家之間是否建立自貿區(qū)，建立中非自貿區(qū)從長期看均有利于增加中國勞動力和資本報酬。

綜上所述，現(xiàn)有研究表明：勞動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，而且貿易開放是其中重要的影響因素。簽署自由貿易協(xié)定、推動區(qū)域貿易自由化是當前中國推動高水平貿易開放的重要安排，研究表明自由貿易協(xié)定對勞動力就業(yè)和工資均具有重要影響。但有關自由貿易協(xié)定的勞動力市場效應的現(xiàn)有研究主要考察自由貿易協(xié)定對工資的影響，且主要采用模擬方法，不僅缺乏自由貿易協(xié)定對勞動收入份額的影響研究，而且缺乏基于自貿區(qū)實施前后實際數(shù)據(jù)變動的計量檢驗。CAFTA為研究自由貿易協(xié)定對勞動收入份額的影響提供了很好的切入點。CAFTA實施顯著促進了中國—東盟間的雙邊貿易，也對中國制造業(yè)企業(yè)的就業(yè)具有顯著影響，但是否影響勞動報酬還缺乏實證檢驗。本文以CAFTA實施作為政策沖擊，采用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關進出口數(shù)據(jù)庫進行匹配，構建雙重差分模型，實證檢驗CAFTA實施對中國企業(yè)勞動收入份額的影響。本研究為自由貿易協(xié)定的勞動力市場效應提供新的研究視角，拓展和彌補現(xiàn)有關于貿易開放和勞動收入份額關系的研究。

（二）理論機制

CAFTA實施顯著提升自貿區(qū)成員的貿易開放水平，勢必影響一國的要素收入分配。勞動收入份額是勞動者的勞動報酬在國民收入中所占比重，是要素收入分配的集中反映。根據(jù)勞動收入份額的定義，勞動收入份額可分解為企業(yè)的人均勞動報酬與其勞動生產率之差，①詳細的分解過程請查看公式（2）。那么，CAFTA實施可能同時給中國企業(yè)勞動收入份額帶來勞動報酬效應和生產率效應。

首先，根據(jù)斯托爾珀—薩繆爾森定理，國際貿易會提高一國相對豐裕要素的報酬。在CAFTA實施前后，中國仍具有顯著的勞動力稟賦優(yōu)勢。中國與東盟具有較高的貿易互補性，中國在勞動密集型產業(yè)部門具有顯著的比較優(yōu)勢，東盟在自然資源型產業(yè)部門具有比較優(yōu)勢。2005年中國與東盟按照《貨物貿易協(xié)議》實施相互關稅削減，勢必增強中國與東盟間的貿易互補性，推動中國勞動密集型產品出口增長（程偉晶和馮帆，2014）。由此，CAFTA實施可能進一步強化中國的勞動力優(yōu)勢，弱化技術進步的資本偏向，進而提高勞動報酬和勞動收入份額，即勞動報酬效應。

其次，CAFTA實施使得進口關稅（包括最終品關稅和中間品關稅）顯著削減，而關稅削減顯著影響企業(yè)生產率，CAFTA實施將通過生產率效應影響勞動收入份額。具體來看，CAFTA實施引致的關稅削減對企業(yè)生產率的影響包括：最終品關稅的削減能夠通過加劇市場競爭從而提高企業(yè)生產率（湯毅和尹翔碩，2014）；CAFTA實施帶來的中間品關稅削減抑制企業(yè)產率提升，主要原因如下：一方面，CAFTA實施帶來的中間品關稅削減促使企業(yè)更多地進口中間品，這將抑制產出增加值的增長（黃玖立和張龍，2021），但同時CAFTA實施促進了企業(yè)就業(yè)增長（康妮等，2018），根據(jù)勞動生產率的計算公式，在產出增加值缺乏增長的情況下，企業(yè)雇傭人數(shù)的增長將降低勞動生產率；另一方面，中間品關稅削減不利于企業(yè)創(chuàng)新，進而降低企業(yè)生產率（陳維濤等，2018）。然而，中國—東盟中間品貿易在貿易總量中占有相當大的比重，中國從東盟進口中間品的數(shù)量遠大于出口，由于關稅削減對中間品貿易具有放大效應，從而更加顯著地促進雙邊中間品貿易（丘兆逸和李樹娟，2014；李海蓮和張彤，2018）。綜合看最終品進口關稅減免對生產率的正向效應和中間投入品關稅減免的負向效應，CAFTA實施將抑制企業(yè)生產率提升。根據(jù)要素間的互補關系，企業(yè)生產率下降將進一步增加勞動力使用，從而提高勞動所得，則生產率與勞動收入份額負相關。那么，CAFTA實施可能通過抑制企業(yè)生產率從而提高勞動收入份額，即生產率效應。勞動報酬效應和生產率效應是否存在？有待進一步的實證檢驗。

