中間品貿易自由化與勞動收入份額?

黃玖立 張 龍

(1.南開大學跨國公司研究中心 天津 300071)

(2.南開大學經濟學院 天津 300071)

一、引 言

勞動收入份額是衡量國民收入是否公平、平等的重要指標之一，而中國的勞動收入份額自1995 年開始就不斷下降。目前學者們普遍認為中國偏向資本的技術進步是勞動收入份額下降的主要原因 (陳宇鋒等，2013；李坤望和馮冰，2012；黃先海和徐圣，2009)。資本增強型技術有助于中國產業結構從勞動密集型產業轉向資本和技術密集型產業，但這也會導致勞動收入份額下降(白重恩和錢震杰，2009)。從宏觀層面來看，資本投入大量增加的經濟結構改變也會導致中國勞動收入份額下降(李稻葵，2007)。上述研究均從提高資本回報進而擠壓勞動所得展開，而邵敏和黃玖立(2010)則從勞動力流動的視角進行闡述。他們認為外資進入通過降低勞動者報酬來降低勞動收入份額，這種負向作用主要由于外資企業支付的工資較高，高素質人才可能向外資企業流動，從而拉低了內資企業的勞動者報酬。雖然勞動收入份額在總體上呈不斷下降的趨勢，但也有研究者考察了提升勞動收入份額的渠道。如張曉磊等(2018)認為，企業的空間集聚有利于企業擴張規模，由于空間集聚而形成的勞動力“蓄水池”有利于勞動者找到適合自身的工作，從而提高勞動收入份額。周茂等(2018)發現，產業結構升級增加了對高素質勞動力人才的需求，勞動者自身技能的轉變有效地促進了勞動收入份額的提升。

與中國勞動收入份額快速下降時期相對應的，是中國參與貿易自由化的過程。二者是否具有某種關聯? 余淼杰和梁中華(2014)基于中國工業企業和中國海關企業合并數據考察了貿易自由化與制造業企業勞動收入份額之間的因果關系。他們的研究表明，貿易自由化降低了中國企業的勞動收入份額，且這一影響主要是通過降低資本品成本、中間投入品成本以及企業的技術引進成本實現的。本文的研究主題與余淼杰和梁中華(2014)較為類似，但在研究方法、樣本類型以及研究結論方面均存在一定差異。第一，在研究方法上，本文與該文均采用倍差法進行研究，但分組方式完全不同。余淼杰和梁中華(2014)將一般貿易企業作為實驗組，加工貿易企業作為對照組，而本文則依據入世前行業的中間品關稅水平進行連續分組。第二，在樣本類型上，該文僅針對進口企業而言，而本文在行業層面上進行分析，所有指標均由全樣本企業加總而來。這是因為以進口關稅減讓為核心的貿易自由化對進口和非進口企業均可能產生影響。①貿易自由化以后，本國的上游供應商迫于競爭壓力會降低投入品價格，從而下游非進口企業可以以低價獲得國內的中間品(彭書舟等，2020)。因此中間品貿易自由化對企業主要體現為“成本節約效應”。此外，海關數據中的許多企業既從事加工貿易又從事一般貿易，直接以入世前是否從事加工貿易的方式來區分實驗組和對照組不僅存在一定的偏差②即入世前從事過加工進口的企業為對照組，否則為實驗組。，而且忽略了企業在不同貿易模式間的切換效應。因此，本文的樣本拓展了結論的外部適用性。第三，依據本文的研究方法與樣本，我們的基本結論是中間品貿易自由化顯著提高了制造業勞動收入份額，這正好與該文結論完全相反。這是因為，本文在行業層面的研究側重于對不同狀態的企業進行動態分析。第四，依據本文的研究方法與樣本，我們發現中間品貿易自由化顯著提高了制造業勞動收入份額，與該文結論正好相反。這主要是因為，本文基于行業層面的研究覆蓋了各種狀態的企業樣本，既包括持續經營的企業，也包括進入和退出的企業(毛其淋和方森輝，2020)。

