中国现代部门劳动分配比例的变动趋势与影响因素——基于中国省级面板数据的分析，本文主要内容关键词为：中国论文,省级论文,变动论文,面板论文,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
近十年来，中国的GDP和人均GDP得到快速增长，但劳动分配比例却呈现持续下降的趋势。1993-2006年间，全国劳动者报酬占GDP的比例从1993年的50.7%上升到1996年的54%，之后一路下降，2006年为40.5%。尤其是2002年之后，劳动分配比例加速下降，短短5年之内，劳动分配比例下降了近10个百分点，下降幅度达到18.5%。分省（市、自治区）来看，中国大陆31个省（市、自治区）劳动分配比例都有不同程度的下降。分产业来看，1993-2004年间，第一产业的劳动者分配比例略有提高，第二产业的劳动分配比例从39%下降到33.2%，第三产业的劳动分配比例从42%下降到36.2%。①由此表明第二、三产业的劳动分配比例下降导致了中国劳动分配比例的下降。
本文的目的是研究中国第二、三产业劳动分配比例为什么会下降，其变动趋势是怎样的，并利用1996-2004年中国大陆29个省级单位的面板数据进行实证分析，以检验各影响因素对第二、三产业劳动分配比例的影响。
二、相关文献综述和分析
20世纪80年代以来，大多数发达国家都经历了劳动分配比例的下降。大量的文献研究了发达国家劳动分配比例下降的原因。Harrison(2002)把发达国家劳动分配比例的下降归因于全球化。Jayadev等(2005)进一步把其归因于资本账户开放。Bentolila等(2003)则认为劳动分配比例下降的根本原因是技术进步。Jaumotte等(2007)对以上三种观点进行了总结，强调全球化、技术进步以及劳动力市场的政策变化都会影响到劳动分配比例，技术进步是劳动分配比例下降的主要原因，全球化也在一定程度上使得劳动分配比例下降，劳动力市场的政策性变化会使得劳动分配比例在小幅范围内上升。Claudio等(1991)强调进口贸易降低了劳动者在谈判中应获得的额外收入。Rodrik(1997)指出国际贸易减弱了劳动者讨价还价的能力，使得劳动收入占GDP的比重呈下降趋势。Ortegay等(2001)指出一国的国际贸易开放程度与资本收入在国民收入中的比重是呈正相关关系的，他们也强调了对外开放破坏了劳动相对于资本讨价还价的能力。Finnoff等(2006)发现女性就业比例的提高是OECD国家劳动分配比例下降的重要原因。Decreuse等(2007)研究了FDI对发展中国家劳动分配比例的影响，认为FDI具有技术租赁(Technological Rent)效应和工资竞争(Wage Competition)效应，前者促使劳动分配比例下降，后者促使劳动分配比例上升，这两方面的相互作用使得FDI存量占GDP的比重与劳动分配比例之间成U型关系。
对于中国劳动分配比例下降的原因，国内大部分学者认为主要是劳动者在生产要素分配中的弱势地位，因此应该通过提高劳动分配率、保护劳动者权益等办法来提高劳动者报酬在GDP中的比例。他们的建议是，提高最低工资标准，给予工会能够真正维护职工合法权益的权力，贯彻落实《劳动合同法》等政策（张玉梅等，2005；张展新，2007）。
另外一些学者则提出了不同的观点。张红奎(2006)模拟了中国劳动力工资水平的外生上涨的影响，发现非熟练劳动力密集型产业的普通工人工资的外生上涨无助于解决中国的收入差距问题，反而会引起劳动密集型产业在国际间的转移，会使中国有更高的失业率，因而扩大了收入差距。赵俊康(2006)认为，劳动分配比例下降的主要原因是技术进步、资本对劳动的相对价格下降、市场需求不足，其政策建议是，使用节约资本的技术，改善市场环境，调整生产要素的相对价格。王德文(2007)认为，中国应该制定就业优先的政策目标以缓解就业压力，矫正产品和要素市场扭曲，打破垄断体制，提高劳动者的人力资本。姜磊(2008)在刘易斯二元经济模型基础上建立了一个劳动分配比例影响因素的分析框架，并运用1996-2006年的省级面板数据证明中国劳动分配比例持续下降的根本原因是沉重的就业压力带来的现代部门工资增长缓慢，与此同时劳动生产率却快速增长。
三、中国现代部门劳动分配比例的影响因素