二、研究設計

（一）計量模型

雙重差分法是評估政策效應的一種常用計量方法，本文以CAFTA實施作為政策沖擊，構建如下形式的雙重差分模型，檢驗自由貿易協(xié)定對勞動收入份額的影響。

其中，i表示企業(yè)，t表示時間；被解釋變量lsit為企業(yè)i在t時期的勞動收入份額；Treati是分組虛擬變量，用來區(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，以中國企業(yè)與東盟成員國①東盟成員國包括馬來西亞、菲律賓、泰國、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—東盟自貿區(qū)《貨物貿易協(xié)議》中的成員涉及10個東盟國家。的貿易（出口或進口）份額作為劃分處理組和控制組的依據(jù)，具體做法如下：首先計算出樣本期間數(shù)據(jù)庫中的中國全部企業(yè)與東盟成員國的貿易份額，找出各個年份全部企業(yè)貿易份額的中位數(shù)；接下來找出所有年份貿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進行貿易的企業(yè)，也是本文的處理組，將沒有與東盟成員國進行貿易的企業(yè)作為本文的控制組。Post為時間虛擬變量。雖然2002年中國—東盟雙邊已正式簽署《中國—東盟全面經(jīng)濟合作框架協(xié)議》，但2005年7月1日起雙邊約7,000余種商品才開始全面降稅，進入實質運行階段。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，φt表示時間固定效應，εit為隨機誤差項。

（二）變量選取

被解釋變量為勞動收入份額（ls），其為國民收入初次分配中勞動者報酬所占比例。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)勞動生產率（lnlp），借鑒邵敏等（2013）的做法，采用銷售收入與勞動者數(shù)量比值的對數(shù)表示；資本密集度水平（lncapital），用企業(yè)固定資產總值與企業(yè)雇傭人數(shù)之比反映；企業(yè)年齡（lnage），為樣本報告年份與企業(yè)成立年份之差并取對數(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)主營業(yè)務收入的對數(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)模的自然對數(shù)，age為企業(yè)年齡。指數(shù)的絕對值越大，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)實收資本中來自外商投資包括港澳臺投資的比重；政府補貼（lnsubsidy），根據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫信息，以企業(yè)獲得政府補貼額度的對數(shù)值衡量，如果企業(yè)在該年度沒有政府補貼，則以加1后取對數(shù)處理；國有企業(yè)（state），根據(jù)企業(yè)實收資本中來自國有投資的比重界定，如果這一比重超過50%，則界定為國有企業(yè)，state取值為1，否則state取值為0。

（三）數(shù)據(jù)說明

本文主要使用兩套數(shù)據(jù)。第一套是海關進出口數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫詳細記錄了中國海關商品HS編碼8分位的進出口商品信息。本文依據(jù)聯(lián)合國網(wǎng)站提供的不同版本HS6位碼的對應關系，統(tǒng)一不同年份的HS編碼，將企業(yè)海關編碼、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的樣本數(shù)據(jù)刪除。第二套是中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。本文對該數(shù)據(jù)庫做如下清理：首先，僅保留制造業(yè)企業(yè)樣本數(shù)據(jù)；其次，刪除勞動報酬、增加值、就業(yè)人數(shù)等重要指標缺失的觀測值；最后，依據(jù)公認會計準則基礎，刪除流動資產或固定資產合計大于總資產、固定資產凈值大于總資產、企業(yè)法人代碼缺失、成立時間無效等觀測值。在此基礎上，筆者對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關進出口數(shù)據(jù)進行匹配。由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中2008～2010年缺乏勞動力工資數(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)進行回歸。表1顯示，處理組企業(yè)（主要與東盟貿易的企業(yè)）的勞動收入份額均值要低于控制組企業(yè)（沒有與東盟貿易的企業(yè)）的水平。但是，從包括勞動生產率、資本密集度水平等在內的控制變量均值看，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)計性描述