通過將勞動收入份額分解為行業平均勞動報酬與勞動生產率之差，本文發現中間品貿易自由化對行業平均勞動報酬的影響并不顯著，但顯著降低了勞動生產率，進而提高了勞動收入份額?，F有關于中間品貿易自由化與工資的研究多集中于企業層面且并未達成一致意見(鄧軍和王麗娟，2020；張滕和朱春輝，2019)。本文得出中間品貿易自由化對行業平均報酬的影響并不顯著的結論與現有文獻雖存在差異，但也較為符合邏輯。一方面，中間品貿易自由化可以使得企業購買更多高質量的進口中間品，進而形成對高技能型雇員的替代，降低高技能工資(Liu 和Qiu，2016；Amiti 和Cameron，2012)。另一方面，企業規模擴張可以使得企業對從事簡單生產活動的低素質勞動力的需求增加，提高低技能工資(盛斌和毛其淋，2015)。目前國內外學者們普遍認為中間品貿易自由化有助于提升企業全要素生產率(Brandt 等，2017；Amit 和Konings，2007；毛其淋和許家云，2015)，且在文獻中存在將全要素生產率與勞動生產率等同的情況(李磊和徐大策，2020)。在考慮多個要素投入的情況下，全要素生產率與勞動生產率并不相同:全要素生產率是產出相對所有要素投入的效率衡量，其增長率通常用產出增長率扣除要素投入增長率之后的“余值”表示。而勞動生產率是產出增加值與雇員數量之比，也可稱為人均增加值。本文的研究發現，中間品貿易自由化顯著降低了勞動生產率。與王燕武等(2019)的觀點類似，本文認為中間品貿易自由化使得制造業勞動力平均技能水平降低是導致勞動生產率下降的主要原因。

本文的主要貢獻如下。第一，現有關于貿易自由化的研究多以貿易方式進行分組(余淼杰和梁中華，2014；毛其淋和許家云，2015)。正如前文所言，此種方式存在諸多弊端。本文則依據入世前行業的中間品關稅水平進行連續分組，針對全樣本進行分析，拓展了結論的外部適用性。第二，本文得到了與現有研究不同的結論，為此我們深入探究內在影響機制，這在一定程度上擴展了貿易自由化與收入分配之間分析的維度，豐富了研究視角。第三，本文的研究充分區分了全要素生產率與勞動生產率之間的差異，并揭示了中間品貿易自由化對二者影響的不同之處，這可能對后續研究有一定的啟示。本文余下結構安排如下:第二部分是數據、指標和描述性分析，主要是說明中間品關稅的計算方法及其在入世前后的變化；第三部分通過倍差法考察中間品貿易自由化是否影響制造業行業勞動收入份額；第四部分分析中間品貿易自由化影響勞動收入份額的機制；最后一部分總結全文。

二、數據、指標和描述性分析

(一)數據說明

本文數據主要來源有兩個。第一個是1998—2007 年中國工業企業數據庫，但是該數據庫存在變量值缺失、異常等問題。本文參照Brandt 等(2012)的做法進行處理①本文刪除了資產不等于負債與所有者權益之和、注冊年份在公元1600 年之前的企業，或全部職工年平均人數小于8 人、主營業務收入小于500 萬元的企業，或工業中間投入、職工福利、企業補貼小于0 元的企業，或工業總產值、工業銷售產值、工業增加值、工業總產值、應付職工工資、固定資產原值和固定資產年平均凈值余額小于等于0 元的企業，或本年折舊大于累計折舊、流動資產大于等于總資產、固定資產大于等于總資產的企業以及勞動收入份額大于100%的企業。，并將行業分類以中國國民經濟行業分類(GB/T 2002)為準進行統一。②2002 年之前，中國的國民經濟行業分類標準為GB/T 1994。我們使用Brandt 等(2012)提供的對應關系表進行統一。第二個是世界銀行WITS 數據庫，該數據庫提供海關協調編碼(HS)6 分位的產品進口關稅稅率。為了得到行業關稅稅率，本文先將各個版本的HS 編碼統一至2002 年版本③HS 對應表均來自于世界銀行WITS 數據庫。，然后通過海關協調編碼和國際標準產業分類之間的對應關系(HS-ISIC)以及國際標準產業分類與2002 年版本的中國國民經濟行業分類間的對應關系(ISIC-GB/T 2002)將產品進口關稅稅率轉為產業層面的平均進口關稅稅率。經過上述處理，本文得到了各個制造業行業的最終品關稅。

