企业异质性、出口与劳动收入占比：基于要素密集度异质性视角的Stolper－Samuelson定理检验

刘 慧

(1.东南大学经济管理学院，江苏南京211189;2.浙江理工大学经济管理学院，浙江杭州310018)

改革开放以来，中国经济在总量增长上取得了巨大的成就，其跳跃式前进步伐远远超过了国内外经济学家的预期［1］。与此同时，中国的出口也取得了不俗的成绩，出口额从1978年的167.6亿美元一直上升了到2011年的18986亿美元。中国在劳动密集型出口品和资本密集型出口品的劳动密集型环节上具有比较显著的优势，根据Stolper－Samuelson定理(后文简称SS定理)对产品要素密集度、国际贸易和要素报酬的解释可知:中国的出口会使得其密集使用的生产要素(劳动力)报酬提高［2］，进而会有偏地推动劳动收入报酬递增，使得劳动力要素在收入分配中的份额增加［3－4］。然而中国事实却是:劳动收入占比从上个世纪90年代起逐渐下降(如图1)，劳动收入占比从1995年的51.44%下降到了2010年的45.01%，收入占比甚至一度低于40%(如2007和2008年)。

图1 1995－2010年中国劳动和资本收入占比

出口扩大与劳动收入占比下降事实的存在，使得部分学者对SS定理在中国的适用性产生了疑问［2，4－5］，那么这一定理在中国是否适用呢?本文将借助中国微观企业数据，从要素密集度异质性视角对该定理进行检验，以期揭示出口与劳动收入占比“相悖”现象出现的微观动因。

一、文献综述

由于劳动收入占比下降不仅有悖于社会公平，还制约了国内需求的有效提高［6］，进而不利于一国经济的可持续发展。这使得劳动收入占比很快就成为了国内外学术界研究的热点。围绕劳动收入占比下降的原因，已有文献多从国内视角进行分析:如Acemoglu＆ Guerrieri［7］构建不变弹性的两部门模型对一国劳动收入占比进行分析后指出:资本深化(capital deepening)是导致一国劳动收入占比下降的原因;Hernando［8］借助要素节约型内生增长模型分析后指出:发达国家更偏好于资本密集型生产技术，使得资本偏于“稀缺”，进而提高一国资本收入占比;白重恩、钱震杰［9］研究认为市场垄断和国有部门改革所导致的劳动力市场环境变迁是中国劳动力收入份额下降的主要原因。

经济全球化已经成为了当前世界经济发展的主旋律，单纯从国内视角研究劳动收入占比，所得结论往往难以反映劳动收入占比的真实变迁机理［10］。因此，随着研究的深入，学术界逐渐将视角转向了出口贸易与劳动收入占比的研究。相对而言这一视角的已有研究并不多，仅有的文献主要集中于以下两个方面:

一是从贸易的价格效应视角分析出口与劳动收入占比的关系。这方面的研究多围绕SS定理的适用性展开，如 Decreuse and Maarek［11］研究发现贸易自由化程度与劳动收入占比之间存在显著的相关关系，且这一相关关系符合SS定理;王永进、盛丹［12］运用省级面板数据的实证结果表明:出口对劳动收入占比具有显著的正效应。当然也有学者研究认为SS定理并不能完全解释出口与劳动收入占比之间的关系，如 Huang＆Xu［2］研究发现:贸易自由化对劳动收入占比具有双重效应，即要素价格效应(factor－price effect)和技术进步效应(technology－progress effect)，在不考虑技术进步效应的条件下，SS定理在中国是适用的，而一旦纳入技术进步效应，则SS定理中所描述的机制将不复存在;李坤望、冯冰［4］基于中国省级工业面板数据实证结果显示:出口贸易对劳动收入占比表现出微弱的负向作用，即SS定理在中国并不一定成立。

