市场力量与劳动收入份额:理论和来自中国工业部门的证据

申广军 周广肃 贾 珅

一、引 言

近年来，我国收入分配不断恶化的状况引人关注，而初次分配格局无疑是思考收入差距扩大原因的重要环节①比如，北京师范大学的李实教授认为，过去十多年劳动收入份额不断下降，说明收入差距扩大主要发生在初次分配中。引自《专家建言:中国要在增长和分享之间寻求平衡》，具体内容请参见以下网址:http://finance.people.com.cn/GB/1045/6180016.html。。事实上，中国的劳动收入份额从 90年代中期开始降低(白重恩和钱震杰，2009；吕冰洋和郭庆旺，2012；罗长远和张军，2009a)。根据白重恩和钱震杰(2009)的研究，改革开放至20世纪 90年代中期，中国的劳动收入份额像“卡尔多事实”预测的那样基本保持不变，但是其后十年间却迅速下降。即使剔除统计口径变化的影响，1995—2003年劳动收入份额下降幅度也超过5个百分点。这一趋势变化并非中国独有:欧洲国家自20世纪80年代以来也经历了劳动收入份额显著下降的过程(Harrison，2005)。Karabarbounis和 Neiman(2014)的研究甚至指出，劳动收入份额下降已成为全球趋势。劳动收入份额的趋势性下降引起经济学家的广泛关注，有理论和现实两方面的原因。从理论上讲，新古典经济学遵循“卡尔多事实”，认为要素分配份额在经济增长过程中保持不变(Kaldor，1961)，而最近的经验观察向相关理论提出了挑战。从现实角度来看，劳动收入份额表征收入在资本和劳动两大生产要素之间的初次分配状况，劳动收入份额降低直接导致收入差距扩大，影响着从个人健康和人际信任到长期增长和政治稳定等社会各个方面，因而具有重要的政策含义(Alesina和 Perotti，1996；Barro，1999；周广肃等，2014；申广军和张川川，2016)。

现有研究从不同角度探究了劳动收入份额下降的原因。Giovannoni(2015)综述了国外的相关研究，将劳动收入份额下降的原因归为三类:技术变化、经济开放和金融发展(Berman 等，1994；Rodrik，1998；Guscina，2006)。王晓霞和白重恩(2014)回顾了国内对劳动收入份额的研究，认为影响要素分配格局最重要的因素是经济结构转型、有偏技术进步以及产品市场扭曲等三个方面。经济结构转型对劳动收入份额的影响具有较大的研究共识。例如，白重恩和钱震杰(2009)认为农业部门向非农部门转型一直是左右中国总体劳动收入份额的主要力量，1995—2003年间劳动收入份额下降的5个百分点中，超过一半可以归因于经济结构转型。罗长远和张军(2009a)也指出，第一产业的劳动收入份额最高，但是该产业在经济中所占比重迅速下降，这是1996—2003年间劳动收入份额下降的主要原因。因此，想要提高劳动收入份额，首先要优化中国经济的部门结构和产业结构(范从来和张中锦，2012)。经济学家对技术进步如何影响劳动收入份额也得到了相似的结论。黄先海和徐圣(2009)将劳动收入份额下降的原因进行分解，发现劳动收入份额下降主要由劳动节约型技术进步导致。陆菁和刘毅群(2016)进一步指出，资本扩张对劳动收入份额的影响取决于要素间的替代弹性。通过测算1990—2010年间中国工业部门的要素替代弹性，他们发现资本深化和资本增进型技术进步都显著抑制了劳动收入份额。

然而，关于市场结构与劳动收入份额的关系，现有研究还没有得到一致的研究结论。从理论上讲，在竞争不充分的市场，企业通过强大的市场力量能够获取更多收益(垄断租金)，但是收益如何在资本和劳动两种生产要素之间做出分配并不确定。因此，市场力量对劳动收入份额的影响，在很大程度上是一个实证问题。Blanchard和Giavazzi(2003)构建的两部门模型分析发现，如果资本和劳动两种生产要素的议价能力不变，产品垄断程度降低有助于提高劳动收入份额，这意味着更强的市场力量会导致劳动收入份额降低。国内文献中，白重恩等(2008)较早地分析了市场结构和劳动收入份额的关系。他们在迪克西特和斯蒂格利茨的垄断竞争框架中引入差异化的企业目标函数。由此建立的要素分配份额决定模型显示，垄断能力越强的企业，要素分配更偏向资本。作者还使用工业企业数据库(1998—2005年)进行验证，发现市场力量越强的企业，资本收入份额越高，劳动收入份额越低。然而，最近的研究使用1998—2007年工业企业数据库，却发现垄断程度强的行业竟然有着较高的劳动收入份额( 珅贾 和申广军，2016)。

