市場力量與勞動收入份額:理論和來自中國工業部門的證據

申廣軍 周廣肅 賈 珅

一、引 言

近年來，我國收入分配不斷惡化的狀況引人關注，而初次分配格局無疑是思考收入差距擴大原因的重要環節①比如，北京師范大學的李實教授認為，過去十多年勞動收入份額不斷下降，說明收入差距擴大主要發生在初次分配中。引自《專家建言:中國要在增長和分享之間尋求平衡》，具體內容請參見以下網址:http://finance.people.com.cn/GB/1045/6180016.html。。事實上，中國的勞動收入份額從 90年代中期開始降低(白重恩和錢震杰，2009；呂冰洋和郭慶旺，2012；羅長遠和張軍，2009a)。根據白重恩和錢震杰(2009)的研究，改革開放至20世紀 90年代中期，中國的勞動收入份額像“卡爾多事實”預測的那樣基本保持不變，但是其后十年間卻迅速下降。即使剔除統計口徑變化的影響，1995—2003年勞動收入份額下降幅度也超過5個百分點。這一趨勢變化并非中國獨有:歐洲國家自20世紀80年代以來也經歷了勞動收入份額顯著下降的過程(Harrison，2005)。Karabarbounis和 Neiman(2014)的研究甚至指出，勞動收入份額下降已成為全球趨勢。勞動收入份額的趨勢性下降引起經濟學家的廣泛關注，有理論和現實兩方面的原因。從理論上講，新古典經濟學遵循“卡爾多事實”，認為要素分配份額在經濟增長過程中保持不變(Kaldor，1961)，而最近的經驗觀察向相關理論提出了挑戰。從現實角度來看，勞動收入份額表征收入在資本和勞動兩大生產要素之間的初次分配狀況，勞動收入份額降低直接導致收入差距擴大，影響著從個人健康和人際信任到長期增長和政治穩定等社會各個方面，因而具有重要的政策含義(Alesina和 Perotti，1996；Barro，1999；周廣肅等，2014；申廣軍和張川川，2016)。

現有研究從不同角度探究了勞動收入份額下降的原因。Giovannoni(2015)綜述了國外的相關研究，將勞動收入份額下降的原因歸為三類:技術變化、經濟開放和金融發展(Berman 等，1994；Rodrik，1998；Guscina，2006)。王曉霞和白重恩(2014)回顧了國內對勞動收入份額的研究，認為影響要素分配格局最重要的因素是經濟結構轉型、有偏技術進步以及產品市場扭曲等三個方面。經濟結構轉型對勞動收入份額的影響具有較大的研究共識。例如，白重恩和錢震杰(2009)認為農業部門向非農部門轉型一直是左右中國總體勞動收入份額的主要力量，1995—2003年間勞動收入份額下降的5個百分點中，超過一半可以歸因于經濟結構轉型。羅長遠和張軍(2009a)也指出，第一產業的勞動收入份額最高，但是該產業在經濟中所占比重迅速下降，這是1996—2003年間勞動收入份額下降的主要原因。因此，想要提高勞動收入份額，首先要優化中國經濟的部門結構和產業結構(范從來和張中錦，2012)。經濟學家對技術進步如何影響勞動收入份額也得到了相似的結論。黃先海和徐圣(2009)將勞動收入份額下降的原因進行分解，發現勞動收入份額下降主要由勞動節約型技術進步導致。陸菁和劉毅群(2016)進一步指出，資本擴張對勞動收入份額的影響取決于要素間的替代彈性。通過測算1990—2010年間中國工業部門的要素替代彈性，他們發現資本深化和資本增進型技術進步都顯著抑制了勞動收入份額。