(二)中間品關稅的計算

本文立足于實證分析中間品貿易自由化對勞動收入份額的影響。④根據毛其淋和許家云(2016)的計算，在2000—2007 年間，中國中間品進口占總進口的比例超過70%。有了最終品關稅，我們可以根據投入產出關系計算各個行業的中間品關稅(Amiti 和Konings，2007)。具體地，本文先將國民經濟行業代碼(GB/T 2002)與投入產出表(2002 年版)進行匹配，由投入產出表計算得出各個行業的中間投入系數，然后根據式(1)計算行業加權的中間品進口關稅。

其中，αj代表行業i 所使用的來自行業j 的中間投入占總中間投入的比重，outputtariffj代表行業j 的最終品關稅。

與現有文獻計算中間品關稅不同的是，本文在核算中間品關稅時進行了兩種扣除。第一，本文將家用消費品從最終產品中扣除。根據產品大類的BEC 分類表①BEC 是聯合國制定的對貿易品的分類，其產品分類可與HS 6 分位代碼相對應。，某些產品會直接進入家庭用于消費，而不會進入生產之中(如家用汽車、某些食物等)，因此本文在核算中間品關稅時扣除了僅用于家庭消費的最終消費產品。第二，本文將來自本行業的中間投入從總中間投入中扣除。中國的投入產出表行業分類較粗②2002 年版的?中國投入產出表? 共計122 個行業，其中制造業行業72 個。本文依據?國民經濟行業分類? (2002)得到的制造業行業個數有423 個。與之相比，?中國投入產出表? 分類較粗。，這就使得許多行業的總中間投入中來自本行業的中間投入占比較高。③根據筆者計算，有接近一半的行業自身投入占總中間投入的比例接近10%，有1/4 行業自身投入占比超過20%，棉、化纖紡織及印染精加工業的自身投入占比甚至超過了38%。中間品關稅削減和最終品關稅削減對企業的影響截然不同。最終品關稅削減能夠帶來激烈的市場競爭，促使企業優勝劣汰的同時能夠提高消費者的福利水平，即主要體現的是“市場競爭效應”。中間品關稅削減則主要有利于企業以更低的成本獲取更多的優質要素，即主要體現的是“成本節約效應”。如不剔除來自本行業的中間投入，則兩種影響無法區別開來。后文將主要使用剔除了家庭消費以及本行業中間投入的中間品關稅。

圖1 以散點圖的形式報告了2001 年各行業最終品關稅與中間品關稅的關系。其中圖1 (a)中的中間品關稅包括了本行業的中間投入，圖1 (b)中的中間品關稅則剔除了本行業中間投入。顯然，圖1 (a)中的散點分布較圖1 (b)更接近一條直線。這說明，扣除自身投入后計算中間品關稅會使得中間品關稅和最終品關稅的相關性程度降低?？鄢陨硗度牒筮M行加權不僅能夠有效地將兩種影響區別開來，而且能夠提高系數估計的精度。根據我們的估算，中間品關稅從1998 年的10.37%降低到2007 年的5.91%。

圖1 2001 年中間產品關稅與最終產品關稅關系散點圖

在測算中間品關稅的基礎上，本文得出2001—2007 年4 分位制造業行業中間品關稅的削減幅度，并將之與2001 年行業中間品關稅進行比較。如圖2 所示，入世前中間品關稅越高的行業，入世后關稅削減的幅度越大。因此入世前面臨高中間品關稅的行業作為實驗組，而面臨較低中間品關稅的行業可以作為對照組。本文依據2001 年中間品關稅的高低進行連續分組，有效避免了按照貿易方式分組存在的問題。

圖2 中間品關稅削減的特征事實

(三)組間勞動收入份額差值變化

參照邵敏和黃玖立(2010)的做法，本文用勞動報酬與產出增加值之比衡量勞動收入份額。在進行經驗分析之前，本文首先依據關稅分組的思路將2001 年中間品關稅高于75 分位數的行業設置為高關稅組，將低于25 分位數的行業設置為低關稅組，并將組間平均勞動收入份額取對數后作差，以此來較為直觀地呈現中國入世前后制造業勞動收入份額的變化。如圖3 所示，入世前高關稅組的勞動收入份額始終低于低關稅組，但這一差距在逐漸縮小，入世后兩組對數勞動收入份額的差值以更快的速率縮小，且在2003 年高關稅組的勞動收入份額高出低關稅組4.8%，在此之后一直保持這一趨勢，這說明中間品貿易自由化提高了制造業勞動收入份額。當然，這一結論還需更為精確的計量分析。