二是基于微观企业视角研究出口与劳动收入占比的关系。微观企业在劳动收入分配中发挥了重要的作用［13］，为此，新新贸易理论一出现，国内外学者便将该理论引入到出口与劳动收入占比的研究，如Bernard＆ Jensen［14］在 Metliz［15］借助企业异质性模型研究发现:在考虑异质性条件下，出口对劳动收入占比表现出正效应;包群、邵敏［3］基于2000－2007年微观企业数据，研究发现中国的出口具有“低工资增长、高劳动生产率增长特征”，而这一特征使得出口扩张对工资增长表现出负向效应。

基于微观层面研究劳动收入占比，能够更有效的揭示企业劳动收入分配机制［13］，为此，本文从企业异质性视角来考察中国企业出口对劳动收入占比的影响，进而揭示SS理论在中国的适用性，但本文研究与已有文献有着显著的区别:首先SS理论在揭示出口与劳动收入占比之间关系时，强调了要素密集度异质性，已有研究并未考虑这一点，本文根据企业产品的要素密集型，分别从劳动密集型和资本密集型视角对出口贸易的劳动收入占比效应进行实证分析，进而更严格地遵循SS理论的基本假设来验证其在中国的适用性。其次与以往仅用生产率来表示企业异质性不同的是，本文以生产率和所有制双重差异来刻画企业的异质性，以提高估计结果的准确性;最后本文采用了能有效处理内生性的L－P法来测度异质性企业生产率，而估计时不仅考虑了中间要素投入，还将企业管理费用和财务费用进一步纳入到估计过程中，提高了异质性企业生产率估计结果的准确性。

二、数据说明与统计描述

本研究采用《中国工业企业统计数据》，该数据库中2004年的统计数据并无“出口交货值”，而企业出口是本文研究的关键变量，我们借鉴包群、邵敏［3］的做法，将2004年从样本期间中剔除。考虑到新进入的企业和即将退出的企业，其财务运行状况可能会对要素收入分配机制产生一定的冲击，进而影响本文研究结论可靠性，为此，笔者以2000－2007年间持续存在的企业作为研究对象。

(一)行业的选择与划分

《中国工业企业统计数据》中的行业有40多个，而SS定理强调的是劳动和资本密集型行业出口对一国要素收入分配的影响。为此，笔者将资源依赖型行业剔除，同时为了降低因垄断因素而引致的估计偏差，笔者将垄断性制造业剔除。最终选定的行业有:工艺品及其他制造业(42);仪器仪表及文化、办公用机械制造业(41);通讯设备、计算机及其他电子设备制造业(40);电气机械及器材制造业(39);交通运输设备制造业(37);专用设备制造业(36);通用设备制造业(35);金属制品业(34);塑料制品业(30);化学纤维制造业(28);医药制造业(27);文教体育用品制造业(24);化学原料及化学制品制造业(26);家具制造业(21);木材加工及木、竹、藤、棕、草制品业(20);皮革、毛皮、羽毛(绒)以及其制品业(19);纺织服装、鞋、帽制造业(18);纺织业(17);饮料制造业(15);食品制造业(14);农副食品加工业(13)。同时为了提高估计结果的准确性，我们剔除了统计样本中存在异常性的数据①具体剔除的异常性记录有以下几类:(1)企业年龄小于零;(2)中间投入小于零;(3)固定资产净值年均余额小于零;(4)工业增加值大于总产值;(5)省地县码的异常值;(6)新产品产值和出口交货值为负;(7)工业增加值为负，(8)费用如劳务费用和财务费用支出为负值。。

参照黄先海［16］对我国产业(国民经济行业分类(GB/T)标准两位码)要素密集型的划分方法，笔者将产业(13)－(20)界定为劳动密集型产业，产业(21)－(42)界定为资本密集型产业;当样本中企业所属的产业为劳动密集型时，该企业为劳动密集度偏向型企业，当企业所属的产业为资本密集型时，该企业为资本密集度偏向型企业。