然而，關于市場結構與勞動收入份額的關系，現有研究還沒有得到一致的研究結論。從理論上講，在競爭不充分的市場，企業通過強大的市場力量能夠獲取更多收益(壟斷租金)，但是收益如何在資本和勞動兩種生產要素之間做出分配并不確定。因此，市場力量對勞動收入份額的影響，在很大程度上是一個實證問題。Blanchard和Giavazzi(2003)構建的兩部門模型分析發現，如果資本和勞動兩種生產要素的議價能力不變，產品壟斷程度降低有助于提高勞動收入份額，這意味著更強的市場力量會導致勞動收入份額降低。國內文獻中，白重恩等(2008)較早地分析了市場結構和勞動收入份額的關系。他們在迪克西特和斯蒂格利茨的壟斷競爭框架中引入差異化的企業目標函數。由此建立的要素分配份額決定模型顯示，壟斷能力越強的企業，要素分配更偏向資本。作者還使用工業企業數據庫(1998—2005年)進行驗證，發現市場力量越強的企業，資本收入份額越高，勞動收入份額越低。然而，最近的研究使用1998—2007年工業企業數據庫，卻發現壟斷程度強的行業竟然有著較高的勞動收入份額( 珅賈 和申廣軍，2016)。

進一步研究市場力量對要素分配的影響具有重要的意義。從理論上講，國內對市場結構如何影響勞動收入份額沒有達成共識，一定程度上是因為以往研究有不少需要改進之處。比如，白重恩等(2008)在實證分析市場力量對資本收入份額的影響時，使用銷售收入減去銷售成本再除以銷售收入作為加成系數(markup)的代理變量，這相當于將利潤份額直接回歸到利潤率上，得到的正相關關系可能僅是會計上關系。本文基于更為嚴謹的方法衡量企業的市場力量，以克服這一問題，并在回歸時控制企業的利潤率。因此，本文分析的是，即使企業利潤率相同，如果利潤更可能來自企業的壟斷力量，那么資本方將分成更大比例，而勞動收入份額較低。 珅賈 和申廣軍(2016)的研究使用城市—行業層面的赫芬達爾指數衡量市場力量，但是這一指標難以深入企業層面，因此其系數可能反映了城市—行業層面不可觀測因素對勞動收入份額的影響。本文直接衡量企業層面的市場力量，得到的結論更為可靠。從政策意義上講，以往研究并未明確指出近年來中國市場結構的演進趨勢，因此也不能清楚地表明企業市場力量的增強能導致勞動收入份額有多大程度的下降，進而無法理解市場偏離完全競爭帶來的分配效應及其長期影響。本文研究發現，勞動收入份額的下降有10%可以歸因于企業市場力量的增強，對于存續企業這一比例達到 30%，可見需要對市場力量的持續增強保持警惕，避免偏離完全競爭的市場結構對中國收入分配格局產生更不利的影響①勞動收入份額既取決于企業在產品市場上的壟斷能力，也取決于企業在生產要素市場上的壟斷能力。由于以下原因，本文僅關注產品市場的市場力量，而將要素市場的就業份額和融資能力作為控制變量。首先，要素市場對勞動收入份額的影響已經得到較多的研究。其次，要素市場的情況更加復雜，不僅要考慮單一要素自身市場結構，還要結合要素間的替代彈性，考慮不同要素市場的相互影響，不易在一篇文章中清晰地闡釋。。

二、理論框架和研究假設

(一)分析框架

本節通過擴展Kalecki(1954)的理論模型來分析市場力量和勞動收入份額之間的關系。在 Kalecki看來，收入分配反映了資本家將工資成本轉化為產品銷售價格的能力:如果資本家能夠將工資成本轉化為價格，就能得到較高的利潤和較大的利潤份額；相反，如果資本家難以將工資成本轉化為價格，利潤份額就會降低，而勞動收入份額有所提高。將工資成本轉化為銷售價格的能力本質上就是市場力量，因此市場力量越強，勞動收入份額就會越低。為了更好地表達上述思想，可以從國民收入賬戶核算開始分析①雖然后文實證分析是基于微觀企業數據，但是為了遵循 Kalecki的思想傳統，這里的理論模型是在宏觀層面構建的。實際上，也可以從企業角度來理解本節模型，即可以把經濟總產出理解為企業增加值(勞動者報酬和企業利潤之和，抽象掉政府稅收)，企業主(資本家)獲得利潤，工人獲得報酬。。

為了簡化分析，國民收入賬戶核算可以抽象掉政府和國際經濟交往。此時，經濟總產出Y可以根據收入法寫成:

其中，W表示工人的工資收入，Π表示資本家的利潤。根據定義，勞動收入份額α=W/Y，而利潤份額或者資本收入份額β=Π/Y，并且α+β=1 。

假定資本家有一定的市場力量，這意味著資本家可以將其產品在生產成本基礎上加價再銷售出去。假定這一加成系數為k，那么有:

其中，Pm是中間投入成本，資本家的生產成本為(W+Pm)，銷售收入為 k(W+Pm)，所以利潤可由上式得到。

現在，收入法的國民賬戶恒等式可以寫成:

結合勞動收入份額的定義，可得勞動收入份額為:

(二)研究假設

公式(4)為分析市場力量和勞動收入份額的關系提供了依據。首先，k作為加成系數，反映了市場力量。在完全競爭市場有k=1，這時候資本家的均衡利潤為 0，因此勞動收入份額α=1也順理成章。當資本家具有一定的市場力量時，即k＞1，他們能夠獲取正的利潤，而勞動收入份額α也小于1。通過求導可以得到市場力量和勞動收入份額的關系為:

由于0≤α≤1且 j≥0，所以，即當市場力量增強時，勞動收入份額降低。這與本節開頭的邏輯推理是一致的:當市場力量增強時，資本家能夠將成本(包括工資支出)以更高的加成系數轉化為銷售價格，因而利潤份額提高而勞動收入份額降低。因此，可以提出本文要驗證的假說:勞動收入份額與企業的市場力量負相關。

(三)擴展

以上分析假設企業憑借其市場力量賺取的利潤全部歸于資本家，即Π=( k-1 )?(W+Pm)，因為工資W是事前確定的。但是這一假設可能并不符合現實。更接近現實的設定是，W是事前確定的工資水平，或者是期望工資，而在利潤實現之后，工人和資本家要對收益進行分成。假定雙方通過納什議價過程決定利潤的分配，工人從利潤分成中可以獲得額外收入W，大小取決于其議價能力δ∈( 0,1)。因此，均衡時W為式(6)的解:

也就是說，企業通過市場力量獲取的額外收益(k-1 )(W+Pm)，工人得到w，資本家得到(k-1 )(W+Pm)-w。求解式(6)可得:

因此，勞動總報酬在增加值中的份額為:

假定工人的議價能力δ在短期內沒有發生變化，則有:

因此，即使在更寬松的假設下，仍然可以得到本文要檢驗的假說，即勞動收入份額與企業的市場力量負相關。

三、數據與變量

(一)數據

本文實證分析主要使用“中國工業企業數據庫(Chinese Industrial Enterprises Database)”。在進行實證研究之前，我們先按照文獻中常用的方法對數據進行清理。首先刪除了關鍵變量(如企業代碼、總產值、總資產、銷售收入、工資及福利等)缺失的觀測值。其次，剔除了明顯不符合會計準則的企業，比如總資產小于流動資產或者固定資產、總負債小于流動負債或者長期負債等。再次，刪除了從業人數少于10人的企業。最后，為了剔除極端值的影響，對所有變量在其經驗分布的兩端進行了1%的縮尾處理。

(二)勞動收入份額

本文根據工業企業數據庫計算出研究對象——勞動收入份額。在宏觀加總層面，勞動收入份額是國民收入中由勞動者獲得的部分；對應到企業層面，勞動收入份額是勞動者報酬占增加值的比重，其中勞動者報酬包括工資和福利費兩部分。根據收入法計算的增加值由四部分組成:固定資產折舊、勞動者報酬、營業盈余和生產稅凈額。因此，勞動收入份額根據下式計算:

(三)市場力量

本文的核心解釋變量是企業的市場力量。與第二節的理論框架和文獻傳統一致，本文使用企業加成系數(markup)來衡量其市場力量。加成系數定義為產品價格和邊際成本的比值。工業企業數據庫并未直接報告這兩個指標——事實上，很少有企業數據能夠提供邊際成本的信息。因此，如何計算加成系數是首先要解決的問題。本文參照De Loecker和Warzynski(2012)的方法來計算企業層面的加成系數。該方法假設企業i在t年的生產函數是:

其中，Lit、Kit和Mit分別表示企業的勞動投入、資本投入和中間品投入，ωit是企業生產率。生產函數F(?)具有良好的性狀(連續且二次可微)。因此，企業的成本最小化問題可以寫成:

其中，wit、rit和pit分別是對應生產要素的價格。為了更加契合中國的情況，Lu和Yu(2015)在使用這一方法時建議增加一個約束條件，其中 I[?]是指示函數，當企業為國企時( Dit=1)等于1。該條件刻畫了中國經濟的這一特征:為了維護就業穩定，地方政府經常要求國有企業至少雇傭人。綜合以上兩個約束條件，企業的優化問題可以寫成如下形式:

其中Pit為最終產品價格。

其中qit、lit、kit和mit分別表示產出、勞動投入、資本投入和中間投入品的對數值。資本投入和全要素生產率ωit根據楊汝岱(2015)的方法計算，其他三個指標均為工業企業數據庫報告的數據。由于只有勞動投入為數量，產出、資本和中間品都是以價值表示的，為了剔除價格的影響，本文使用價格指數進行調整。通過分行業回歸方程(15)得到各個系數的估計值，容易計算，進而根據式(14)得到企業層面的加成系數。

估計結果顯示，1998—2007年間，企業加成系數不斷提高。圖1展示了三個代表性年份企業加成系數的分布情況。整體而言，三個年份的加成系數都較為接近正態分布(略有右偏)。1998—2007年間，分布不斷右移，顯示出加成系數逐步提高，企業的市場力量正在增強。1998年，加成系數均值為1.14，也就是說企業在出售產品時能夠在邊際成本的基礎上平均加價14%；這一數字在五年后變成1.38，十年后增加到1.62，即企業可以加價62%來出售它們的產品。這一趨勢與企業利潤變化趨勢一致。根據工業企業數據庫計算的資產回報率(ROA)顯示，1998年平均不到4%，2007年增加到11.9%，資產回報率增長了三倍。雖然加成系數的增長趨勢十分明顯，但是另一個事實也不能忽略，即加成系數的分布變得更加“扁平”。用變異系數(均值除以標準差)來衡量加成系數的分散程度，1998年為 3.3，2007年增加到 3.8，說明企業的市場力量在提高的同時，企業間市場力量的差距也在擴大。通過十年的發展，有些行業仍然處于白熱化競爭階段，而另一些行業可能經過兼并重組，已經形成了一批具有市場力量的大型企業，因此市場力量的差距逐漸顯現出來。

圖1 加成系數的動態變化

(四)描述性證據與控制變量

在正式的實證分析之前，本文可以先通過描述性證據來直觀地展示市場力量和勞動收入份額的關系。為此，本文分別在行業和地區層面查看了加成系數和勞動收入份額的相關關系(圖2)。比如，散點圖(a)是在行業層面計算的，即每個點代表每年各二位數行業內所有企業加成系數(橫軸)和勞動收入份額(縱軸)的平均值。擬合線顯示了二者高度負相關，即加成系數越高的行業，平均勞動收入份額越低。同樣，散點圖(b)是每年各省樣本企業加成系數和勞動收入份額的平均值，也表現出明顯的負相關。整體而言，加成系數和勞動收入份額均值在行業層面的擬合線比地區層面更陡峭，一方面反映出勞動收入份額更多地是由行業特征決定的，因而其行業分布比地區分布更為分散；另一方面也折射出加成系數在地區之間存在較大的差異，說明地方政府可能通過政企合謀、市場分割等方式提高企業的市場力量(申廣軍和王雅琦，2015)。