圖3 組間勞動收入份額差值變化

三、經驗分析

(一)估計模型

本文采用倍差法進行估計模型設定，此種方法可以在很大程度上避免內生性問題，因為政策相對于本文研究對象而言，往往是外生的，即不存在逆向因果以及與隨機擾動項相關的問題。本文的估計模型設定如下。

其中，i 代表行業，t 代表年份，lsit代表的是行業i 的勞動收入份額，本文取對數進入模型。inputtariffi2001代表行業i 在2001 年的中間品關稅，Post02t是一個虛擬變量，在本文的樣本區間中，此虛擬變量在1998—2001 年取值為0，在2002—2007 年取值為1。λi代表行業固定效應，λt代表年份固定效應，εit為隨機擾動項。

為了得到中間品貿易自由化對行業勞動收入份額的凈影響，本文加入了一些行業層面的控制變量Xit。第一，行業資本勞動比，用以衡量行業層面的資本密集度，本文取對數進入模型(ln (k/l))。第二，產業聚集度(EG)。本文采用Ellision 和Glaeser (1997)的方法測算產業聚集度，該方法能夠克服企業規模的影響。第三，行業負債率(debtr)和行業補貼(subsidary)。參照鄭丹青和于津平(2014)的做法，本文用實際得到的補貼占銷售收入的比重衡量行業補貼，用行業負債占行業總資產的比重衡量行業負債率。第四，最終品關稅(outputtariff)。與中間品關稅的處理方式相同，本文對2001 年的最終品關稅采用交乘項的方式進入模型。第五，參照Lu 和Yu (2015)的做法，本文考慮了另外三個可能影響2001 年中間品關稅的指標，即2001 年行業內國有企業產出占比(soeout)、行業平均工資(indwage)以及行業出口密集度(export)。上述三項指標均采用與最終品關稅相同的方式進入模型。本文相關變量的描述性統計如表1 所示。

表1 變量的描述性統計

(二)基準回歸

表2 報告了本文基于式(2)的估計結果，其中被解釋變量為1998—2007 年行業勞動收入份額的對數(lnls)。為了處理可能存在的異方差和自相關問題，本文采用了行業層面的聚類穩健標準誤。

表2 基準回歸

第(1)列的估計僅加入2001 年中間品關稅與Post02t交乘項，并控制了行業固定效應和年份固定效應。交乘項(inputtariffi2001×Post02t)的回歸系數為正，且通過了1%的顯著性檢驗。這印證了前文圖3 揭示出的規律:中間品貿易自由化顯著提高了制造業行業勞動收入份額。第(2)列控制了ln (k/l)和EG，交乘項的系數僅有微小變化。第(3)列加入了debtr 和subsidary 兩個指標，核心變量的估計系數基本不變。第(4)列中，本文加入了最終產品關稅與入世虛擬變量的交乘項outputtariffi2001×Post02t，考慮由最終品貿易自由化帶來的“市場競爭效應”。核心解釋變量的估計結果依然在1%的水平上顯著為正，但系數出現較大幅度下降(從約2.15 降至約1.44)?？紤]到遺漏與2001 年中間品關稅相關的指標可能會使得估計結果存在偏誤，第(5)列加入了三個可能影響2001 年中間品關稅的指標與Post02t的交乘項。核心解釋變量的系數進一步減小，但結論依然不變。

本文在計算中間品關稅時，扣除了用于消費的最終品和來自本行業的中間投入。為保證回歸結果的穩健性，本文將不扣除家庭消費進行加權和包括自身投入計算的中間品關稅代入模型進行回歸，結果如表3 所示。表3 的回歸結果說明中間品貿易自由化提高了制造業行業的勞動收入份額，且均通過5%的顯著性檢驗，這說明更改中間品關稅的計算口徑不會影響基準回歸的結論。

表3 改變中間品關稅計算口徑的估計結果

(三)識別假設檢驗

1.平行趨勢檢驗

倍差法在使用時的一個關鍵前提條件是實驗組和對照組在政策發生之前有著共同的趨勢，否則將導致對政策實施效果的有偏估計，因此使用倍差法之前必須對這一條件進行驗證。本文采用如下模型檢驗平行趨勢。