三、實證結果分析

（一）基準回歸結果

我們以2005年CAFTA實施作為政策沖擊年份，利用倍差法對計量模型（1）進行估計，結果見表2。列（1）放入待估計的倍差項，并控制時間和企業(yè)固定效應，沒有加入其他控制變量，結果顯示倍差項（D×T）的估計系數(shù)為0.007，在1%的顯著性水平下為正。這表明CAFTA實施后，與控制組企業(yè)相比，處理組企業(yè)的平均勞動收入份額實現(xiàn)了增長，CAFTA實施對提升中國企業(yè)勞動收入份額具有積極的促進作用。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，倍差項的估計系數(shù)顯著性沒有變化，但估計系數(shù)變大，表明列（1）的估計可能遺漏了一些影響勞動收入份額的重要變量。列（3）進一步加入企業(yè)資本密集度變量，倍差項的估計系數(shù)略有下降。列（4）進一步控制企業(yè)勞動生產率，倍差項的系數(shù)為0.0119，顯著性沒有發(fā)生變化，但相對列（3）數(shù)值明顯變小。列（3）和列（4）的估計結果一方面表明企業(yè)勞動生產率是影響勞動收入份額的重要因素，勞動生產率提高，企業(yè)減少勞動需求而降低勞動所得，從而企業(yè)勞動收入份額下降；另一方面表明CAFTA實施可能通過影響企業(yè)勞動生產率進而影響企業(yè)勞動收入份額，即勞動生產率可能是其中一個重要的影響渠道，下文將對此進行驗證。列（1）～列（4）的估計結果與本文的預期分析一致，總體上看，CAFTA實施對推動中國企業(yè)勞動收入份額增長具有顯著的積極作用。

表2 CAFTA實施對中國企業(yè)勞動收入份額影響的 基準估計結果

從控制變量的估計結果看，列（4）顯示：勞動生產率的估計系數(shù)顯著為負，意味著企業(yè)勞動生產率與勞動收入份額負相關；企業(yè)的資本密集度與勞動收入份額負相關，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)年齡與勞動收入份額顯著正相關，企業(yè)年齡越大，其勞動收入份額越高；以主營業(yè)務收入衡量的企業(yè)規(guī)模與勞動收入份額顯著負相關，與文雁兵和陸雪琴（2018）的研究結論一致；外商直接投資占比、政府補貼、是否為國有企業(yè)這3個變量與勞動收入份額顯著正相關。

（二）平行趨勢檢驗

平行趨勢檢驗是使用DID方法的必備要求。具體而言，處理組與控制組的勞動收入份額在政策沖擊時間之前應該保持相同的趨勢，或者說二者的變化趨勢并不存在顯著差異。我們采用檢驗平行趨勢的常用方法，首先為樣本期間的每個年份均生成一個虛擬變量，對應年份的該虛擬變量取值為1，否則為0；然后生成各個年份的虛擬變量（T±n，n=2000，2001，…，2007）和樣本分組虛擬變量（Treati）之間的交互項，交互項系數(shù)反映特定年份處理組和控制組之間勞動收入份額的差異。我們將生成的這些交互項同時納入一個計量經(jīng)濟模型，為避免共線性，沒有把政策沖擊前1年的交互項納入模型。估計得到的這些交互項系數(shù)反映了給定年份處理組和控制組之間的勞動收入份額是否存在顯著差異。