进一步研究市场力量对要素分配的影响具有重要的意义。从理论上讲，国内对市场结构如何影响劳动收入份额没有达成共识，一定程度上是因为以往研究有不少需要改进之处。比如，白重恩等(2008)在实证分析市场力量对资本收入份额的影响时，使用销售收入减去销售成本再除以销售收入作为加成系数(markup)的代理变量，这相当于将利润份额直接回归到利润率上，得到的正相关关系可能仅是会计上关系。本文基于更为严谨的方法衡量企业的市场力量，以克服这一问题，并在回归时控制企业的利润率。因此，本文分析的是，即使企业利润率相同，如果利润更可能来自企业的垄断力量，那么资本方将分成更大比例，而劳动收入份额较低。 珅贾 和申广军(2016)的研究使用城市—行业层面的赫芬达尔指数衡量市场力量，但是这一指标难以深入企业层面，因此其系数可能反映了城市—行业层面不可观测因素对劳动收入份额的影响。本文直接衡量企业层面的市场力量，得到的结论更为可靠。从政策意义上讲，以往研究并未明确指出近年来中国市场结构的演进趋势，因此也不能清楚地表明企业市场力量的增强能导致劳动收入份额有多大程度的下降，进而无法理解市场偏离完全竞争带来的分配效应及其长期影响。本文研究发现，劳动收入份额的下降有10%可以归因于企业市场力量的增强，对于存续企业这一比例达到 30%，可见需要对市场力量的持续增强保持警惕，避免偏离完全竞争的市场结构对中国收入分配格局产生更不利的影响①劳动收入份额既取决于企业在产品市场上的垄断能力，也取决于企业在生产要素市场上的垄断能力。由于以下原因，本文仅关注产品市场的市场力量，而将要素市场的就业份额和融资能力作为控制变量。首先，要素市场对劳动收入份额的影响已经得到较多的研究。其次，要素市场的情况更加复杂，不仅要考虑单一要素自身市场结构，还要结合要素间的替代弹性，考虑不同要素市场的相互影响，不易在一篇文章中清晰地阐释。。

二、理论框架和研究假设

(一)分析框架

本节通过扩展Kalecki(1954)的理论模型来分析市场力量和劳动收入份额之间的关系。在 Kalecki看来，收入分配反映了资本家将工资成本转化为产品销售价格的能力:如果资本家能够将工资成本转化为价格，就能得到较高的利润和较大的利润份额；相反，如果资本家难以将工资成本转化为价格，利润份额就会降低，而劳动收入份额有所提高。将工资成本转化为销售价格的能力本质上就是市场力量，因此市场力量越强，劳动收入份额就会越低。为了更好地表达上述思想，可以从国民收入账户核算开始分析①虽然后文实证分析是基于微观企业数据，但是为了遵循 Kalecki的思想传统，这里的理论模型是在宏观层面构建的。实际上，也可以从企业角度来理解本节模型，即可以把经济总产出理解为企业增加值(劳动者报酬和企业利润之和，抽象掉政府税收)，企业主(资本家)获得利润，工人获得报酬。。

为了简化分析，国民收入账户核算可以抽象掉政府和国际经济交往。此时，经济总产出Y可以根据收入法写成:

其中，W表示工人的工资收入，Π表示资本家的利润。根据定义，劳动收入份额α=W/Y，而利润份额或者资本收入份额β=Π/Y，并且α+β=1 。

假定资本家有一定的市场力量，这意味着资本家可以将其产品在生产成本基础上加价再销售出去。假定这一加成系数为k，那么有:

其中，Pm是中间投入成本，资本家的生产成本为(W+Pm)，销售收入为 k(W+Pm)，所以利润可由上式得到。

现在，收入法的国民账户恒等式可以写成:

结合劳动收入份额的定义，可得劳动收入份额为:

(二)研究假设

公式(4)为分析市场力量和劳动收入份额的关系提供了依据。首先，k作为加成系数，反映了市场力量。在完全竞争市场有k=1，这时候资本家的均衡利润为 0，因此劳动收入份额α=1也顺理成章。当资本家具有一定的市场力量时，即k＞1，他们能够获取正的利润，而劳动收入份额α也小于1。通过求导可以得到市场力量和劳动收入份额的关系为:

由于0≤α≤1且 j≥0，所以，即当市场力量增强时，劳动收入份额降低。这与本节开头的逻辑推理是一致的:当市场力量增强时，资本家能够将成本(包括工资支出)以更高的加成系数转化为销售价格，因而利润份额提高而劳动收入份额降低。因此，可以提出本文要验证的假说:劳动收入份额与企业的市场力量负相关。

(三)扩展

以上分析假设企业凭借其市场力量赚取的利润全部归于资本家，即Π=( k-1 )⋅(W+Pm)，因为工资W是事前确定的。但是这一假设可能并不符合现实。更接近现实的设定是，W是事前确定的工资水平，或者是期望工资，而在利润实现之后，工人和资本家要对收益进行分成。假定双方通过纳什议价过程决定利润的分配，工人从利润分成中可以获得额外收入W，大小取决于其议价能力δ∈( 0,1)。因此，均衡时W为式(6)的解:

也就是说，企业通过市场力量获取的额外收益(k-1 )(W+Pm)，工人得到w，资本家得到(k-1 )(W+Pm)-w。求解式(6)可得:

因此，劳动总报酬在增加值中的份额为:

假定工人的议价能力δ在短期内没有发生变化，则有:

因此，即使在更宽松的假设下，仍然可以得到本文要检验的假说，即劳动收入份额与企业的市场力量负相关。

三、数据与变量

(一)数据

本文实证分析主要使用“中国工业企业数据库(Chinese Industrial Enterprises Database)”。在进行实证研究之前，我们先按照文献中常用的方法对数据进行清理。首先删除了关键变量(如企业代码、总产值、总资产、销售收入、工资及福利等)缺失的观测值。其次，剔除了明显不符合会计准则的企业，比如总资产小于流动资产或者固定资产、总负债小于流动负债或者长期负债等。再次，删除了从业人数少于10人的企业。最后，为了剔除极端值的影响，对所有变量在其经验分布的两端进行了1%的缩尾处理。

(二)劳动收入份额

本文根据工业企业数据库计算出研究对象——劳动收入份额。在宏观加总层面，劳动收入份额是国民收入中由劳动者获得的部分；对应到企业层面，劳动收入份额是劳动者报酬占增加值的比重，其中劳动者报酬包括工资和福利费两部分。根据收入法计算的增加值由四部分组成:固定资产折旧、劳动者报酬、营业盈余和生产税净额。因此，劳动收入份额根据下式计算:

(三)市场力量

本文的核心解释变量是企业的市场力量。与第二节的理论框架和文献传统一致，本文使用企业加成系数(markup)来衡量其市场力量。加成系数定义为产品价格和边际成本的比值。工业企业数据库并未直接报告这两个指标——事实上，很少有企业数据能够提供边际成本的信息。因此，如何计算加成系数是首先要解决的问题。本文参照De Loecker和Warzynski(2012)的方法来计算企业层面的加成系数。该方法假设企业i在t年的生产函数是:

其中，Lit、Kit和Mit分别表示企业的劳动投入、资本投入和中间品投入，ωit是企业生产率。生产函数F(⋅)具有良好的性状(连续且二次可微)。因此，企业的成本最小化问题可以写成:

其中，wit、rit和pit分别是对应生产要素的价格。为了更加契合中国的情况，Lu和Yu(2015)在使用这一方法时建议增加一个约束条件，其中 I[⋅]是指示函数，当企业为国企时( Dit=1)等于1。该条件刻画了中国经济的这一特征:为了维护就业稳定，地方政府经常要求国有企业至少雇佣人。综合以上两个约束条件，企业的优化问题可以写成如下形式:

其中Pit为最终产品价格。

其中qit、lit、kit和mit分别表示产出、劳动投入、资本投入和中间投入品的对数值。资本投入和全要素生产率ωit根据杨汝岱(2015)的方法计算，其他三个指标均为工业企业数据库报告的数据。由于只有劳动投入为数量，产出、资本和中间品都是以价值表示的，为了剔除价格的影响，本文使用价格指数进行调整。通过分行业回归方程(15)得到各个系数的估计值，容易计算，进而根据式(14)得到企业层面的加成系数。

估计结果显示，1998—2007年间，企业加成系数不断提高。图1展示了三个代表性年份企业加成系数的分布情况。整体而言，三个年份的加成系数都较为接近正态分布(略有右偏)。1998—2007年间，分布不断右移，显示出加成系数逐步提高，企业的市场力量正在增强。1998年，加成系数均值为1.14，也就是说企业在出售产品时能够在边际成本的基础上平均加价14%；这一数字在五年后变成1.38，十年后增加到1.62，即企业可以加价62%来出售它们的产品。这一趋势与企业利润变化趋势一致。根据工业企业数据库计算的资产回报率(ROA)显示，1998年平均不到4%，2007年增加到11.9%，资产回报率增长了三倍。虽然加成系数的增长趋势十分明显，但是另一个事实也不能忽略，即加成系数的分布变得更加“扁平”。用变异系数(均值除以标准差)来衡量加成系数的分散程度，1998年为 3.3，2007年增加到 3.8，说明企业的市场力量在提高的同时，企业间市场力量的差距也在扩大。通过十年的发展，有些行业仍然处于白热化竞争阶段，而另一些行业可能经过兼并重组，已经形成了一批具有市场力量的大型企业，因此市场力量的差距逐渐显现出来。

图1 加成系数的动态变化

(四)描述性证据与控制变量

在正式的实证分析之前，本文可以先通过描述性证据来直观地展示市场力量和劳动收入份额的关系。为此，本文分别在行业和地区层面查看了加成系数和劳动收入份额的相关关系(图2)。比如，散点图(a)是在行业层面计算的，即每个点代表每年各二位数行业内所有企业加成系数(横轴)和劳动收入份额(纵轴)的平均值。拟合线显示了二者高度负相关，即加成系数越高的行业，平均劳动收入份额越低。同样，散点图(b)是每年各省样本企业加成系数和劳动收入份额的平均值，也表现出明显的负相关。整体而言，加成系数和劳动收入份额均值在行业层面的拟合线比地区层面更陡峭，一方面反映出劳动收入份额更多地是由行业特征决定的，因而其行业分布比地区分布更为分散；另一方面也折射出加成系数在地区之间存在较大的差异，说明地方政府可能通过政企合谋、市场分割等方式提高企业的市场力量(申广军和王雅琦，2015)。

图2 加成系数和劳动收入份额

图2展示的加成系数和劳动收入份额的负相关关系，并不能直接归结为市场力量对劳动收入份额的影响，因为可能存在“其他因素”同时影响加成系数和劳动收入份额。换言之，图2显示的相关关系可能是由遗漏变量导致的偏误。为了进一步刻画市场力量和劳动收入份额的关系，实证分析中需要控制可能造成偏误的变量。根据现有文献的研究，本文使用的控制变量主要包括以下两个方面的变量。首先，在企业层面，回归控制了企业的基本特征(企业规模、年龄、盈利能力、出口状态等)①企业规模定义为固定资产对数，年龄根据企业开业年份计算(也为对数形式)，盈利能力为资本回报率，出口状态为企业是否出口的虚拟变量。。考虑到技术进步和外部融资对劳动收入份额的影响，本文使用资本劳动比衡量企业的生产技术(Acemoglu，2003；黄先海和徐圣，2009)，使用资产负债率和财务费用(用总负债标准化)衡量企业面临的融资约束(罗长远和陈琳，2012)。为了控制企业在劳动力市场的垄断力量，回归还控制了企业在当地同行业的就业份额。其次，回归在城市—行业层面控制了市场结构和开放程度。其中市场结构使用赫芬达尔指数来衡量，旨在剔除行业整体市场力量的影响，从而使本文的研究专注于企业本身具有的市场力量；开放程度定义为本地同行业企业的出口比例，以控制经济全球化对劳动收入份额的影响(Harrison，2005；罗长远和张军，2009b)。此外，国有企业的劳动收入份额一般显著高于私营企业(白重恩等，2008)，多项研究都指出上世纪末的国有企业改制和随后的私有化过程都导致劳动收入份额下降(白重恩和钱震杰，2010)。因此，有必要控制企业的所有制特征。在具体分析时，企业的所有制虚拟变量和城市—行业内国有部门的就业份额都作为控制变量加入回归方程。为了考察市场力量对不同类别企业的劳动收入份额的影响，本文还分所有制类型进行回归分析。表1描述了本文主要变量的统计特征。