姜磊(2008)根据刘易斯(Lewis，1954)的二元经济模型建立了一个劳动分配比例影响因素的分析框架。图1描述了农业剩余劳动力转移与二元经济的发展过程。横轴L代表劳动力供给的数量，纵轴代表劳动的边际产品，即对劳动力需求的数量。OW代表现代部门的工资水平，OA代表传统部门中维持生存的平均收入水平。WS代表完全有弹性的劳动力供给，K代表资本存量，
。
随着资本存量的增加和农业剩余劳动力的转移，劳动分配比例发生了变化。
从图1可以看出，劳动分配比例取决于劳动力需求曲线和供给曲线的位置和形状。劳动力需求曲线由劳动的边际生产曲线代表。在假定产品价格不变的前提下，劳动的边际生产曲线由劳动生产率决定。劳动生产率主要由劳均资本存量、劳动者教育水平和全要素生产率决定。劳动生产率的提高导致劳动边际生产曲线的提高，这将使劳动需求曲线与Y轴的交点上移，见图1中的 
，劳动需求曲线相应地变为虚线
，这有助于资本分配比例的提高，劳动分配比例则会下降。现实中的二元经济工资水平不是不变的，劳动供给曲线也不是水平的，而是一条具有正斜率的直线或曲线，见图1中的虚线WS'，其形状和位置取决于现代部门的就业压力和工会讨价还价能力，就业压力的减小和工会讨价还价能力的提高将会使劳动供给曲线的斜率变大或者使劳动供给曲线上移，这有助于劳动分配比例的提高。在农业剩余劳动力被吸收完之后，所有部门的就业都由统一的工资水平决定，经济发展进入了新古典经济学的世界。现代部门的劳动供给曲线斜率变得更大，要素分配比例更有利于劳动者，劳动分配比例得到提高。
根据上述分析，姜磊(2008)认为，二元经济中的劳动分配比例取决于劳动生产率、就业压力和工会的讨价还价能力。在刘易斯拐点之前，一方面，传统部门存在大量剩余劳动力，其人均收入维持在较低水平上；另一方面，传统部门的技术比较落后，资本比较稀缺，劳动者的人力资本也比较低，这决定了传统部门的劳动生产率将会很低，因此，传统部门的劳动报酬比较稳定。现代部门的情况与传统部门则不同，一方面，剩余劳动力在城乡之间尽管不是完全自由流动的，但大量农业剩余劳动力仍然给现代部门带来了沉重的就业压力，这导致现代部门的劳动供给曲线的斜率比较小，其收入水平也增长缓慢；另一方面，现代部门的发展将会带来劳均资本存量、全要素生产率和劳动者人力资本水平的提高，这会提高现代部门的劳动生产率，从而对劳动分配比例产生负面影响。
图2描绘了1993-2006年中国传统部门（第一产业）和现代部门（第二、三产业）的1993年不变价格的劳动生产率变动情况。从图2可以看出，1993-2006年中国第一产业的劳动生产率较低，并且仅仅增长了不到1倍，而同时期现代部门的劳动生产率增长了1.52倍。这表明中国传统部门和现代部门的劳动生产率水平和增长率差异较大。图3和图4分别描绘了中国传统部门和现代部门当年价格的劳动生产率和劳均劳动报酬的变动情况，可以看出：传统部门的劳动生产率和劳均劳动报酬都比较低，并且二者之间的差距很小，这表明传统部门的劳动分配比例是很高的；现代部门的劳均劳动报酬虽然比同时期传统部门的劳均劳动报酬高出很多，但劳均劳动报酬与劳动生产率之间的差距在不断扩大，这表明现代部门的劳动分配比例在不断下降。
资料来源：根据《中国统计年鉴2007年》和《中国国内生产总值核算历史资料：1952-2004》中的数据计算得到。
上述分析表明，中国传统部门和现代部门的劳动分配比例变动是由其劳动生产率和就业压力决定的。现代部门劳动分配比例下降的直接原因是劳动生产率的增长速度快于劳均劳动报酬的增长速度，更深层次的原因则是大量农业剩余劳动力对现代部门产生了沉重的就业压力，导致劳均劳动报酬增长缓慢，而劳均资本存量、劳动者的人力资本和全要素生产率的提高导致劳动生产率快速提升。这两方面因素的共同作用导致现代部门的劳动分配比例不断下降。
为验证我们的分析，本文尝试运用1996-2004年中国大陆29个省级单位面板数据进行实证分析，以检验各影响因素对现代部门劳动分配比例的影响。
四、模型设置、指标选择和数据来源
为了研究各影响因素对现代部门劳动分配比例的影响，在姜磊(2008)研究的基础上，本文设置了一个基本的计量模型为：