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

圖1 平行趨勢檢驗結果

（三）穩(wěn)健性檢驗結果

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)勞動報酬占企業(yè)增加值的百分比衡量勞動收入占比，企業(yè)增加值采用收入法計算得到。勞動收入占比的計算公式為：勞動收入份額=應付工資總額/（應付工資總額＋營業(yè)利潤＋累計折舊＋利息支出＋應付增值稅）。以這個公式計算得到的勞動收入占比作為被解釋變量重新進行上述回歸。更換被解釋變量度量后的回歸結果見表3列（1），結果顯示，倍差項（D×T）的估計系數(shù)為0.004，在1%的顯著性水平下為正。雖然這一估計系數(shù)略小于表2中的相應估計系數(shù)，但從估計系數(shù)的符合方向和顯著性看，更換被解釋變量度量后的估計結果與表2的結果一致，表明表2的倍差項估計結果具有穩(wěn)健性。

2.預期效應

雖然2002年中國—東盟正式簽署《中國—東盟全面經(jīng)濟合作框架協(xié)議》，但2005年7月1日起才開始全面降稅，即CAFTA于2002年開始啟動，2005年正式實施。雖然所有的協(xié)定商品在正式實施階段才可充分享受關稅優(yōu)惠待遇，但出口企業(yè)會存在政策預期進而可能會選擇提前布局，從要素投入方面提前著手安排，因此，CAFTA實施可能對出口企業(yè)存在預期效應。本文以CAFTA實施前1年（2004年）作為政策沖擊年份設置倍差項（D×T2004）。表3列（2）的回歸結果顯示，倍差項的估計系數(shù)為正但不顯著，說明CAFTA實施對中國企業(yè)勞動收入份額不存在預期效應。

3.傾向得分匹配—倍差法

為進一步驗證表2估計結果的穩(wěn)健性，基于傾向得分匹配—倍差法（PSM-DID）重新估計CAFTA實施對企業(yè)勞動收入份額的影響。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)性質等作為匹配變量，運用近鄰匹配方法進行匹配，得到新的處理組和控制組，進一步運用倍差法估計。表3列（3）結果顯示，倍差項的估計系數(shù)依然顯著為正，表明CAFTA實施對中國企業(yè)勞動收入份額產生顯著促進作用。

4.兩期倍差法

上述實證結果是利用多個時期的樣本并采用倍差法估計得到，但多期倍差法估計可能存在序列相關問題，進而可能高估倍差項的顯著性（Bertrand et al, 2004）。為解決這個問題，本文接下來采用兩期倍差法估計計量模型（1）。根據(jù)政策實施年份（2005年），將樣本數(shù)據(jù)劃分為2000～2004年和2005～2007年兩個時間段，然后針對每個時段對每個樣本企業(yè)的各項指標求算術平均值，進而得到只包含兩期觀測值的樣本數(shù)據(jù)，重新利用倍差法進行回歸。表3列（4）的估計結果顯示，倍差項的估計系數(shù)為0.0187，在1%的顯著性水平下為正，估計系數(shù)的大小與顯著性并沒有發(fā)生明顯變化，進一步表明表2估計結果的穩(wěn)健性。

5.縮尾處理

為檢驗CAFTA實施對中國企業(yè)勞動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，我們對勞動收入份額數(shù)據(jù)進行縮尾處理。根據(jù)表3列（5）可知，縮尾處理后倍差項的估計系數(shù)為0.0118，在1%的顯著性水平下為正，與表2列（4）的估計結果高度一致，表明CAFTA實施對中國企業(yè)勞動收入份額的影響沒有明顯受到異常觀測值的影響。

6.對CAFTA實施前后都存在的企業(yè)樣本的回歸

CAFTA實施對企業(yè)勞動收入份額的影響可能受到企業(yè)進入或退出CAFTA市場的影響，為進一步考察CAFTA實施對中國企業(yè)勞動收入份額影響的穩(wěn)健性，只保留CAFTA實施前后都存在的企業(yè)樣本，重新進行回歸。表3列（6）顯示，倍差項的估計系數(shù)為0.0115，估計系數(shù)的顯著性和大小與表2列（4）的估計結果高度一致，表明CAFTA實施對中國企業(yè)勞動收入份額的影響并沒有明顯受到政策沖擊前后企業(yè)進入或退出CAFTA市場的影響。