表1 描述统计量

四、实证分析

(一)实证设定与基准分析

本文基准回归使用如下双向固定效应模型:

其中LSit表示企业 i在 t年的劳动收入份额，Markupit是对应的加成系数，用来衡量企业的市场力量，因此系数β1是本文主要关注的参数。Xit是一系列控制变量，用以剔除其他因素对劳动收入份额的影响。firmi是企业固定效应，可以消除不随时间变化的企业特征的影响；year是年份固定效应，用以消除同时影响所有企业的外生冲击。最后，εit表示随机干扰项。

表2报告了基准回归的结果。第(1)列除了固定效应以外，没有添加任何控制变量。回归系数在1%的水平上显著为负，说明市场力量越强的企业，劳动收入份额越低。市场力量提高一个标准差(0.41)，劳动收入份额降低一个百分点，经济意义也十分显著。但是，第(1)列的结果可能面临遗漏变量带来的偏误问题，因此，第(2)列加入了企业层面的控制变量，发现回归系数确实大幅度降低为原来的三分之一，说明第(1)列的结果高估了市场力量对劳动收入份额的影响。第(3)列继续加入城市—行业层面的控制变量，核心回归系数仍在1%的水平上显著为负，并且与第(2)列非常接近，说明市场力量对劳动收入份额的抑制作用十分稳健。1998—2007年间，加成系数提高了0.48，根据第(3)列的系数，这可以解释 0.36个百分点的劳动收入份额的变化。样本期间，劳动收入份额实际降低了 3.64个百分点。因此，劳动收入份额下降的10%是由逐渐增强的市场力量增强引起的。

表2 基准回归

(二)稳健性检验

表3和表4通过使用不同的变量、不同的样本和不同的模型设定进行稳健性检验。首先，本文使用的劳动收入份额是基于收入法增加值计算的，使用单一指标可能面临测量误差的威胁。虽然理论上采用生产法增加值或收入法增加值是等价的，但实际当中二者存在一定的差异。根据钱震杰和朱晓东(2013)的研究，工业企业数据库里报告的增加值，是生产法增加值与收入法增加值的平均。我们计算了基于生产法增加值的劳动收入份额，以此作为因变量重新进行回归。回归结果报告在表3第(1)列，系数显著为负，说明上文结论对不同的劳动收入份额指数都十分稳健。

其次，本文基准回归使用二位数行业内计算的加成系数来衡量企业的市场力量，这一指标可能面临以下问题:二位数行业太过宽泛，某些企业虽然属于同样的二位数行业，但是所生产的商品和使用的技术都相差很大，从而使得本文估计的加成系数存在测量误差的问题。此外，计算加成系数时有一个隐含的假设，即单一企业生产的产品是同质的，但是实际上很多企业生产多种产品，本文计算的加成系数也可能因此产生测量误差。为了克服这两个问题，第(2)列使用分三位数行业计算的加成系数，第(3)列使用生产单一产品的企业计算加成系数作为核心解释变量。这两列的回归结果与基准回归相当接近，说明上述测量误差的问题并不严重，因此下文分析仍旧使用基准回归的加成系数。虽然本文的估计不太可能存在反向因果的问题，但是仍面临共同决定的威胁，即存在某种不可观测的因素同时影响企业的市场力量和劳动收入份额。因此，第(4)列使用滞后一期的加成系数作为核心解释变量。回归系数仍然在1%的水平上显著为负，有助于减轻对共同决定问题的担忧。最后，考虑到上文都是使用加成系数衡量企业的市场力量，我们也使用不同的自变量进行稳健性检验:企业销售收入占当地同行业销售的比重。第(5)列的系数显示，使用这一指标也得到显著为负的回归系数，进一步证明本文分析的稳健性。