圖2 加成系數和勞動收入份額

圖2展示的加成系數和勞動收入份額的負相關關系，并不能直接歸結為市場力量對勞動收入份額的影響，因為可能存在“其他因素”同時影響加成系數和勞動收入份額。換言之，圖2顯示的相關關系可能是由遺漏變量導致的偏誤。為了進一步刻畫市場力量和勞動收入份額的關系，實證分析中需要控制可能造成偏誤的變量。根據現有文獻的研究，本文使用的控制變量主要包括以下兩個方面的變量。首先，在企業層面，回歸控制了企業的基本特征(企業規模、年齡、盈利能力、出口狀態等)①企業規模定義為固定資產對數，年齡根據企業開業年份計算(也為對數形式)，盈利能力為資本回報率，出口狀態為企業是否出口的虛擬變量。。考慮到技術進步和外部融資對勞動收入份額的影響，本文使用資本勞動比衡量企業的生產技術(Acemoglu，2003；黃先海和徐圣，2009)，使用資產負債率和財務費用(用總負債標準化)衡量企業面臨的融資約束(羅長遠和陳琳，2012)。為了控制企業在勞動力市場的壟斷力量，回歸還控制了企業在當地同行業的就業份額。其次，回歸在城市—行業層面控制了市場結構和開放程度。其中市場結構使用赫芬達爾指數來衡量，旨在剔除行業整體市場力量的影響，從而使本文的研究專注于企業本身具有的市場力量；開放程度定義為本地同行業企業的出口比例，以控制經濟全球化對勞動收入份額的影響(Harrison，2005；羅長遠和張軍，2009b)。此外，國有企業的勞動收入份額一般顯著高于私營企業(白重恩等，2008)，多項研究都指出上世紀末的國有企業改制和隨后的私有化過程都導致勞動收入份額下降(白重恩和錢震杰，2010)。因此，有必要控制企業的所有制特征。在具體分析時，企業的所有制虛擬變量和城市—行業內國有部門的就業份額都作為控制變量加入回歸方程。為了考察市場力量對不同類別企業的勞動收入份額的影響，本文還分所有制類型進行回歸分析。表1描述了本文主要變量的統計特征。

表1 描述統計量

四、實證分析

(一)實證設定與基準分析

本文基準回歸使用如下雙向固定效應模型:

其中LSit表示企業 i在 t年的勞動收入份額，Markupit是對應的加成系數，用來衡量企業的市場力量，因此系數β1是本文主要關注的參數。Xit是一系列控制變量，用以剔除其他因素對勞動收入份額的影響。firmi是企業固定效應，可以消除不隨時間變化的企業特征的影響；year是年份固定效應，用以消除同時影響所有企業的外生沖擊。最后，εit表示隨機干擾項。

表2報告了基準回歸的結果。第(1)列除了固定效應以外，沒有添加任何控制變量。回歸系數在1%的水平上顯著為負，說明市場力量越強的企業，勞動收入份額越低。市場力量提高一個標準差(0.41)，勞動收入份額降低一個百分點，經濟意義也十分顯著。但是，第(1)列的結果可能面臨遺漏變量帶來的偏誤問題，因此，第(2)列加入了企業層面的控制變量，發現回歸系數確實大幅度降低為原來的三分之一，說明第(1)列的結果高估了市場力量對勞動收入份額的影響。第(3)列繼續加入城市—行業層面的控制變量，核心回歸系數仍在1%的水平上顯著為負，并且與第(2)列非常接近，說明市場力量對勞動收入份額的抑制作用十分穩健。1998—2007年間，加成系數提高了0.48，根據第(3)列的系數，這可以解釋 0.36個百分點的勞動收入份額的變化。樣本期間，勞動收入份額實際降低了 3.64個百分點。因此，勞動收入份額下降的10%是由逐漸增強的市場力量增強引起的。

表2 基準回歸

(二)穩健性檢驗

表3和表4通過使用不同的變量、不同的樣本和不同的模型設定進行穩健性檢驗。首先，本文使用的勞動收入份額是基于收入法增加值計算的，使用單一指標可能面臨測量誤差的威脅。雖然理論上采用生產法增加值或收入法增加值是等價的，但實際當中二者存在一定的差異。根據錢震杰和朱曉東(2013)的研究，工業企業數據庫里報告的增加值，是生產法增加值與收入法增加值的平均。我們計算了基于生產法增加值的勞動收入份額，以此作為因變量重新進行回歸。回歸結果報告在表3第(1)列，系數顯著為負，說明上文結論對不同的勞動收入份額指數都十分穩健。