表3 CAFTA實施對中國企業(yè)勞動收入份額影響的穩(wěn)健性檢驗結果

（四）異質性檢驗結果

1.行業(yè)要素密集度異質性

行業(yè)要素密集度反映某一行業(yè)內產品生產所需不同要素投入之間的關系，要素密集度會影響要素替代彈性，進而影響勞動收入份額。CAFTA實施是否對不同行業(yè)要素密集度的勞動收入份額帶來差異化影響？本文根據(jù)HS編碼與制造業(yè)行業(yè)代碼之間的匹配關系，按照資源密集度分類法，將樣本數(shù)據(jù)劃分為勞動密集型行業(yè)、資本密集型行業(yè)和技術密集型行業(yè)，進而考察CAFTA實施對企業(yè)勞動收入份額的影響在行業(yè)要素密集度方面是否存在異質性。

表4列（1）～列（3）的估計結果顯示，勞動密集型和技術密集型行業(yè)的倍差項估計系數(shù)顯著為正。雖然倍差項的估計系數(shù)在資本密集型行業(yè)中也為正，但沒有通過10%的顯著性水平檢驗。這表明CAFTA實施主要影響勞動密集型和技術密集型行業(yè)內企業(yè)的勞動收入份額。這一估計結果符合預期，勞動收入份額高的行業(yè)更加傾向于勞動密集型（吳曉怡和邵軍，2019）。根據(jù)S-S定理，中國是勞動密集型產品的主要出口國，CAFTA實施更加有利于發(fā)揮中國勞動密集型產業(yè)的比較優(yōu)勢，有利于這一行業(yè)的勞動報酬提升。另外，CAFTA實施也促進技術密集型行業(yè)發(fā)展，技術密集型行業(yè)發(fā)展需要更多技能型人才投入，從而增加企業(yè)勞動報酬。

2.行業(yè)集中度異質性

行業(yè)集中度在一定程度上能夠反映行業(yè)市場競爭程度，集中度高的行業(yè)內企業(yè)規(guī)模分布不均，行業(yè)競爭程度較低；集中度低的行業(yè)內企業(yè)規(guī)模分布相對均勻，行業(yè)競爭程度較高。行業(yè)集中度高，市場競爭程度低，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，進而降低勞動收入份額（盛斌和郝碧榕，2021）。因此，本文接下來考察CAFTA實施對不同行業(yè)集中度的企業(yè)勞動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)的產值占比衡量行業(yè)集中度，將高于該產值占比中位數(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)，分別估計計量模型（1），得到表4列（4）和列（5）。估計結果表明，雖然倍差項的估計系數(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)估計系數(shù)為0.0138，大于行業(yè)集中度高的組別中的倍差項估計系數(shù)，表明CAFTA實施對行業(yè)集中度低即行業(yè)內市場競爭程度高的企業(yè)勞動收入份額影響相對較大，與前文理論分析一致。

3.企業(yè)所有制類型異質性

所有制差異是影響企業(yè)經(jīng)營行為的重要因素。本部分檢驗CAFTA實施對不同所有制類型企業(yè)的勞動收入份額是否產生異質性影響。根據(jù)企業(yè)實收資本中的國有資本、非國有資本（包括私人和外商）等類型資本所占比例，劃分為國有企業(yè)樣本和非國有企業(yè)樣本。根據(jù)表4的估計結果可知，國有企業(yè)倍差項的估計系數(shù)為負但不顯著；非國有企業(yè)倍差項的估計系數(shù)為0.0133，在1%的顯著性水平下為正?？梢?，CAFTA實施對非國有企業(yè)勞動收入份額產生顯著的正向影響。這可能是由于CAFTA實施顯著提高了非國有企業(yè)的就業(yè)創(chuàng)造，降低其就業(yè)破壞，從而顯著促進非國有企業(yè)就業(yè)增長（康妮等，2018），即當面對CAFTA實施帶來的有利政策沖擊，非國有企業(yè)可能更加傾向于發(fā)揮中國勞動力要素稟賦優(yōu)勢，以勞動替代資本，從而促使其勞動報酬提升。