LS(Labor Share)为现代部门的劳动分配比例，为模型的被解释变量；UNR(Unemployment Rate)为现代部门的就业压力，LCAPI(Labor Capital)为现代部门的劳均资本存量，EDU为劳动者的人力资本，UNION为从业人员加入工会的比例，这四个变量为模型的解释变量。为了避免遗漏关键变量的可能性，本文还增加了两个可能影响劳动分配比例的控制变量。这两个控制变量是发展水平(DUAL)和政府干预程度(GOV)。加入这两个控制变量的目的是控制二元经济不同的发展阶段和政府对经济的干预程度。
为模型误差项。
收入法核算的第二、三产业增加值分为劳动者报酬、生产税净额、固定资产折旧和营业盈余四部分，其中：劳动者报酬是指劳动者从事生产活动所获得的全部报酬；现代部门的劳动分配比例是第二、三产业的劳动者报酬占第二、三产业增加值的比例；第二、三产业的劳动报酬来自《中国国内生产总值核算历史资料：1952-2004》。
理想的就业压力指标应该是失业率，失业率越大，就业压力就越大。尽管城镇登记失业率没有包含农村剩余劳动力，从而不能完全反映来自农业剩余劳动力的就业压力，但是农业剩余劳动力向城市的流动将会加剧城镇就业的竞争，挤占城镇就业人员的就业机会，使得城镇登记失业率上升。因此，城镇登记失业率在一定程度上能够反映来自农业剩余劳动力的就业压力，从而能够反映城镇的就业压力。基于上述认识，本文选择城镇登记失业率度量现代部门的就业压力。
1996-2002年的三次产业的资本存量数据来自于徐现祥等(2007)。该文采用永续盘存法，基于《中国国内生产总值核算历史资料：1952-1995》和《中国国内生产总值核算历史资料：1996-2002》，估计了中国1978-2002年各省区三次产业的物质资本存量。由于2007年7月出版的《中国国内生产总值核算历史资料：1952-2004》没有提供各省级单位的三次产业固定资本数据，因此无法运用永续盘存法继续估计2003年和2004年各省第二、三产业的资本存量。根据徐现祥等(2007)的数据进行计算，我们发现中国1996-2002年第二、三产业的资本存量占全部三次产业资本存量的比例从94.5%提高到95.7%，这说明第二、三产业的资本存量在全部三次产业资本存量中处于绝对主导地位，因此可以假定各省第二、三产业的资本存量在2003年和2004年的增长速度等于全部三次产业的物质资本存量增长速度。根据吕冰洋(2007)，可以计算出2003年和2004年各省全部三次产业的资本存量增长速度，然后用该增长速度结合2002年各省第二、三产业的资本存量估算出2003年和2004年的第二、三产业的资本存量。最后用第二、三产业的资本存量除以第二、三产业的从业人数，得出现代部门的劳均资本存量。
用劳动者的平均受教育年数来度量劳动者教育水平。平均受教育年数的计算公式为EDU=6d[,1]+9d[,2]+12d[,3]+16d[,4]，其中d[,i](i=1，2，3，4)表示在劳动者中文化程度是小学、初中、高中及大专以上人口所占的比重。假设传统部门是农业，现代部门是第二和第三产业，可以用第二和第三产业的从业人数占从业总人数的比重来度量二元经济的发展水平(DUAL)。加入DUAL这个控制变量的目的在于控制二元经济不同的发展阶段。政府干预程度(GOV)用政府消费占GDP比例来度量。
原始数据来源于《新中国五十五年统计资料汇编》、《中国国内生产总值核算历史资料：1952-2004》、1997-2005年的《中国劳动统计年鉴》和各省历年的《统计年鉴》。我们收集了中国大陆29个省级单位1996-2004年期间的数据，由于西藏的数据缺失，因而我们的研究不包括西藏，同时把重庆的数据放到四川省一起计算。
五、计量结果和解释
为确定面板数据模型的具体形式，首先构造F统计量用于比较个体固定效应模型和混合估计模型，原假设为不同个体的模型截距项相同，即应建立混合估计模型，备择假设为不同个体的模型截距项不同，即应建立个体固定效应模型。然后利用Hausman检验判断应当建立个体固定效应模型还是个体随机效应模型，Hausman检验在10%的水平上具有统计显著性时，应报告个体固定效应模型的结果。检验结果表明，个体固定效应模型优于混合估计模型，个体随机效应模型又优于个体固定效应模型，因此应当更加信赖个体随机效应模型的估计结果（见表1）。
表1 不同方法和样本范围对模型(1)的估计结果
注：括号内为t统计量；#、*、**和***分别代表20%、10%、5%和1%的显著性水平。
