中国工业部门要素分配份额决定因素研究，本文主要内容关键词为：工业部门论文,中国论文,份额论文,要素论文,分配论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
要素分配份额指国民收入中资本收入和劳动收入所占的比例。如果不考虑间接税，则资本收入所占的份额（简称资本收入份额）和包括工资、奖金、补贴等在内的所有劳动者报酬所占的份额（简称劳动收入份额）之和为1。要素分配份额概括了国民收入在要素间的分配情况，也称为国民收入的功能性收入分配（functional distribution of national income），与通常所说的规模性收入分配（size distribution of income）不同，但又有密切关系，理解前者对于理解后者有重要的意义。
在卡尔多关于稳态经济增长的六个典型事实中，有两个与要素分配份额有关。其一，对单个经济而言，要素分配份额在长期内保持不变；其二，对多个经济而言，资本收入份额越高的经济，投资率越高。由于宏观经济学家对第一个事实的广泛认同，导致要素分配份额问题在20世纪70、80年代的研究中一直乏人问津。近十年来，一些国家要素分配份额的变化，引起了研究者的关注，围绕上述两个关于要素分配份额事实的论断，出现了一系列重要的理论和经验研究成果。首先，就一国的要素分配份额而言，人们发现它并非常数。Blanchard（1997）利用OECD企业部门数据（OECDBusiness Sector Data）计算劳动收入份额时发现，该值至少在中期内不是一个常数①，他发现自20世纪80年代开始，西班牙、意大利、法国和德国等四个欧洲大陆国家的资本收入份额呈现增长趋势，而包括英国、美国和加拿大在内的盎格鲁-萨克森地区，资本收入份额并无明显变化趋势。类似地，Poterba（1997）计算了G7国家的劳动收入份额，发现上个世纪80年代到90年代间，法国、德国和意大利三国的劳动收入份额呈下降趋势，而英、美和加拿大三国却没有明显的变化。Hofman（2001）计算了自1950年到20世纪90年代末，8个拉丁美洲国家的劳动收入份额，发现拉美国家劳动收入份额在这50年间呈下降趋势。Bentolila和Saint-Paul（2003）利用OECD的经济展望（Economic Outlook）数据，计算了13个OECD国家从1970年到1993年的劳动收入份额，发现除了英国比较稳定外，各国的劳动收入份额变化情况各不相同。Diwan（1999）和Harrison（2002）则分别发现要素分配份额还受金融危机和国际化程度的影响。其次，对要素分配份额在国别间的比较，目前仍没有确切的结论。Gollin（2002）利用联合国国民经济核算数据，发现在调整了自雇用劳动者收入（the selfemployed income）的影响后，要素分配份额在各国间没有明显差异；持同样意见的还有Bernanke和Gürkaynak（2002）。但Harrison（2002）计算了更长的时间序列，发现各国问要素分配份额存在明显差异；Rodríguez and Ortega（2006）利用联合国工业统计数据（UNIDO）发现资本收入份额与人均收入呈负相关。我们认为，简单的跨国比较存在很多问题，比如各个国家由于税制不同造成要素分配份额统计量的内涵也不同，因而用同一国的数据得到的结论可能更加可信。
在我国，由于在很长一段时间内都遵循按劳分配制度，忽视按要素分配，因此对要素分配份额问题缺乏足够的关注。李扬（1992）首次计算了建国后到1990年间的劳动收入份额，发现改革开放前劳动收入份额被抑制在较低的水平，而改革开放后劳动收入份额逐渐增加，他认为改革开放前大部分劳动报酬表现为非工资收入，改革开放后劳动报酬则逐步向工资收入转移，从而引起劳动收入份额增加。向书坚（1997）、杨少华和徐学清（2000）等对1978年到1995年间要素分配份额的研究，也得到了类似结果。Bai et al（2006）的研究发现，自上个世纪90年代中期以来资本收入份额持续增加。李扬和殷剑峰（2007）利用资金流量表，计算了居民部门的劳动报酬和财产收入在GDP中的比重，发现两者在近年来同时下降。不过，对近十年来我国资本收入份额上升的原因，迄今尚无深入的研究。