βκ度量的是每一年的政策效果。如圖4 所示，虛線捕捉的是實驗組和對照組勞動收入份額差異的時間趨勢，而實線代表的是90%的系數置信區間，本文發現在入世前0 值均落到90%的系數置信區間。這說明在中國加入WTO 以前，實驗組和對照組的勞動收入份額有著較為相同的增長率，即實驗組與對照組在中國入世之前滿足平行趨勢假設，有著較好的可比性。

圖4 平行趨勢檢驗:系數置信區間圖

2.預期效應

在分析中間品貿易自由化對勞動收入份額的影響時，可能影響研究結果的一個問題是中國在2001 年底加入WTO 是否被企業預期到。若被預期到，企業可能會在2002 年關稅大幅削減之前自行調整生產行為，導致估計結果產生偏誤，因此本文需要排除預期效應。如表4 第(1)列所示，我們在基準模型的基礎上加入2001 年年份虛擬變量與2001年關稅交乘項(year2001×inputtariffi2001)進行回歸，回歸結果顯示該交乘項系數并不顯著，這表明中國加入WTO 并未被企業預期到。

3.其他政策影響

21 世紀初中國正在進行國企改制且放松了對于外資進入的管制?？紤]到這些政策可能對本文估計結果造成影響，參照Lu 和Yu (2015)的做法，我們加入了行業內國有企業數量占比(soeshare)及取對數的外資企業數量(lnforeign)?；貧w結果如表4 第(2)列所示，表征中間品貿易自由化的交乘項前的系數依然顯著為正，表明本文估計結果受其他政策影響的可能性較小。

4.非觀測因素的影響

考慮到其他未進入模型的非觀測因素依然可能帶來內生性問題，參照蔣靈多和陸毅(2018)的做法，本文將關稅隨機分配到不同行業，并將沖擊年份在1999—2006 年隨機抽取一年，重復這一過程300 次可得到隨機生成的300 個交乘項。隨機過程產生的交乘項在理論上不會對勞動收入份額產生影響，即隨機生成的交乘項的系數應該為0。將隨機生成的交乘項代入模型進行300 次回歸，得到β 的300 個估計值。圖5 展示了β 的300個估計值的分布情況，300 次隨機抽樣中β 估計值的均值為0.0098，標準差為0.31，不能拒絕系數為0 的原假設，表明估計結果受非觀測因素影響的可能性較小。

圖5 隨機處理后的分布

此外，本文參照Lu 和Yu (2015)的做法，截取入世前的樣本數據，將中間品關稅直接代入模型進行回歸，如表4 第(3)列所示，中間品關稅(inputtariff)前的系數并不顯著，說明非觀測因素對本文估計結果的影響較小。

表4 識別假設檢驗

(四)其他穩健性檢驗

1.直接加入關稅進行回歸

直接采用各年度中間品關稅進行估計亦是現有文獻中研究貿易自由化的常用方法。為保證估計結果的穩健性，本文將中間品關稅替換交乘項進入模型進行回歸。如表5 第(1)列所示，中間品關稅對勞動收入份額有負向影響，表明隨著關稅的降低，行業勞動收入份額在上升，這與本文基準回歸的結論一致。

2.改變分組方式

參照Liu 和Qiu (2016)的做法，本文分別計算行業入世前(1998—2001 年)和入世后(2001—2007 年)的平均關稅然后作差，通過差值來衡量行業中間品貿易自由化的程度，并以此來區分實驗組和對照組。如表5 第(2)列所示，當改變分組依據時，本文依然發現中間品貿易自由化顯著提高了制造業行業勞動收入份額。

3.非關稅壁壘的影響

貿易自由化不僅包括關稅的降低，還包括非關稅壁壘的減少。中國為了加入WTO，承諾減少非關稅壁壘，且非關稅壁壘減少的時間區間在2001—2005 年，與中國入世所處階段重合。如不排除非關稅壁壘的影響，那么入世后控制組和實驗組可能會受到多重影響，使得兩組無法進行比較，導致本文無法厘清關稅降低所帶來的影響。非關稅壁壘較難量化，但鑒于紡織業的非關稅壁壘最多，因此本文借鑒余淼杰和梁中華(2014)的做法，刪除樣本中的紡織業后再進行回歸，如表5 第(3)列所示，我們依然發現中間品貿易自由化顯著提高了制造業行業勞動收入份額。