1998—2007年间，有大量企业由于经营不善退出工业企业数据库，也有许多发展良好的企业进入工业企业数据库。根据聂辉华等(2012)的统计，只有不到10%的企业连续出现在整个样本期间。退出的企业和存续的企业可能在很多方面存在系统性差异，比如，存续企业的生产效率明显高于退出企业(杨汝岱，2015)。与本文密切相关的是，退出企业的劳动收入份额显著高于存续企业，并且市场力量显著弱于存续企业。这是符合直觉的:市场力量较弱的企业却承担了较高的劳动力成本，因此更有可能退出。这两类企业的差别可能给本文估计带来偏误，因为市场力量和劳动收入份额的负相关关系，可能是由于退出企业和存续企业的差异造成的。为了进一步检验结果的稳健性，表3的最后两列将回归限制在存续时间较长的企业样本，其中第(6)列只使用存在 3年以上的企业，而第(7)列只使用存在 9年以上的企业。市场力量的系数仍然显著为负，说明即使在存续企业内部，市场力量的增强也可以降低劳动收入份额。根据第(7)列的回归结果，加成系数的提高大约可以解释劳动收入份额下降的29%，可见如果仅使用存续时间较长的企业样本，市场力量的经济解释能力将大幅提高。

表3 稳健性检验:替换自变量和样本

基准回归虽然控制了很多企业层面和城市—行业层面的变量，并且控制了企业和年份固定效应，但仍然可能有某些随时间变化的不可观测变量被遗漏，进而导致估计偏误问题。比如，根据经济发展的规律，不同行业正在经历不同的发展阶段；根据区域经济学的理论，不同地区的发展趋势也不尽相同。为了消除以上两方面的影响，表4通过加入异质性时间趋势进行稳健性检验。其中第(1)列允许各行业有不同的时间趋势，第(2)列允许各省的发展趋势存在差异。回归结果显示，系数(绝对值)比基准回归略小，说明确实存在异质性的行业趋势和地区趋势，但二者的影响并不大。因此，即使剔除异质性的行业趋势和地区趋势，劳动收入份额仍然随着市场力量的增强而下降。

表4 稳健性检验:异质性时间趋势

(三)异质性分析

上文分析显示，市场力量越强的企业，劳动收入份额越低，并且这一结果非常稳健。接下来的问题是，市场力量对劳动收入份额的影响在不同类型的企业间是否存在差异？为了回答这一问题，本文从以下几个方面进行异质性分析，结果报告在表5中。

首先，本文按照企业的所有权特征，将样本分为三个子样本:国有企业、私营企业和外资企业(包括中国港澳台资)。工业企业数据库报告了企业的注册类型，也报告了企业实收资本的各类来源，二者都可以用于识别企业的所有制。但是聂辉华等(2012)注意到，两种识别企业所有制的方法存在相当大的差别:至少15%的企业虽然注册类型是国有企业，但是已经不是国有资本控股了。可见，控股比例比登记注册类型更能及时反映企业的所有制类型。因此，按照聂辉华等(2012)的建议，本文使用实收资本比例来定义企业所有制，将企业分为国有企业、私营企业和外资企业等三种类型①本文仿照聂辉华等(2012)，根据企业实收资本，将国有资本比例超过50%的企业定义为国有企业，将外商资本金比例高于25%定义为外资企业。。回归结果显示，市场力量对劳动收入份额的影响在不同所有制企业间存在显著差异，私营企业通过市场力量获取的收益中，流向劳动者的部分远低于国有企业和外资企业(表5Panel A中(1)～(3)列)。市场力量对劳动收入份额的影响在私营企业与国有企业之间存在差异，与二者的经营目标和社会责任有关；在私营企业和外资企业之间也存在差异，可能是因为外资企业的薪酬制度更加合理，对额外收益的分成方式更为清晰。