(二)所有制差异与劳动收入占比

不同所有制类型的企业，其要素分配机制也具有较大的差异，进而有可能使得不同所有制企业的收入占比存在一定的差别。表1报告了2000－2007年间不同所有制类型企业的劳动收入占比②在测算各企业劳动收入占比时，我们参照白重恩、钱震杰［9］的方法，采用要素成本增加值法(value added at factor cost)，即以企业应付工资与员工获得的福利总额来表示劳动收入，以企业利润和固定资产折旧来表示资本收入。而劳动收入占比=劳动收入/(劳动收入+资本收入)。。从均值上看，劳动收入占比从高到低的企业类型分别为:国有企业、港澳台企业、私营企业、集体企业和外商直接投资企业。这一结论与白重恩、钱震杰［9］的实证估计结果有点相似。比白重恩、钱震杰［9］更进一步的是，表1的测度结果还表明:(1)外资企业的劳动收入占比呈现出显著上升过程，劳动收入占比已于2007年超越集体企业，2000－2007年间上升了14.88%;(2)集体企业的劳动收入占比呈现出不断下降的过程，在2007年已经成为劳动收入占比最低的企业;(3)国有企业劳动收入占比虽然在所有企业类型中是最高的，但2000－2007年间其劳动收入占比呈现出逐渐下降的趋势;(4)内资与外资的劳动收入占比表现出相反的变化趋势，2000－2007年间内资企业的劳动收入占比均呈现下降趋势，而外资则呈现上升趋势。上述结果表明:所有制差异确实对收入分配产生了深远影响，这一定程度上表明在异质性企业的要素收入分配研究中，考虑所有制异质性，将得到更为准确的结论。

表1 2000－2007年中国不同所有制企业的劳动收入占比均值

(三)出口与劳动收入占比

企业层面的出口与劳动收入占比的研究始于Bernard ＆ Jensen［17］，其采用美国制造业数据研究发现由于出口型企业拥有更高的生产率，进而能够支付更高的工资，从而出现“工资溢价”的现象。这一现象在发展中国家和新兴经济体中都得到了验证［14］，中国“工资溢价”现象也在相应的研究中得以证实［3］，那么中国的劳动收入占比是否也存在溢价呢?表2报告了中国劳动和资本要素密集型企业的劳动收入占比。

表2 2000－2007年中国要素密集异质型出口与非出口企业劳动收入占比均值

由表2可知:(1)劳动和资本密集型产业中，出口企业的劳动收入占比均大于非出口型企业，这表明中国不仅存在“工资溢价”，劳动收入占比也存在“溢价”;(2)劳动密集型出口企业的劳动收入占比呈现出明显的上升趋势，从2000年的0.5990842上升到了2007年的0.6306，而非出口企业劳动收入占比从2000年的0.5429739下降到了2007年的0.5098133;(3)劳动密集型企业的收入占比明显高于资本密集型企业，这一现象在出口和非出口型企业中都成立;(4)资本密集型非出口企业劳动收入呈现出显著的持续下降趋势，从2000年的0.5250737一直下降到了2007年的0.5011837。

三、模型的设定与变量的选择

(一)模型的设定

本文以劳动收入占比作为被解释变量，以出口和企业异质性作为解释变量，设定如下模型:

式中x为影响企业劳动收入占比的其他控制变量的集合，export为出口，tfp为企业全要素生产率。为了避免随机扰动项、解释变量和控制变量三者之间存在“共时性”(simultaneity)所引致的内生性，我们将解释变量和其他控制变量均取滞后一期。本文研究中被解释变量(劳动收入占比)的变化相对缓慢(见表1和2)，而且劳动收入占比的高低一定程度上依赖于前一年的水平，在研究具有此类特征的被解释变量时，需防止计量模型的设定偏误［18］，而降低此类偏误的一个有效方法就是将被解释变量的滞后项引入原方程，进而将原方程拓展为动态模型［3］。为此，我们构建如下面板数据模型:

其中vi为特定企业效应，εi，t为随机扰动项，且E(vi)=E(εi，t)=E(vi* εi，t)=0。(2)式虽然考虑了设定偏误和共时性，也纳入了时间效应，但是该回归方程并未消除个体效应(即∂)，而采用广义矩阵估计法(GMM)能够有效的解决上述问题。为此，我们借鉴沈坤荣、余吉祥［19］的已有研究，对(2)式进行改进。采用系统GMM估计法进行研究，具体方程如下:

其中 μi，t= εi，t+vi，第一个方程为水平方程，第二方程为差分方程。差分GMM实际上是只采用了第二个方程，而系统GMM的优点在于将水平方程和差分方程一起进行回归，由于系统GMM同时利用了差分方程和水平方程的信息与样本容量，所得结果也更为有效。为此，笔者采用系统GMM估计进行分析，同时以解释变量和控制变量的一阶滞后项作为工具变量。

在实际估计过程中，我们还采用两种方式来判断估计结果的有效性，进而提高估计结果的可靠性，一是过度识别约束检验(Hansen检验)，该检验方法能判断工具变量整体的有效性;二是自回归检验(AR)，该检验能够有效的检验回归的残差是否存在序列相关，我们采用AR(2)进行检验。同时为了进一步确保估计结果的可靠性，我们采用Wald检验对估计方程的整体显著性进行检验。

(二)变量的选择

1.被解释变量。本文的研究目的是分析要素密集度异质性企业出口的劳动收入占比效应，为此，被解释变量为劳动收入占比，本文采用前文借鉴白重恩、钱震杰［9］研究而测度出的各企业劳动收入占比(sh)。实际回归中，我们用ln(1+sh)表示。

2.解释变量。解释变量有两个:第一个解释变量是出口状态变量(export)，借鉴包群、邵敏［3］的研究，此处用企业出口的虚拟变量表示，当企业当年出口交货值大于零时，该值取1，否则为0。第二个解释变量是企业生产率(tfp)。在测度企业TFP时，传统的OLS方法由于无法缓解变量的内生性，估计结果往往存在偏误，因而学术界提出了两种能够处理内生性的方法，即O－P 法［20］和 L－P 法［21］。L－P 法实际上是O－P法的修正，其采用中间投入作为生产率中不可观测因素的代理变量，为此有效的缓解了O－P法中损失“零投资”样本带来的偏差［21－22］，因而 L －P法测度所得结果往往更为可靠，为此，笔者采用L－P法对企业生产率进行测度。

与 Levinsohn ＆ Petrin［21］和赵伟、赵金亮［22］研究不同的是:本文采取了两个方面的措施来提高企业生产率估计结果的准确性:一是本文不仅考虑了中间要素投入，还加入了企业管理费用和财务费用等因素来表示不可观测的代理变量，二是以往的研究多将所有企业置于一个方程中估计，这种方法一定程度上忽略了企业间所有制结构的差异，本文将不同的所有制企业置于不同的估计方程中，为此，本文实际上是进行了5次回归。

表3给出了各种所有制企业全要素生产率的均值。可知2000－2007年间劳动和资本密集型企业中全要素生产率最高的是外商直接投资企业，其次是国有企业和港澳台投资企业，全要素生产率最低的是私营企业和集体企业。另外无论是整体还是不同所有制类型的企业，资本密集型企业的全要素生产率均大于劳动密集型企业。