其次，本文基準回歸使用二位數行業內計算的加成系數來衡量企業的市場力量，這一指標可能面臨以下問題:二位數行業太過寬泛，某些企業雖然屬于同樣的二位數行業，但是所生產的商品和使用的技術都相差很大，從而使得本文估計的加成系數存在測量誤差的問題。此外，計算加成系數時有一個隱含的假設，即單一企業生產的產品是同質的，但是實際上很多企業生產多種產品，本文計算的加成系數也可能因此產生測量誤差。為了克服這兩個問題，第(2)列使用分三位數行業計算的加成系數，第(3)列使用生產單一產品的企業計算加成系數作為核心解釋變量。這兩列的回歸結果與基準回歸相當接近，說明上述測量誤差的問題并不嚴重，因此下文分析仍舊使用基準回歸的加成系數。雖然本文的估計不太可能存在反向因果的問題，但是仍面臨共同決定的威脅，即存在某種不可觀測的因素同時影響企業的市場力量和勞動收入份額。因此，第(4)列使用滯后一期的加成系數作為核心解釋變量。回歸系數仍然在1%的水平上顯著為負，有助于減輕對共同決定問題的擔憂。最后，考慮到上文都是使用加成系數衡量企業的市場力量，我們也使用不同的自變量進行穩健性檢驗:企業銷售收入占當地同行業銷售的比重。第(5)列的系數顯示，使用這一指標也得到顯著為負的回歸系數，進一步證明本文分析的穩健性。

1998—2007年間，有大量企業由于經營不善退出工業企業數據庫，也有許多發展良好的企業進入工業企業數據庫。根據聶輝華等(2012)的統計，只有不到10%的企業連續出現在整個樣本期間。退出的企業和存續的企業可能在很多方面存在系統性差異，比如，存續企業的生產效率明顯高于退出企業(楊汝岱，2015)。與本文密切相關的是，退出企業的勞動收入份額顯著高于存續企業，并且市場力量顯著弱于存續企業。這是符合直覺的:市場力量較弱的企業卻承擔了較高的勞動力成本，因此更有可能退出。這兩類企業的差別可能給本文估計帶來偏誤，因為市場力量和勞動收入份額的負相關關系，可能是由于退出企業和存續企業的差異造成的。為了進一步檢驗結果的穩健性，表3的最后兩列將回歸限制在存續時間較長的企業樣本，其中第(6)列只使用存在 3年以上的企業，而第(7)列只使用存在 9年以上的企業。市場力量的系數仍然顯著為負，說明即使在存續企業內部，市場力量的增強也可以降低勞動收入份額。根據第(7)列的回歸結果，加成系數的提高大約可以解釋勞動收入份額下降的29%，可見如果僅使用存續時間較長的企業樣本，市場力量的經濟解釋能力將大幅提高。

表3 穩健性檢驗:替換自變量和樣本

基準回歸雖然控制了很多企業層面和城市—行業層面的變量，并且控制了企業和年份固定效應，但仍然可能有某些隨時間變化的不可觀測變量被遺漏，進而導致估計偏誤問題。比如，根據經濟發展的規律，不同行業正在經歷不同的發展階段；根據區域經濟學的理論，不同地區的發展趨勢也不盡相同。為了消除以上兩方面的影響，表4通過加入異質性時間趨勢進行穩健性檢驗。其中第(1)列允許各行業有不同的時間趨勢，第(2)列允許各省的發展趨勢存在差異。回歸結果顯示，系數(絕對值)比基準回歸略小，說明確實存在異質性的行業趨勢和地區趨勢，但二者的影響并不大。因此，即使剔除異質性的行業趨勢和地區趨勢，勞動收入份額仍然隨著市場力量的增強而下降。

表4 穩健性檢驗:異質性時間趨勢

(三)異質性分析

上文分析顯示，市場力量越強的企業，勞動收入份額越低，并且這一結果非常穩健。接下來的問題是，市場力量對勞動收入份額的影響在不同類型的企業間是否存在差異？為了回答這一問題，本文從以下幾個方面進行異質性分析，結果報告在表5中。