随机效应模型的估计结果表明，就业压力、劳均资本、教育水平对劳动分配比例的影响为负，并具有显著性，从业人员加入工会比例没有显著性。就业压力、劳均资本和教育水平的符号符合本文的预期，从业人员加入工会比例没有显著性说明中国的工会难以反映劳动者的意愿，也没有在劳资谈判中发挥应有的作用。发展水平的回归系数为负数，并且具有显著性，说明在刘易斯拐点之前，发展水平越高，劳动分配比例越低；政府干预的系数为正数，并具有显著性，说明政府干预对劳动分配比例具有积极影响。
考虑到林毅夫等(2003)认为，由于北京、上海和天津三个直辖市的经济结构与其他省区不同，在经验研究中，应该将其分离出来。因此，我们用模型(1)对不包括这三个直辖市的样本再进行估计，结果见表1的回归(4)，解释变量在符号、量值和显著性上同29个省级单位的估计结果基本类似。这说明分离三大直辖市之后，估计结果没有发生显著变化。
为了考察在不同发展阶段中各因素的影响，我们根据中间年份（2000年）的发展水平把29个省级单位分为高发展水平组和低发展水平组，并分别建立面板数据。其中高发展水平组包括北京、上海、天津、辽宁、浙江、广东、江苏、江西、山西、福建、湖北、河北、吉林、黑龙江、山东，低发展水平组包括内蒙古、陕西、青海、四川、新疆、宁夏、湖南、甘肃、安徽、海南、广西、河南、贵州、云南。回归结果见表2的回归(1)和(2)。在高发展水平组，就业压力、劳均资本和从业人员加入工会比例在符号和显著性上同29个省级单位的估计结果相似，但教育水平不再具有显著性；控制变量中的发展水平和政府干预在符号和显著性上同29个省级单位的估计结果相似。在低发展水平组，就业压力、劳均资本和人力资本在符号和显著性上同29个省级单位的估计结果相似，从业人员加入工会比例也没有显著性；控制变量中发展水平没有显著性，政府干预具有显著性。回归结果还表明，在低发展水平组，就业压力的回归系数绝对值变小，劳均资本的回归系数绝对值变大，这似乎表明低发展水平组就业压力的负面影响较小，劳均资本的负面影响更大。为验证这一点，在回归(3)和(4)中分别加入低发展水平虚拟变量与就业压力的乘积和低发展水平与劳均资本的乘积作为交互项。检验结果显示，交互项的回归系数都具有显著性，低发展水平组就业压力的负面影响较小，劳均资本的负面影响更大。低发展水平组就业压力的负面影响较小，不符合我们的预期，这可能是因为低发展水平组的城乡分割较为严重，大量农业剩余劳动力向现代部门转移的阻碍较多，导致城镇登记失业率被低估；低发展水平组劳均资本的负面影响很大，可能是因为低发展水平组的资本相对稀缺，资本的边际产品较高，从而能够更大地提升劳动的边际生产曲线，进而能更大地降低劳动分配比例。
表2 不同样本范围的估计结果
注：括号内为t统计量；#、*、**、***分别代表15%、10%、5%和1%的显著性水平。
上述实证分析表明，中国现代部门劳动分配比例下降的根本原因是大量农业剩余劳动力导致现代部门存在沉重的就业压力、不断提高的劳均资本和人力资本导致现代部门劳动生产率不断提高，以及工会在保护劳动者权益方面的缺位。中国仍然存在数千万的农业剩余劳动力（郭金兴，2007），城镇每年还有大量的新增劳动力需要就业，这使得中国未来几年的就业压力仍然很大，同时劳均资本、人力资本还会进一步提高，如果工会仍然不能真正起到保护劳动者权益的作用，那么未来几年中国现代部门的劳动分配比例仍然会下降。
六、结论和不足
本文研究了中国现代部门劳动分配比例的影响因素和变动趋势，并通过利用1996-2004年间省级面板数据，估计了一个计量模型，结果发现，中国现代部门劳动分配比例下降的根本原因是二元经济条件下的巨大就业压力以及不断提高的劳均资本和人力资本，市场化水平的提高和工会在保护劳动者权益方面的缺位也起了一定的负面作用。进一步的研究还发现，劳均资本对劳动分配比例的负面影响在低发展水平组更大。
中国未来几年的就业压力仍然很大，同时劳均资本存量、人力资本还会进一步提高，如果工会仍然不能真正起到保护劳动者权益的作用，那么未来几年中国现代部门的劳动分配比例仍然会下降，这将会带动中国劳动分配比例的进一步下降。
本文的不足为：城镇登记失业率不能全面、客观地反映就业压力。在进一步的研究中，应该把城镇中没有工作的农业剩余劳动力包含在内。
注释：
①根据《中国统计年鉴2007年》和《中国国内生产总值核算历史资料：1952-2004》中的数据计算得到。
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