深入地探讨近十年来资本收入份额上升的原因，至少在两个方面有重要意义。首先，理解要素分配份额的变化有助于理解人们普遍关心的规模性收入分配的变化。由于资本在居民间的分布要比劳动力更加不均，当资本收入份额上升时，规模性收入分配的不均程度将随之增加。其次，理解资本收入份额的变化有利于理解目前较高的投资率。近年来，投资率高企的现象引起了研究者广泛的关注，在众多的研究中，对这一现象的解释都直接或间接地指向了资本收入份额增加这一事实（参见Kuijs,2005; Bai et al,2006）。
要解释一个经济中要素分配份额的变化，常见的思路是分别研究各产业部门的要素分配份额变化，再讨论这些产业部门之间的结构变化和各自的要素分配份额变化对总体要素分配份额的影响（Solow,1958; Serres et al.,2002; Boldrin and Ruiz,2006）。利用Hsueh and Li（1999）和国家统计局（2007）分行业的收入法GDP数据，我们计算了农业、工业、建筑业和第三产业，以及全国的资本收入份额。② 测算结果表明，自1995年以来，全国资本收入份额逐年增加，农业、工业和建筑业资本收入份额也逐年增加，第三产业则基本保持不变。在三个资本收入份额增加的部门中，工业部门对国民收入贡献的比例最大，因此对资本收入份额的行业分析，显然应该从工业部门开始。本文的另一个目的，是以工业部门的分析为例，介绍一个适用于我国经济现实的资本收入份额的理论框架。具体地，在本文第二节，我们以新古典要素分配模型为基础，利用生产函数反映要素相对价格变化对要素分配份额的影响，并引入产品市场的不完全竞争，通过假设经济性质不同的企业在经营目标上存在差异，引入要素市场扭曲，建立了适合于中国工业部门的要素分配份额决定模型。第三节介绍了数据集的基本情况，探讨了变量选择和模型设定等问题。第四节介绍了系统GMM方法在估计资本收入份额模型中的应用价值。第五节报告了回归结果。第六节总结全文。
二、理论模型
大量的理论研究和经验研究表明，对于一个行业或部门而言，要素收入份额的变化由技术变化（Ferguson and Moroney,1969; Sato,1970; Bentolila and Saint-Paul,2003），产品市场的竞争程度变化（Kalecki,1938; Blanchard,1997; Giammarioli et al.,2002），以及要素市场的扭曲变化导致（例如劳动力对资本的谈判能力的变化，参见Giammarioli et al.,2002; Bentolila and Saint-Paul,2003; Blanchard and Giavazzi,2003）。其他因素，如国际化、金融危机、石油危机等，无非是通过上面三个因素间接地影响要素收入份额。特别地，根据新古典要素分配理论，在完全竞争条件下，要素相对价格变化对要素分配份额的影响表现在两个方面：一是要素投入比例发生变化；二是引致有偏技术创新。在前一种情况下，要素相对价格变化导致最优边际技术替代率发生变化，使企业更多地选用相对价格较低的要素，从而要素投入比发生变化，要素分配份额的变化方向则由要素相对价格和要素投入比的变化共同决定。为概括这种变化导致的要素分配份额变化，罗宾逊夫人在其1933年出版的《不完全竞争经济学》中，引入了要素替代弹性这一概念，用要素投入比变化和要素替代弹性来概括要素分配份额的变化，省略了对要素相对价格的讨论（罗宾逊，1961）。③ 第二个方面的影响来自Hicks（1939）的创见，他认为要素相对价格改变会诱使企业家进行技术创新，使用相对价格较低的要素，产生有偏技术进步（biased technological progress）。