首先，本文按照企業的所有權特征，將樣本分為三個子樣本:國有企業、私營企業和外資企業(包括中國港澳臺資)。工業企業數據庫報告了企業的注冊類型，也報告了企業實收資本的各類來源，二者都可以用于識別企業的所有制。但是聶輝華等(2012)注意到，兩種識別企業所有制的方法存在相當大的差別:至少15%的企業雖然注冊類型是國有企業，但是已經不是國有資本控股了。可見，控股比例比登記注冊類型更能及時反映企業的所有制類型。因此，按照聶輝華等(2012)的建議，本文使用實收資本比例來定義企業所有制，將企業分為國有企業、私營企業和外資企業等三種類型①本文仿照聶輝華等(2012)，根據企業實收資本，將國有資本比例超過50%的企業定義為國有企業，將外商資本金比例高于25%定義為外資企業。。回歸結果顯示，市場力量對勞動收入份額的影響在不同所有制企業間存在顯著差異，私營企業通過市場力量獲取的收益中，流向勞動者的部分遠低于國有企業和外資企業(表5Panel A中(1)～(3)列)。市場力量對勞動收入份額的影響在私營企業與國有企業之間存在差異，與二者的經營目標和社會責任有關；在私營企業和外資企業之間也存在差異，可能是因為外資企業的薪酬制度更加合理，對額外收益的分成方式更為清晰。

其次，本文還將企業分為內銷企業和出口企業，分類的依據是企業當年的出口交貨值是否為正數。市場力量對勞動收入份額的影響在兩類企業之間存在很大差距，內銷企業是出口企業的2.5倍(表5 Panel A中(4)～(5)列)，這可能與中國出口有較大比重是加工貿易有關。根據戴覓和余淼杰(2014)的研究，加工貿易在中國的對外貿易中有著舉足輕重的地位。事實上，中國貿易總額中約有一半是加工貿易，而貿易順差更是全部歸功于加工貿易。國內的加工貿易企業主要有兩類:一類是中小企業，一類是外資企業。金融危機之前，我國東南沿海地區普遍出現“中小企業招工難”現象，因此中小企業的工人有較強的議價能力，因而有著更高的勞動收入份額，并且受到市場力量的影響也較小①第二節方程(10)可得，工人談判能力越強，則市場力量對勞動收入份額的負向影響越小。。至于外資企業，上文分析顯示，由于外資企業的薪酬制度更加合理，對額外收益的分成方式更為清晰，因此受到市場力量的影響也較小。總之，以上兩點都解釋了為什么市場力量對勞動收入份額的影響在出口企業較小。

表5 異質性分析

再次，本文根據企業所在地區，按照國家統計局的標準將企業分為東部、中部和西部地區的企業②三大地區的劃分采用國家統計局的標準，即東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省(直轄市)；中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省；西部地區指內蒙古、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、四川、重慶、云南、貴州、西藏、廣西12個省(直轄市、自治區)。。回歸結果顯示，雖然市場力量對勞動收入份額的影響在三大地區之間存在差異，總體上東部最強，西部地區最弱，但是差別并不明顯。市場力量對勞動收入份額的影響在地區之間的差距，主要源自市場化程度的差別。東部地區市場化程度較高，企業平均市場力量更弱(1.38)，但是它們的市場力量更有可能是通過產品差異化和產品質量提升來獲取的，因此資本方在要素分配中更有話語權。相對來講，西部地區市場化程度較低，企業平均市場力量更強(1.48)，但這些企業的市場力量更有可能是通過行政力量和地區市場分割實現的，故它們也需要承擔就業和稅收等政策性負擔。

最后，我們還將企業分為重工業企業和輕工業企業，回歸結果見表5中Panel B最后兩列。由于輕工業企業使用更加勞動密集的生產技術(Lu，2010)，從而使得工人的議價能力比重工業企業更強，所以市場力量對輕工業企業勞動收入份額的影響較弱。

五、結論與啟示

本文從理論和實證兩方面分析了企業的市場力量如何影響其勞動收入份額。理論分析部分沿襲Kalecki(1954)的思路，把企業的市場力量具體化為資本家將生產成本轉化為銷售價格的能力。市場力量越強，意味著資本家在銷售產品時，能夠在生產成本的基礎上加成的比例越高，因而可以獲得較高的利潤和利潤份額，從而勞動收入份額越低。這一基準分析假設企業憑借其市場力量賺取的利潤全部被資本家收入囊中，這可能與現實并不完全相符合。在擴展模型中，本文將勞動收入份額看作兩種生產要素所有者(資本家和工人)對利潤分配進行討價還價的結果。理論推導顯示，即使使用這種更為寬松的設定，企業不斷增強的市場力量仍然會導致勞動收入份額下降。