表4 CAFTA實施對企業(yè)勞動收入份額影響的異質性檢驗結果

四、影響機制檢驗

為進一步探討CAFTA實施對中國企業(yè)勞動收入份額的作用機制，借鑒許家云（2020）的研究，依據(jù)勞動收入份額的定義，我們對其分解如下：

其中，i代表企業(yè)，t代表年份，w為企業(yè)i在t時期的勞動報酬，包括在崗職工平均工資和福利費之和，y為企業(yè)i在t時期的工業(yè)增加值，l為企業(yè)i在t時期的就業(yè)人數(shù)，y/l為企業(yè)i在t時期的勞動生產率?？梢?，企業(yè)i在t時期的勞動收入份額（取對數(shù)）分解為企業(yè)人均勞動報酬（取對數(shù)）與其勞動生產率（取對數(shù)）之差。那么，CAFTA實施對勞動收入份額的影響便分解為對企業(yè)勞動報酬的影響和對企業(yè)勞動生產率的影響兩部分，即勞動報酬效應和生產率效應。我們將企業(yè)勞動報酬和勞動生產率分別作為被解釋變量進行估計，結果見表5列（1）和列（2）。

表5列（1）顯示倍差項的估計系數(shù)為0.0462，通過1%的顯著性水平檢驗，表明CAFTA實施顯著提高了中國出口企業(yè)的人均勞動報酬。CAFTA實施后，相對于與東盟沒有貿易聯(lián)系的企業(yè)，與東盟有主要貿易關系的企業(yè)的人均勞動報酬提高了0.0462個單位。由此表明，CAFTA實施給中國企業(yè)勞動收入份額帶來顯著的“勞動報酬效應”。列（2）顯示倍差項的估計系數(shù)顯著為負，意味著CAFTA實施對與東盟有主要貿易關系的企業(yè)的勞動生產率帶來顯著的負向沖擊。由于勞動生產率與企業(yè)勞動收入份額負相關，由此，CAFTA實施帶來的生產率下降將有利于企業(yè)勞動收入份額提升，即生產率效應。對此，表5列（3）進一步提供了支撐證據(jù)，列（3）以采用LP法（Levinsohn and Petrin，2003）計算得到的全要素生產率作為被解釋變量進行回歸，得到的倍差項估計系數(shù)依然顯著為負，系數(shù)的顯著性和大小與列（2）一致。由于全要素生產率在一定程度上反映了企業(yè)技術偏向（文雁兵和陸雪琴，2018），技術進步偏向勞動有利于勞動收入份額提升。列（3）倍差項的估計結果說明，CAFTA實施降低了與東盟有主要貿易關系的企業(yè)的技術進步資本偏向，從而有利于勞動收入份額增加。接下來，根據(jù)勞動生產率的定義，筆者對勞動生產率進行分解，進一步探討勞動生產率下降的原因。將企業(yè)勞動生產率分解為產出增加值（對數(shù)）與就業(yè)吸納人數(shù)（對數(shù)）之差。

根據(jù)公式（3），我們分別檢驗CAFTA實施對中國企業(yè)產出增加值的影響和對就業(yè)吸納人數(shù)的影響，如果CAFTA實施抑制了產出增加值而增加了就業(yè)人數(shù)，那么可以認為其抑制了企業(yè)勞動生產率提升，從而與前面的理論解釋一致。表5列（4）和列（5）報告了產出增加值和就業(yè)人數(shù)作為被解釋變量的估計結果，列（4）的倍差項估計系數(shù)顯著為負，即CAFTA實施抑制了產出增加值；列（5）的倍差項估計系數(shù)顯著為正，即CAFTA實施促進了就業(yè)增長。根據(jù)勞動生產率的分解公式可知，CAFTA實施整體上拉低了與東盟有主要貿易關系的企業(yè)的生產率水平。