希克斯的这一思想，到20世纪60年代，演变为诱致性技术创新理论（induced technological progress）（Kennedy 1964; Acemoglu 2003）。这两方面变化都表现为生产技术的变化，为同时考虑要素相对价格在这两方面对生产技术的影响，进而对要素分配份额的影响，我们遵循Sato（1970）的建议，选用具有要素体现型技术进步的生产函数。考虑到我国行业垄断程度在近年有所增加，我们在产品市场引入了经典的Dixit－Stiglitz的垄断竞争模型。在要素配置方面，由于国有企业肩负稳定就业的社会责任，倾向于雇佣过多劳动力（labor hoarding）（Bai et al,2006），也更容易得到国家的低息或无偿贷款，因此国有企业的要素投入通常偏离最优水平（Brandt and Zhu,2000; Allen et al.,2007）；另外，不同经济类型的非国有企业的公司治理水平也存在差异（Xu and Wang,1999），部分非国有企业也会偏离最优要素投入水平，从而影响要素配置效率（Hsieh and Klenow,2006）。上述国有与非国有企业的差异，以及非国有企业之间的差异，可以通过企业经营目标的差异来反映。本文采用Bai et al（1997）的方法，在企业目标函数中引入差异，以讨论要素配置上的这一扭曲对要素分配份额的影响。需要注意的是，区别于文献中通常讨论的以工会谈判和罢工为具体形式的劳动市场扭曲（Blanchard,1997; Bentolila and Saint-Paul,2003; Giammarioli et al.,2002），我国的要素市场不存在讨价还价机制，故产品市场的垄断租金将全部作为资本收入。
考虑一个行业i，其总产出由J种有差异的产品加总而成，并具有如下的CES函数形式：
其中，
［0，1］，是目标参数，代表企业的规模偏好。对于国有企业而言，企业有扩大产出以保持过剩劳动力的倾向；另外，根据公司治理文献的结论，经理人为稳固自己的地位，倾向于扩大企业的市场份额，忽略利润导向，因此在目标函数中引入产出最大化目标能够恰当反映不同企业在资源配置效率上的差异。当为0时，为利润最大化的企业，而正的则体现了国有企业或公司治理结构不佳的企业为扩大产出、增加就业、增加市场份额等目的，对最优要素配置水平的偏离。Bai et al （1997）曾使用类似的目标函数解释了中国企业全要素生产率与利润之间的复杂关系。考虑到随着市场化的深入，企业利润最大化的倾向会更明显，我们允许在时间上发生变化。
根据生产函数（2.3），给定资本和劳动力的价格，我们可以给出企业j的利润如下：
与工资率相似，资本租赁价格对资本收入份额的影响由技术因素概括。
三、理论假说和变量选择
在这一部分，我们以式（2.11）为基础，逐一介绍待检验的理论假说，构造相应的代理变量，本节最后部分将给出主要变量的描述性统计，并据此进行初步分析。
本文采用1998—2005年全部国有和规模以上非国有工业企业年度报表数据集（简称工业年报数据），对工业部门资本收入份额建立计量模型。该数据集的统计对象是所有国有企业和销售收入在500万以上的非国有企业。本文涉及的企业信息包括：按经济性质分的实收资本、所处地区和行业等基本信息，企业当年经营活动和财务信息，包括固定资产净值年均余额、年销售收入、年销售成本、应付工资总额和应付福利费总额、营业利润、固定资产折旧。
（一）资本收入份额的计算
企业j在t年的资本收入份额，
，为资本收入在增加值中所占的比例。注意到模型推导过程中未涉及间接税，我们采用要素成本法增加值（value added at factor cost）的概念，并用应付工资和福利费总额、营业利润和固定资产折旧之和来代理，资本收入则用营业利润和固定资产折旧之和来代理。
（二）理论假说和解释变量
根据式（2.11），影响企业j的资本收入份额的因素包括：资本－产出比K／Y，资本增强型技术进步系数A[,t]，要素替代弹性ε，行业生产函数中的分配系数α，代表产品间竞争程度的替代弹性σ，以及反映企业规模偏好的θ。根据该式，我们可以得到关于资本收入份额决定因素的六个理论假说，现逐一介绍如下。