4.兩期倍差法

參照Bertrand 等(2004)的做法，本文將樣本分為兩個階段，一個階段是入世前(1998—2001 年)，另一個階段為入世后(2002—2007 年)，對表5 第(5)列所示的模型采用兩期倍差法進行回歸分析，估計結果如表5 第(4)列所示。本文發現中間品貿易自由化依然顯著促進了制造業行業勞動收入份額的提升。作為穩健性分析的一種方式，兩期倍差法的估計結果也表明了中間品貿易自由化影響勞動收入份額的長期平均效應。

表5 其他穩健性檢驗

(五)不同所有制回歸結果

中間品貿易自由化對勞動收入份額的影響可能會因為企業所有制的不同而存在差別。本文參照蔣靈多和陸毅(2018)的做法，按注冊類型和實收占比區分企業所有制。參照Lu 和Yu (2015)的做法，本文將三類企業相關指標分別匯總到行業層面進行回歸，以探究中間品貿易自由化對勞動收入份額影響的異質性。如表6 所示，我們發現中間品貿易自由化對國有企業和外資企業勞動收入份額影響并不顯著，但顯著提高了私營企業勞動收入份額。國有企業往往承擔一些非營利性目標，因此并不完全按照市場機制運行。外資企業多以加工貿易為主，受關稅影響較小。因此中間品貿易自由化對這兩類企業影響并不顯著。私營企業的運營較為靈活，面對進口沖擊時會更多地遵循市場機制進行生產調整。因此中間品貿易自由化對勞動收入份額的影響主要是由私營企業驅動的。這也與趙燦和劉啟仁(2019)的研究較為類似。

表6 不同所有制回歸結果

四、機制分析

(一)分解估計

本文參照邵敏和黃玖立(2010)的做法，對勞動收入份額做如下的分解。

其中，i 代表行業，t 代表年份，w 代表行業的平均勞動報酬，即勞均工資與福利費之和，y 為行業工業增加值總額，y/l 是行業的勞動生產率。式(4)表示取對數的勞動收入份額可被分解為行業人均報酬(取對數)與行業勞動生產率(取對數)之差。如表7 所示，在不加入控制變量時，中間品貿易自由化對行業的人均報酬和勞動生產率均產生負向影響。在加入其他控制變量以后，中間品貿易自由化對行業人均報酬的影響不再顯著。可能的原因在于，一方面，中間品貿易自由化使得企業購買更多高質量的進口中間品，進而形成對高技能型雇員的替代，高技能工資會降低(Liu 和Qiu，2016；Amiti和Cameron，2012)；另一方面，企業規模擴張會使得企業對從事簡單生產活動的低素質勞動力的需求增加，低技能工資會上升(盛斌和毛其淋，2015)。加入控制變量后，中間品關稅降低對行業平均勞動生產率的影響仍顯著為負。根據勞動收入份額的分解式可知，中間品貿易自由化會提高制造業行業的勞動收入份額。

表7 分解估計

(二)行業勞動生產率的動態分解

這一部分主要探討中間品貿易自由化為何降低了行業勞動生產率。借鑒Melitz 和Polanec (2015)的做法，本文對行業勞動生產率進行分解。具體做法如下:

其中，φi代表行業層面的勞動生產率。Yi和Li分別代表行業層面的產出增加值和就業人數，均由行業內的企業層面相應指標加總而來。行業層面的勞動生產率可以改寫為:

其中，yj和lj分別代表企業層面的產出增加值和就業人數，?j代表企業勞動生產率，θj代表企業就業人數占所在行業總就業人數的比重。式(6)說明行業層面勞動生產率是由企業層面勞動生產率加總而來，按照Melitz 和Polanec (2015)的分解思路，本文將行業層面總的勞動生產率變動用式(7)表示:

其中，Δφit表示行業勞動生產率在t 期和t－1 期之差，代表行業勞動生產率的總變動。代表水平變動，是t 期和t－1 期行業內存活企業非加權勞動生產率之差。Δcovs為資源再配置效應，用行業內t 期和t－1 期存活企業的就業比重和勞動生產率的協方差的差值刻畫。第三項為進入效應，為t 期行業新進入企業就業比重之和，當新進入企業的總行業勞動生產率較高，超過在位企業總行業勞動生產率時，這一項取值為正。第四項則表示退出效應，是t－1 期退出企業就業份額的加總，當退出企業總行業勞動生產率低于在位企業總行業勞動生產率時，這一項取值為正。