實證研究使用工業企業數據庫的微觀數據檢驗了上述假說。與已有研究相比，本文更為科學地計算了企業的加成系數，以此衡量企業的市場力量。研究發現，市場力量越強，企業的勞動收入份額越低。具體而言，當企業的市場力量增強時，雖然工人的平均工資有所提高，但是企業的增加值增長得更快。也就是說，市場力量創造的額外價值，工人僅獲得了其中的一小部分，因此勞動收入份額降低了。使用不同的變量、不同的樣本或者不同的模型設定，上述結論都十分穩健。對異質性的分析顯示，市場力量降低勞動收入份額的作用對于私營企業、內銷企業、市場經濟發達的地區更為顯著。本文的發現對中國改善收入分配格局有以下幾點啟示。

(1)勞動收入份額下降有合理性的成份。這是因為，中國過去一段時間內處于高速追趕平臺期，因此各行業的發展軌道都在發達國家有跡可循，企業的市場力量不斷增強是這一階段的典型特征。家電行業是一個眾所周知的例子。20世紀 90年代，家電行業仍是小型分散生產，企業數量眾多，各企業的市場力量十分有限。經過2000年左右的劇烈調整，產業集中度不斷提高，企業的市場力量持續增強。近年來，光伏產業、手機生產等也在經歷類似的過程。可見，企業市場力量的增強是不可避免的過程，因此勞動收入份額的下降也是市場力量發揮作用的必然結果。

(2)同時也應當看到，在中國今后的發展進程中，隨著企業技術水平提升，各行業的發展趨向世界前沿，因而不再有發達國家的歷史經驗作為參照。這樣，企業的市場力量可能就不再呈現單調增強的趨勢，而是會隨著行業發展階段出現更加豐富的變化。比如，行業發展初期到成熟期，由于眾多企業實行追隨戰略，整個行業可能會經歷市場力量減弱的情況。這樣，按照本文識別的機制，預期該行業勞動收入份額會有所提高。當然，由于各行業處于不同的發展階段，因此整體勞動收入份額的變化趨勢還取決于行業結構的調整與各行業自身勞動收入份額的消長。

(3)即使市場力量增強導致的勞動收入份額下降有其內在合理性，也并不意味著可以袖手旁觀。實際上，本文進行異質性分析的時候已經指出，市場力量的增強可能是企業自身技術創新、提高生產經營管理帶來的有益結果，也可能是由于地方市場分割、行政力量干預甚至官商勾結帶來的。后一種市場力量的增強，顯而易見并非合理的存在。因此，應當通過加快市場一體化的建設，推進大一統的國內市場，使得生產要素和產品都可以自由流動；應當鞏固市場化進程，避免行政力量直接干預微觀經濟的決策和運行。這樣，可以防止企業市場力量“不合理地”增強，進而減緩勞動收入份額的下降趨勢。

(4)雖然市場力量的增強導致勞動收入份額下降是客觀經濟規律所決定的，但是仍存在改善勞動收入份額的途徑。根據本文的擴展模型可知，當工人的討價還價能力增強時，市場力量降低勞動收入份額的作用將會減弱。這一推斷也在異質性分析部分得到初步的檢驗，比如更為勞動密集的產業，市場力量對勞動收入份額負向作用更小。因此，應當通過工會等組織凝聚工人的力量。工會在勞資政策中具有重要的法定地位，《最低工資規定》賦予了工會監督最低工資規定執行的職權，而《勞動合同法》明確了工會在簽訂集體合同中的主體地位(李明和徐建煒，2014)。近年來的一些研究發現，中國的工會雖然在政府的監督下運轉，但仍能切實改善勞動權益(姚洋和鐘寧樺，2008；Yao和 Zhong，2013)。因此，充分發揮工會等組織的職能，凝聚工人的力量，增強工人群體的議價能力，有助于提高勞動收入份額，改善收入分配格局，使更多人共享經濟發展的成果。