为了进一步了解不同行业全要素生产率的分布及发展趋势，我们对2000－2007年中国各行业内企业全要素生产率均值进行了 Kernel估计(如图2)①考虑到将7年的Kernel密度估计曲线全放入图2中，曲线存在较多的交叉点，不便观察，为此采用了其中4年的数据。，可知:一方面历年的估计曲线不断的右移，这表明近几年来，各行业企业的全要素生产率都在稳健地提升;另一方面虽然每一条估计曲线都有一个显著的峰值，但2005年起，“两峰值”现象逐渐明显，这表明中国各行业企业的生产率收敛于“两个均衡点”，高生产率企业收敛于高均衡点，低生产率收敛于低均衡点，即我国“水平相近”企业的生产率以“齐头并进”方式提升生产率的机制已日渐形成。

表3 2000－2007年不同所有制企业的全要素生产率均值

图2 2000－2007年中国各行业内企业TFP均值的Kernel估计图

3.其他控制变量。为了进一步提高估计结果的可靠性，本文选择了一些能够体现企业基本特征的变量作为回归分析中的控制变量，主要有:

企业年龄(age)。年龄是企业在市场、知识以及技术方面经验积累的体现，其会对企业收入分配方面的决策产生深远影响。考虑企业年龄与企业决策往往存在非线性关系［22］，从而使得其对收入分配产生非线性影响，为此，笔者加入年龄的平方项来识别这种非线性影响。实证估计中该变量以企业所在年份与其开业年份之差的自然对数表示。

投入产出效率(mid)。投入产出效率在很大程度上反映了企业盈利能力，一般而言投入产出效率较高的企业的盈利能力较强，因而高投入产出效率企业的就业人员和投资者往往能获得相对较高的工资报酬，为此效率的提高会对劳动收入占比产生一定影响。实证估计中该变量以ln(1+中间投入/工业增加值)表示。财务状况(cw)。财务状况的好坏也会在很大程度上影响企业在劳动和资本成本上的支出，进而会对收入占比产生影响。实证估计中该变量以ln(1+流动资产/流动负债)表示。

新产品(xcp)。企业新产品的推出会对劳动收入产生两方面的效应，一是新产品的推出需要高强度的人才投入，因而需要支付更高的工资，从而有可能使得劳动收入占比有所提升;二是新产品的生产需要大量的前期资本投入，进而使得资本所获得的报酬比例大于劳动收入，即使得劳动收入占比下降。为此，新产品的推出对劳动收入占比的影响，取决于二者相互作用的结果。实证估计中该变量以虚拟变量的形式表示，若企业当年有新产品推出，该变量为1，否则为 0。

企业规模(size)。企业规模是企业异质性特征之一，该变量一般可以用员工数、总资产或者销售额来表示，已有研究已经表明这些代理变量各有利弊［23］;但赵伟、韩媛媛［23］和张杰、刘志彪［24］均认为采用销售额作为代理变量更能体现企业规模的异质性。为此，本文也以企业销售量的自然对数来表示企业规模。

四、实证结果与分析

本部分将以往仅采用所有制结构［13］或企业生产率［3］控制企业异质性的思路衔接起来。同时采用这两个解释变量来控制企业异质性，并从更符合中国企业实际的视角来检验SS定理在中国的适用性，进而从企业层面揭示劳动收入占比变动的原因。

(一)劳动密集型企业的估计结果与分析

表4报告了相应的估计结果，可知5种所有制企业估计结果的二阶序列相关(AR(2))估计值的概率均表明回归方程不存在二阶序列相关(概率大于0.1)，而且Hansen过度识别检验的概率值显示，方程估计结果不能拒绝工具变量有效性的零假设(概率大于0.1)。方程整体显著性的Wald检验拒绝了解释变量系数为零的原假设，并且估计模型整体上非常显著(检验值在1%的水平上显著)。

从具体的估计系数上看，五个方程中出口变量的估计系数均显著为正(均通过了5%的显著性检验)，这表明中国劳动密集型企业出口扩大有利于劳动收入占比的提升，可见，SS定理关于产品要素密集度、国际贸易和要素报酬的描述在中国是适用的。五种所有制企业的生产率提升均对劳动收入占比表现出显著的负效应，各估计系数均通过了至少5%的显著性检验，这表明中国劳动密集型企业生产率的提升，并没有提高劳动收入占比。导致这一现象出现的原因可能在于:劳动生产率的提升意味着企业使用了更为高端的生产技术，这些生产技术往往具备劳动力节约型特征，进而降低了劳动力总收入在所有要素收入中的比重。