假说1：不同行业资本收入份额有明显差异。
式（2.11）表明，资本收入份额与生产技术中的分配系数α有关。当ε＝1时，生产函数退化为CD生产函数，α即为资本收入份额。该系数与行业的生产技术特征有关，反映不同生产技术的行业在要素分配上的差异。在建立工业部门资本收入份额模型时，我们将引入2位数行业哑变量D[,o]来控制分配系数α在行业间的差异。
假说2：垄断能力越强，企业的资本收入份额越高。
式（2.11）中的（σ－1）／σ是价格加成比（price markup）的倒数，代表行业的垄断程度，由于垄断租金是资本收入的一部分，随着垄断程度的增加，资本收入份额将变大。本文用三个变量来代理垄断程度：4位数行业赫芬德尔指数（用HHI表示），4位数行业前10位企业的行业集中度（用CR10表示），各企业的价格加成比（用mkup表示）④。
假说3：当ε＝1时，资本收入份额不随K／Y或A变化；当ε＞1时，资本收入份额随K／Y或A增加；当ε＜1时，资本收入份额随K／Y或A而减少。
假说3直接根据式（2.11）得到。本文用企业固定资产年均净额与要素成本法增加值之比来代理K／Y，并用KtY表示。资本增强型技术进步系数A的代理变量难以获得，我们假设该系数在同行业所有企业中相等，并用年份哑变量控制A的变化带来的影响（用D_t表示，t＝1999，…，2005，1998年为基准年）。有别于用时间趋势项控制有偏技术进步的情形（Ferguson and Moroney,1969; Close and Shulenburger,1971; Sato,1970; Young 2005），这里的劳动增强型技术进步已包含在资本-产出比的变化中，因此年份哑变量反映的是资本增强型技术进步速度。
如果年份哑变量仅控制A在时间上的变化，其参数估计值将反映当期资本增强型技术进步对1998年的变化，若假设A不随时间减少，则D_t回归系数的绝对值将逐年增加。根据式（2.11），KtY和D_t的回归系数符号将反映要素替代弹性与1的关系，且两者符号应相同。
假说4：资本收入份额在经济性质不同的企业间存在差异，国有企业偏低，公司治理水平较差的企业较低。
式（2.11）中的θ是企业目标函数中对产出的权重，θ越大，其偏离利润最大化目标越远，资本收入份额也会越小。由于企业的经营目标与其所有者偏好有关，故θ较好的代理变量是企业的股权结构或控制权状况。
工业年报数据集提供按国有、集体、法人、个人、外商、港澳台资金分类的实收资本情况，故可选用两组变量来代理θ：第一组，按上述六类投资主体分的企业实收资本的构成比例，依次用req_x（x＝s，c，pr，lp，f，hmt）表示；第二组，反映企业的控制权在六类投资主体中归属情况的一组哑变量，用D_x来表示（x＝s，c，pr，lp，f，hmt）。⑤
假说5：随着国有企业的改制，国有投资企业与其他经济类型的企业在资本收入份额上的差距逐渐缩小
在样本期内，国有投资企业可能发生改制，改制后资本收入份额随之增加。为控制这一变化，对应req_x，我们另外引入req_s与时间趋势T的交叉项，用rs_t表示；对应D_x，则另外引入D_s与Dt（t＝1999，…，2005）的交叉项，用D_s，t（t＝99，…，05）表示。
假说6：其他条件不变，资本收入份额在地区间存在明显差异。
除企业目标差异外，地方保护主义也会导致要素市场扭曲（李善同等，2004），故要素分配份额在地区间将存在差异。为此，我们将引入地区哑变量来控制由地方保护主义带来的要素市场扭曲。
（三）变量的描述性统计
在工业年报数据库中，共有1546846个样本观察值。剔除了解释和被解释变量不合理或不存在的样本后，我们得到982245个样本观察值。这些分析样本分布在38个2位数工业行业和30个省、直辖市和自治区（不包括西藏、港澳台地区），而且大部分行业或地区的平均资本收入份额存在明显差异，故引入地区和行业哑变量控制资本收入份额在这两个方面的差异是合理的。