基于以上分析，本文將樣本分為入世前(t－1 期)和入世后(t 期)兩個階段，進而區分在位企業、進入企業和退出企業。接著，本文將所選取的解釋變量和控制變量按不同的階段取平均值，然后用入世后的取值減去入世前的取值，構造如下差分模型:

其中，ΔDi代表總勞動生產率變動(Δφi)、在位企業勞動生產率總的水平變動、行業內在位企業資源再配置效應 (Δcovs)、進入效應 (entry)和退出效應(exit)，將這幾項分別代入模型進行回歸。表8 第(1)列的回歸結果表明中間品貿易自由化使得行業總的勞動生產率降低，而第(2)— (5)列則表明行業總勞動生產率的下降是由在位企業勞動生產率下降及低勞動生產率企業進入引起的。

表8 中間品貿易自由化與行業勞動生產率變動

(三)進一步討論

根據勞動生產率的定義，本文將其再次分解為產出增加值(取對數)與雇員人數(取對數)之差。

結合對勞動生產率的分解結果，本文區分了新進入企業和在位企業并進行進一步討論分析。本文將產出增加值和雇員人數分別作為被解釋變量代入模型進行回歸①產出增加值按照Brandt 等(2012)提供的指數進行平減。，考察中間品貿易自由化對企業增加值和勞動力投入的影響。如表9 所示，我們發現中間品貿易自由化顯著降低了新進入企業和在位企業的產出增加值，但對勞動力投入的影響并不顯著。正如前文所言，一方面，中間品貿易自由化使得企業購買更多高質量的進口中間品，進而形成對高技能雇員的替代(Liu 和Qiu，2016；Amiti 和Cameron，2012)；另一方面，企業規模擴張會使得企業對從事簡單生產活動的低素質勞動力的需求增加(盛斌和毛其淋，2015)。這意味著中間品貿易自由化降低了制造業勞動力的技能水平，而對進口中間品的依賴以及勞動力技能水平的下降抑制了產出增加值的增長。中間品貿易自由化會使得企業通過進口中間品對高技能人才進行替代并增加對低技能勞動力的需求，總體而言對勞動力需求的影響并不顯著。

表9 對不同狀態企業產出增加值與雇員人數的回歸

五、總結性評論

本文基于1998—2007 年中國工業企業數據以及關稅數據，以中國加入WTO 為外生沖擊考察了中間品貿易自由化對中國制造業勞動收入份額的影響。本文的描述分析和估計結果均顯示，中間品貿易自由化顯著提升了制造業勞動收入份額。這與現有文獻得出的結論正好相反(余淼杰和梁中華，2014)。現有文獻的研究對象為微觀企業，考察一般貿易企業和加工貿易企業間的差異。本文的研究對象為行業，考慮到中間品貿易自由化對進口和非進口企業均可能產生影響，本文所有行業層面指標均由全樣本企業數據匯總而來，且本文依據入世前行業的中間品關稅水平進行連續分組。這是因為按照中國的入世承諾，入世前關稅水平越高的行業后續關稅削減幅度越大，從而受中間品貿易自由化的影響越大。本文的分組方式能較好地規避現有文獻按照貿易模式進行分組的弊端。機制分析表明，中間品貿易自由化顯著降低了行業的勞動生產率，但對行業人均報酬的影響并不明顯。異質性分析發現中間品貿易自由化對勞動收入份額的影響主要是由私營企業驅動的。進一步研究揭示，中間品貿易自由化對勞動生產率的影響主要源于在位企業勞動生產率的下降以及低勞動生產率企業的進入。

本文的政策建議有以下幾個方面。首先，中國應進一步降低進口中間品關稅以幫助越來越多的企業進入國際和國內市場，這有助于構建國內國際雙循環相互促進的新發展格局。其次，本文所提出的對進口中間品過度依賴的問題至今仍未得到有效解決。中美貿易摩擦以及新冠疫情爆發造成的關鍵零部件供應短缺給中國企業生產活動帶來了極為不利的影響。因此國內企業應加大研發力度，主動學習國外先進技術，逐步擺脫對進口中間品的過度依賴，以更好地應對未來不利的貿易沖擊。最后，政府應提供更多的培訓服務平臺，幫助勞動者提高自身技能。這不僅有助于提高勞動生產率，而且有利于企業積累更多的人力資本，提升自身創新能力。