从其他控制变量的估计结果上看，劳动密集型企业的年龄与劳动收入占比呈现出倒U型关系，这一研究结果与赵伟、韩媛媛［23］的研究结论颇为相似，其研究发现在具有一定经营经验(长期)的企业和成立初期的企业，均具有较强的技术创新性，而企业技术创新会产生偏向资本要素的收入分配机制，进而使得劳动收入占比在初期和长期的劳动收入占比处于相对低位。另外国有企业、私营企业和港澳台投资企业的投入产出效率的改善，有利于其劳动收入占比的提升。

值得一提的是劳动密集型公有制企业推出新产品，会对劳动收入占比产生显著的正效应，而其他所有制类型企业的新产品决策对劳动收入占比的作用力并不显著(估计系数未能通过10%的显著性经验)，导致这一现象的原因可能在于:公有制企业在新产品研发上更容易得到政府的政策和资金支持，使得新产品研发的资本需求强度加大引致型负效应小于劳动强度加大引致型正效应，进而使得新产品的推出对劳动收入占比表现出正效应。

财务状况的改善对企业劳动收入占比表现出显著的负效应，五种所有制的估计结果均为负，且通过了5%的显著性检验。一般而言，企业财务状况的改善会提高企业改进生产技术或研发更高技术含量产品的能力，从而对资本产生更大的需求，进而有偏的提高资本要素收入占比，降低劳动收入占比，为此，这一实证结果也符合了企业经营决策的实际。

最后劳动密集型企业规模也对企业劳动收入占比表现出显著的负效应，五种所有制企业的估计结果均通过了至少10%的显著性检验。这表明劳动收入占比有着显著的逆规模经济特征，即规模越大的企业，其用于支付员工工资和福利的比例越小。这一现象出现的根本原因可能在于:规模越大的企业，其用在维护机器设备等固定资产上的支出越大，进而削减了企业在员工工资和福利上的比例，从而使得规模对劳动收入占比表现出负效应。

表4 劳动密集型企业劳动收入占比的系统GMM估计结果

表5 资本密集型企业劳动收入占比的系统GMM估计结果

(二)资本密集型企业的估计结果与分析

表5报告了资本密集型企业劳动收入占比的系统GMM估计结果，可知方程不存在二阶序列相关(AR(2)概率大于0.1)，工具变量的设置也是有效的(Hansen检验的概率大于0.1)，同时系数联合显著性检验结果(Wald检验通过了1%的显著性水平检验)也拒绝了估计系数为0的原假设。

从各系数的具体估计结果上看，出口变量的估计结果明显有异于劳动密集型企业估计结果。资本密集型产品的出口扩大对劳动收入占比表现出显著的负作用，五种所有制的估计结果均通过了5%的显著性检验。资本密集型企业劳动生产率的提升也对劳动收入占比表现出显著的负效应(均通过了1%的显著性检验)，与劳动密集型产业的估计结果进行对比可以发现:在同一所有制类型中资本密集型企业生产率的估计系数的绝对值明显大于劳动密集型企业，这在一定程度上表明，资本密集型企业生产率提升对劳动收入占比的削弱功能大于劳动密集型企业。值得一提的是:资本和劳动密集型企业的估计结果中，生产率均表现出显著的负效应，而从2000－2007年企业生产率变迁情况和企业人均工资绝对值上可以看出，在考察范围内，企业生产率和工资均有所提高，为此，上述实证结果一定程度上也印证了包群、邵敏［3］的观点，即近年来，中国的企业存在着明显的“低工资增长、高生产率增长”特征。