表1的上半部分给出了部分变量的加权平均，下半部分是变量间的相关系数。在1998—2005年期间，加权平均资本收入份额明显增加，增幅达12个百分点。在1998—2000年间，代理垄断竞争程度的HHI，CR10，mkup有所增加，由于资本收入份额与垄断程度正相关，故垄断程度增加将引起资本收入份额增加。自1999年以来，KtY一直持续下降，由于资本收入份额与KtY负相关，表明KtY可能是资本收入份额增加主要原因。受国有企业和集体企业改制的影响，国有和集体经济所占份额的迅速下降，而个人、法人、港澳台和外商投资经济的比例有所上升，根据资本收入份额与req_x间的相关系数，国有投资企业的资本收入份额远低于其他类型经济，而集体经济的资本收入份额偏高，故国有经济改制将使工业部门资本收入份额增加，集体经济改制的影响则取决于改制的方向，当改为法人投资类型时，资本收入份额将增加，改制为个人投资类型时，则将减少，考虑到集体经济比例相对较小，故其改制应不是工业部门资本收入份额增加的主要原因。
到现在为止，我们可以初步判断，垄断程度的提高、资本产出比减少以及国有企业改制，将是资本收入份额增加的主要原因。考虑到各解释变量间显著的相关性，以及行业和地区之间的差异，上述论断还有待计量模型的进一步检验。
四、模型设定和估计方法的选择
（一）计量模型的设定
我们设定如下线性形式的工业部门资本收入份额的面板数据计量模型：
d）根据假说4，初步判断资本收入份额从高到低顺序依次为外商投资、港澳台投资、法人投资、个体投资、集体投资和国有投资，用个体投资作为基准类型，则Obj_x的参数估计值的关系如下：
e）根据假说5，国有投资企业与其他类型经济的资本收入份额差距将逐年缩小，故有：
（三）估计方法的选择
为准确估计出（4.1）的参数，我们所选的估计方法要解决如下两个问题：一是KtY的内生性问题，在总量水平上，资本收入份额和资本－产出比有明显的同时性问题（simultaneity problem），它们都同时受整体技术水平的影响，不过在企业层面上应不会存在这方面问题。但企业层面数据仍存在其他形式的同时性问题，例如，具有较高资本收入份额的企业，有较高的利润留存及现金流；另外，有较高资本收入份额的企业，其盈利能力较强。两种情况下，利润最大化的资本产出比都会随之增加（Caballero,1999）。因此，即使利用企业层面数据，模型（4.1）中的KtY也可能是内生的。第二个问题与
的估计有关。有两类活动会引起工业部门内企业经济性质的分布状况发生变化：一是企业发生股权重组，二是进入退出数据集的企业在经济性质上分布不均。在前一种情况下，改制前后资本收入份额会渐进地发生变化，表现为组内信息；在后一种情况下，一种经济性质的企业替代另一种经济性质的企业，资本收入份额随即发生变化，表现为组间信息。显然，req_x的组内信息和组间信息对γx的估计都起作用。仅考虑组内信息的估计方法会低估，而仅考虑组间信息的估计方法则将高估。
为解决上述问题，我们采用由Arellano和Bover（1995）提出的，并由Blundell和Bond（1998）改进的系统GMM方法来解决这两个问题。系统GMM估计的一般形式如下：
（4.2）
其中，第一个方程被称为水平方程，而第二个方程称为差分方程。在差分动态GMM估计中，实际上仅估计了差分方程，利用
＝0这一假设，用内生变量的水平滞后项
做差分项的工具变量。而系统GMM则在前者的基础上，再引入水平方程，在假设＝0下，用内生变量的差分滞后项
做水平项的工具变量。
系统GMM适用于那些内生变量是平稳变量的情形。由于平稳变量变化幅度比较小，当仅用其水平项做差分方程的工具变量时，可能得到变量不显著的结论，当用其差分项做工具变量来估计水平方程时，这个问题能得以改进。而且，由于系统GMM方法可以同时利用变量水平变化和差分变化的信息，它比差分GMM方法更有效，在经验研究中已经有非常广泛的应用（Roodman,2006）。