綜合表5各列估計結果，CAFTA實施一方面促使與東盟有主要貿易關系的企業(yè)的平均勞動報酬提升；另一方面通過抑制產出增加值和促進就業(yè)，進而抑制企業(yè)勞動生產率，并降低這些企業(yè)的技術進步資本偏向，從而促使這些企業(yè)的勞動收入份額提升。

表5 CAFTA實施對勞動收入份額的影響機制檢驗

五、結論與政策建議

簽訂自由貿易協(xié)定、推動區(qū)域貿易自由化是當前中國促進貿易開放高水平發(fā)展的重點工作，對促進協(xié)定成員之間的經(jīng)貿發(fā)展具有重要作用，也顯著影響協(xié)定成員的勞動力市場。勞動收入份額是要素收入分配的核心議題，本文考察自由貿易協(xié)定的要素收入分配效應，擴展和豐富現(xiàn)有關于自由貿易協(xié)定的勞動力市場效應、貿易開放與勞動收入份額關系等方面的研究。本文以CAFTA實施為例，考察自由貿易協(xié)定的要素收入分配效應，選取2000～2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關進出口數(shù)據(jù)庫進行匹配，以CAFTA實施為準自然實驗，構建雙重差分模型，實證檢驗CAFTA實施對中國企業(yè)勞動收入份額的影響，分析其中可能存在的異質性影響，考察其影響機制，得到如下結論：

倍差法檢驗表明，相對于與東盟沒有貿易聯(lián)系的企業(yè)，CAFTA實施對與東盟有主要貿易聯(lián)系的企業(yè)的勞動收入份額產生顯著正向影響，即CAFTA實施顯著促進了中國企業(yè)勞動收入份額提升。在改變被解釋變量勞動收入份額的度量、使用安慰劑檢驗、使用傾向得分匹配—倍差法、使用兩期倍差法、進行縮尾處理以及對CAFTA實施前后都存在的樣本企業(yè)進行回歸等穩(wěn)健性檢驗后，實證結論仍具有較好的穩(wěn)健性。異質性檢驗結果表明，CAFTA實施主要促進了勞動密集型行業(yè)、技術密集型行業(yè)、集中度低的行業(yè)、非國有企業(yè)的勞動收入份額增長。影響機制檢驗結果表明，CAFTA實施一方面促進企業(yè)平均勞動報酬提升，即存在顯著的勞動報酬效應；另一方面抑制相關企業(yè)的勞動生產率，降低其技術進步的資本偏向，從而促使其勞動收入份額提升，即存在顯著的生產率效應。

基于上述研究結論，筆者提出如下政策建議：首先，本文研究表明自由貿易協(xié)定有利于提升勞動收入份額，在當前全球多邊貿易受阻的情況下，中國應進一步加快與相關國家的談判，搭建區(qū)域貿易合作平臺，推進中國進出口貿易和投資可持續(xù)發(fā)展，穩(wěn)定并積極擴大勞動力需求，提高勞動報酬。其次，自由貿易協(xié)定影響中國企業(yè)勞動收入份額的一個重要方面在于其抑制了中國企業(yè)勞動生產率，然而，當前對外貿易高質量發(fā)展要求企業(yè)提高勞動生產率，在自由貿易協(xié)定不斷擴展和深化的背景下，中國應優(yōu)化人才培養(yǎng)結構，培養(yǎng)新時代條件下能夠適應新科技革命和高水平貿易開放要求的技能型人才，優(yōu)化勞動力供求市場結構，推動生產率與勞動報酬同步提高。最后，東盟自貿區(qū)3.0版即將啟動，中國—東盟雙方將在數(shù)字經(jīng)濟、綠色經(jīng)濟、新基建等新興領域加強合作，中國政府應及時研判自貿區(qū)升級可能給勞動力就業(yè)市場帶來的沖擊，加快培育新興經(jīng)濟領域的勞動力供給，通過引導、教育和培訓推動就業(yè)結構調整，提高勞動力在新興經(jīng)濟領域的就業(yè)能力，為實施自貿區(qū)3.0版增強內生動力，也為推動勞動收入份額提升帶來新契機。