资本密集型企业年龄、财务状况和企业规模的估计结果与劳动密集型相同，表明资本密集型企业的上述三个变量对劳动收入占比的作用关系与劳动密集型相同。另外资本密集型私营企业和外商投资企业的新产品决策将对劳动收入占比产生负效应。

五、结论与启示

本文以SS定理在中国的适用性检验为主线，基于微观企业层面数据和经适当修正的L－P法，测度出了2000－2007年21个行业中连续经营企业的生产率，进而运用系统GMM估计法，从要素密集度异质性视角就企业异质性、出口对劳动收入占比的影响进行实证分析，得出的主要结论与启示有:

(一)SS定理在中国是适用的，中国资本密集型产品出口增量和总量均大于劳动密集型产品的事实，一定程度上导致了有悖于SS定理现象在中国的出现。劳动密集型企业系统GMM估计结果显示:劳动密集型产品的出口扩大有利于提高劳动收入占比，这表明SS定理所描述的现象——“劳动力要素丰裕型国家劳动密集型产品出口，会使得要素收入向劳动力倾斜，进而提高劳动收入占比”［4］在中国是成立的。资本密集型企业系统GMM估计结果表明，资本密集型产品出口扩大会降低企业的劳动收入占比。结合2000－2007年《中国工业统计数据库》可知，中国资本密集型产品的出口额和增长率明显大于劳动密集型产品。以2007年为例，劳动密集型产品出口额只有资本密集型产品出口额的19%，而2000－2007年间资本密集型产品的出口额增长了498%，劳动密集型产品出口仅增长了175%，可见，资本密集型产品出口所带来的负效应明显大于劳动密集型产品的正效应，进而使得中国出现“出口扩大与劳动收入占比下降并存”的有悖SS定理的现象。为此，应适度扩大劳动密集型产品出口力度，以提升我国的劳动收入占比。

(二)要素密集度异质性企业生产率提升是中国劳动收入占比下降的重要原因。劳动和资本密集型企业的系统GMM估计结果均显示:企业生产率提升对劳动收入占比具有显著的负效应，该研究结论一方面印证了包群、邵敏［3］的观点;另一方面也表明最近几年，我国企业生产率的快速增长导致了中国劳动收入占比的下降。这一现象出现的机理可能在于:企业生产率提升往往伴随着企业技术进步而出现，最近几年中国的技术进步多为劳动节约型的技术进步［25］，进而导致劳动收入占比不断下降。为此，可适当鼓励资本节约型技术创新，进而在一定程度上缓解企业生产率提升给劳动收入占比带来的压力。

(三)近几年，中国企业劳动生产率有着显著的提高，企业生产率呈现出高低端各自集聚的发展趋势。生产率估计结果显示，近年来我国各企业生产率均有较为明显的提升，劳动密集型和资本密集型企业中生产率最高的均为外资企业。Kernel密度估计结果显示，中国企业生产率具有两个明显的“峰值”，可知中国企业以聚集于两个“均衡点”的方式提升。均衡点内部具有较强的协同性。为此，可通过提升均衡点内部高生产率企业(如引进更高端外资企业、改进龙头企业生产工艺)的形式来提升均衡点内整体企业的生产率。

(四)虽然中国企业整体层面劳动收入占比有所下降，但部分所有制企业的劳动收入占比不但没有下降，反而呈现出一定的上升趋势。从对2000－2007年连续经营的企业测度结果可知:内资企业劳动收入占比均呈现下降趋势，其中私营企业劳动收入占比下降最大(降幅为7.47%)，其次是集体企业(下降了4.39%)，国有企业下降幅度最小(下降了0.63%)。与内资企业不同的是，外资企业的劳动收入占比呈现出上升趋势，其中外商直接投资企业劳动收入占比上升了14.88%，而港澳台外商投资企业上升了4.94%。为此，有必要优化私营企业和集体企业的收入分配机制，以提高我国企业的劳动收入占比。

［1］Rodrik D.What's so special about China's exports?［J］.China＆ World Economy，2006，14:1－19.