在模型（4.1）中，内生变量KtY在长期内应为平稳变量，而准确估计需要同时考虑req_x的组间和组内信息。如果仅用面板数据组间估计和混合数据的OLS估计，既不能解决内生变量问题，也没有考虑req_x的组内信息；如果采用面板数据固定影响估计，没有解决内生变量问题，没有考虑组间信息；如果采用线性差分动态GMM估计，能部分解决内生变量问题，但仍未考虑组问信息。相比之下，系统GMM方法能更有效地对模型（4.1）进行估计。⑥
五、估计结果和讨论
本节报告和讨论用系统GMM方法对模型（4.1）进行估计的结果。表2报告了6个估计结果：估计1，用mkup代理垄断势力，企业目标差异的代理变量选择req_x组，同时还引入了地区和行业的哑变量；估计2和3，则分别用CR10和HHI替换了估计1中的mkup；估计4用D_x替换了估计1中的req_x；为了防止特殊点的影响，对估计1的变量，用剔除资本收入份额两端5％的数据和10％的数据后进行重新估计，得到估计5和估计6。
在所有估计中，为了解决KtY的内生性问题，我们将滞后4阶及以上的KtY作为差分方程的GMM工具变量，滞后3阶及以上的ΔKtY作为水平方程的GMM工具变量。AB统计量和Hansen统计量的p值分别报告在表2的最后两行。可以看到，所有模型都通过了AB检验，但是却不能通过Hansen检验。考虑到Hansen检验在GMM方法中的局限性，我们更倾向于AB检验结果⑦。分析比较各估计结果，可以得到如下几个结论。
第一，在所有估计中，mkup，CR10，HHI等代理垄断程度的变量具有正的参数估计值均，表明垄断能力越强、资本收入份额越高，符合我们对
的判断。
第二，根据假说3，ε＝1时，
和
的符号不确定且不显著。在所有估计中，KtY的系数都不显著，而且年份额哑变量无明显趋势，故可判断工业部门要素替代弹性应在1附近。
第三，在所有估计结果中，按资本收入份额排序，从高到低依次为外商投资企业、港澳台资企业、法人投资企业、集体企业、个人投资企业和国有企业；外商和港澳台资企业明显高于其他各类企业，国有企业远低于其他各类企业。这个顺序符合我们对所作的预期，也印证了其他研究结果（Dollar and Wei,2007; Hsieh and Klenow,2006）。
第四，在估计1、2、3、5和6中，rs_t为正，在估计4中D_s，t亦为正，且都随时间推移逐渐增加。这个结果与假说5一致，也与其他相关研究结果相符。例如，Bai et al.（2007）研究了私有化对各利益相关方的影响，发现国有企业私有化过程中下岗的人数很多，但劳动工资随之增加，企业的盈利能力也得到了改善；Brandt et al.（2007）等人也发现上世纪90年代中期以来的国有部门效率提高对中国宏观经济结构转型起到了重要作用。
第五，在所有回归中，行业和地区的哑变量都显著，表明控制其他因素后，资本收入份额在行业和地区之间仍然存在差异，这一结果与假说1和6相符。
最后，从估计1到4，除代理垄断水平的变量的估计系数有差异外，其他变量的参数估计值在四个估计中都可比；比较估计1和估计5，6，各变量的显著性水平和参数估计值变化都不大。表明估计1的结果既不受解释变量选取的影响，也不受特殊样本点的影响。
综合表1各解释变量的变化趋势和表2的模型估计结果，我们认为资本收入份额在1998—2005年间增长的主要原因是垄断程度增加和国有企业改制；而技术变化，无论是要素投入比例的改变还是技术进步，对工业资本收入份额都无显著影响。