［2］Huang Xianhai，Xu Sheng.Trade liberalization and labor income share variation:An interpretation of China's deviation from the Stolper－ Samuelson theorem［J］.World E－conomy，2011(2):78－96.

［3］包群，邵敏.出口贸易与我国的工资增长:一个经验分析［J］.管理世界，2010(9):55 －66.

［4］李坤望，冯冰.对外贸易与劳动收入占比:基于省际工业面板数据的研究［J］.国际贸易问题，2012(1):26－37.

［5］罗长远.比较优势、要素流动性与劳动收入占比:对工业部门的一个数值模拟［J］.世界经济文汇，2011(5):35－49.

［6］李稻葵，刘霖林，王红领.GDP中劳动份额演变的U型规律［J］.经济研究，2009(1):70 －82.

［7］Acemoglu D，Guerrieri V.Capital deepening and nonbalanced economic growth［J］.Journal of Political Economy，2008，116:467－498.

［8］Hernando Z.Factor saving innovations and factor income shares［J］.Review of Economic Dynamics，2008，11:836－851.

［9］白重恩，钱震杰，武康平.中国工业部门要素分配份额决定因素研究［J］.经济研究，2008(8):16－28.

［10］Harrison A E.Has globalization eroded labor's share?Some cross－country evidence［R］.UC－Berkeley and NBER Working Paper，No.39649，2002.

［11］Decreuse B，Maarek P.FDI and the labor share in developing countries:A theory and some evidence［R］.MPRA Paper，No.11224，2008.

［12］王永进，盛丹.要素积累、偏向型技术进步与劳动收入占比［J］.世界经济文汇，2010(4):33－50.

［13］周明海，姚先国.企业异质性、所有制结构与劳动收入份额［J］.管理世界，2010(10):24 －33.

［14］Bernard A B，Jensen J B.Why some firms export［J］.The Review of Economics and Statistics，2004，86:561－569.

［15］Melitz M J.The impact of trade on intra－industry reallocation s and aggregate industry productivity［J］.Econometrics，2003，71:1695 － 1725.

［16］黄先海.中国制造业贸易竞争力的测度与分析［J］.国际贸易问题，2006(5):12－16.

［17］Bernand A，Jensen J B.Exporters，jobs，and wages in US manufacturing:1976 － 1987［J］.Brookings Papers on Economic Activity:Microeconomics，1995:67 －119.

［18］Roodman D.How to do xtabond2:An introduction to difference and system GMM in Stata［R］.Washington Center for Global Development Working Paper，No.103，2006.

［19］沈坤荣，余吉祥.农村劳动力流动对中国城镇居民收入的影响——基于市场化进程中城乡劳动力分工视角的研究［J］.管理世界，2011(3):58－65.

［20］Olley S，Pakes A.The dynamics of productivity in the telecommunications industry［J］.Econometrica，1996 ，64(6):1263－1298.

［21］Levinsohn J，Petrin A.Estimating production functions using input to control for unobservables［J］.Review of Economic Studies，2003，70:317 －341.

［22］赵伟，赵金亮，韩媛媛.异质性、沉没成本与中国企业出口决定:来自中国微观企业的经验证据［J］.世界经济，2011(4):62－79.

［23］赵伟，韩媛媛.异质性、出口与中国企业技术创新［J］.经济理论与经济管理，2012(1):5 －15.

［24］张杰，刘志彪.出口促进中国企业生产率提高吗?——来自中国本土制造业企业的经验证据:1999 ～2003［J］.管理世界，2009(12):11 －26.

［25］黄先海，徐圣.中国劳动收入比重下降成因分析——基于劳动节约型技术进步的视角［J］.经济研究，2009(7):34－44.