利用表2中估计1的回归结果，我们测算了模型对整个工业部门资本收入份额的变化解释能力及各因素相应的贡献，结果报告在表3中。根据表3，在1998—2005年问，模型预测的工业部门资本收入份额增加了8.2个百分点，占实际增幅的71.3％。其中，所有制变化是解释能力最强的因素，贡献为4.2个百分点，占50％；代表垄断力的变量mkup的贡献仅为0.4个百分点，这是因为利用全部工业数据估计模型（4.1），各行业的mkup系数都相同，低估了垄断势力的作用，对每个2位数工业行业分别估计模型（4.1）后，测算结果表明垄断因素的解释能力超过2个百分点⑧；尽管地区和行业间的资本收入份额存在显著的差异，但地区和行业对资本收入份额增加的贡献很小，原因是工业部门在地区和行业间的结构变化并不大；在所有因素中，资本－产出比的解释能力最小，与回归结果一致，印证了要素替代弹性为1的论断；时间哑变量的贡献为2.9个百分点，可能是因为时间哑变量不仅控制了资本增强型技术进步的作用，还包含了一些模型中未能考虑的因素的信息。
六、结论
本文在新古典要素分配模型的框架下，引入Dixit-Stiglitz垄断竞争模型和企业目标差异，讨论了垄断竞争水平、企业目标偏好、资本，产出比、有偏技术进步以及要素替代弹性对资本收入份额的影响。采用系统GMM方法，我们对资本收入份额模型进行估计，发现垄断程度对资本收入份额有显著影响，国有和非国有企业之间要素分配份额存在显著差异，但资本产出比和资本增强型技术进步对资本收入份额的影响却不显著。分析表明，工业部门资本收入份额在近年逐渐增加的主要原因，是垄断程度增加和国有企业改制等非技术因素，而资本—产出比的显著降低或技术进步等技术因素却无显著影响，表明工业部门要素替代弹性接近1。据此我们建议对工业部门选用CobbDouglas生产函数进行分析，同时我们可以推断劳动与资本相对价格的变化对要素分配份额没有显著影响。
需要指出的是，对于一个经济的要素分配份额而言，除各产业部门内要素分配份额的变化外，部门间的结构变化也很重要。例如，即使各部门资本收入份额不发生任何变化，当经济结构从资本收入份额较低的部门转向资本收入份额较高的部门时，总体资本收入份额也会随之增加。就我国而言，资本收入份额在第一产业明显低于第三产业，在1995年到2006年间，我国国内生产总值中，第一产业的比例从20％下降到11.7％，第三产业则从33％上升到39％，这样显著的结构转型必然影响总体要素分配份额。在另一相关研究中，笔者更详细地讨论了结构转型和各行业部门内部要素份额变化对总体资本收入份额的影响，发现中国资本收入份额近十年的增幅中，有1／4可由工业部门资本收入份额的增加解释，2／3则来自部门之间的结构转型，因此结构转型和工业部门资本收入份额的变化是研究过去十年来中国总体资本收入增加的关键。限于篇幅，这里未能对结构转型做更详细的讨论，感兴趣的读者可向作者索取该研究结果。
作者感谢2006年9月和2007年10月香港金管局中国经济研讨会参与者所提的宝贵意见。
注释：
① Blanchard将介乎于经济周期和长期增长的经济波动的经济结构转型期定义为中期（Blanchard,1997）。
② 受篇幅的影响我们没有在这里给出各产业部门和总体资本收入份额的测算结果，读者如有需要可向作者索取。
③ 希克斯几乎在同一时间，也给出了要素替代弹性的定义，并讨论了它在要素分配份额中的中心地位（Hicks,1939）。
④ HHI和CR10均按销售收入计算；mkup是对每个企业计算，表示企业的垄断能力，mkup＝（销售收入－销售成本）／销售收入。
⑤ 若x（x＝s，c，pr，lp，f，hmt）类资本金在企业的实收资本中所占的比例最大，则D_x取值为1，其余哑变量取值为0；当两类或两类以上资本金的股权比例同为最大时，则对应的哑变量取值都为1。
⑥ 笔者曾利用上述方法估计了模型。
，发现由系统GMM方法得到的的估计值居于仅考虑组内信息和组间信息估计方法之间，表明GMM方法得到的估计结果确实更准确。限于篇幅，在这里未做详细介绍。
⑦ 系统GMM的Hansen检验，实际上是在对误差的方差，协方差矩阵进行最小化运算后，再来看方差，协方差矩阵是否足够小，在逻辑上存在循环论证问题，故不能过多相信这个检验（Roodman,2006）。
⑧ 受篇幅影响，这里没有报告对每个2位数行业估计模型（4.1）后预测工业部门资本收入份额的结果。不过我们的计算表明，除了mkup，其他因素对工业部门资本收入份额变化的贡献与估计1的结果都可比。