其次，本文还将企业分为内销企业和出口企业，分类的依据是企业当年的出口交货值是否为正数。市场力量对劳动收入份额的影响在两类企业之间存在很大差距，内销企业是出口企业的2.5倍(表5 Panel A中(4)～(5)列)，这可能与中国出口有较大比重是加工贸易有关。根据戴觅和余淼杰(2014)的研究，加工贸易在中国的对外贸易中有着举足轻重的地位。事实上，中国贸易总额中约有一半是加工贸易，而贸易顺差更是全部归功于加工贸易。国内的加工贸易企业主要有两类:一类是中小企业，一类是外资企业。金融危机之前，我国东南沿海地区普遍出现“中小企业招工难”现象，因此中小企业的工人有较强的议价能力，因而有着更高的劳动收入份额，并且受到市场力量的影响也较小①第二节方程(10)可得，工人谈判能力越强，则市场力量对劳动收入份额的负向影响越小。。至于外资企业，上文分析显示，由于外资企业的薪酬制度更加合理，对额外收益的分成方式更为清晰，因此受到市场力量的影响也较小。总之，以上两点都解释了为什么市场力量对劳动收入份额的影响在出口企业较小。

表5 异质性分析

再次，本文根据企业所在地区，按照国家统计局的标准将企业分为东部、中部和西部地区的企业②三大地区的划分采用国家统计局的标准，即东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省(直辖市)；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省；西部地区指内蒙古、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、四川、重庆、云南、贵州、西藏、广西12个省(直辖市、自治区)。。回归结果显示，虽然市场力量对劳动收入份额的影响在三大地区之间存在差异，总体上东部最强，西部地区最弱，但是差别并不明显。市场力量对劳动收入份额的影响在地区之间的差距，主要源自市场化程度的差别。东部地区市场化程度较高，企业平均市场力量更弱(1.38)，但是它们的市场力量更有可能是通过产品差异化和产品质量提升来获取的，因此资本方在要素分配中更有话语权。相对来讲，西部地区市场化程度较低，企业平均市场力量更强(1.48)，但这些企业的市场力量更有可能是通过行政力量和地区市场分割实现的，故它们也需要承担就业和税收等政策性负担。

最后，我们还将企业分为重工业企业和轻工业企业，回归结果见表5中Panel B最后两列。由于轻工业企业使用更加劳动密集的生产技术(Lu，2010)，从而使得工人的议价能力比重工业企业更强，所以市场力量对轻工业企业劳动收入份额的影响较弱。

五、结论与启示

本文从理论和实证两方面分析了企业的市场力量如何影响其劳动收入份额。理论分析部分沿袭Kalecki(1954)的思路，把企业的市场力量具体化为资本家将生产成本转化为销售价格的能力。市场力量越强，意味着资本家在销售产品时，能够在生产成本的基础上加成的比例越高，因而可以获得较高的利润和利润份额，从而劳动收入份额越低。这一基准分析假设企业凭借其市场力量赚取的利润全部被资本家收入囊中，这可能与现实并不完全相符合。在扩展模型中，本文将劳动收入份额看作两种生产要素所有者(资本家和工人)对利润分配进行讨价还价的结果。理论推导显示，即使使用这种更为宽松的设定，企业不断增强的市场力量仍然会导致劳动收入份额下降。

实证研究使用工业企业数据库的微观数据检验了上述假说。与已有研究相比，本文更为科学地计算了企业的加成系数，以此衡量企业的市场力量。研究发现，市场力量越强，企业的劳动收入份额越低。具体而言，当企业的市场力量增强时，虽然工人的平均工资有所提高，但是企业的增加值增长得更快。也就是说，市场力量创造的额外价值，工人仅获得了其中的一小部分，因此劳动收入份额降低了。使用不同的变量、不同的样本或者不同的模型设定，上述结论都十分稳健。对异质性的分析显示，市场力量降低劳动收入份额的作用对于私营企业、内销企业、市场经济发达的地区更为显著。本文的发现对中国改善收入分配格局有以下几点启示。

(1)劳动收入份额下降有合理性的成份。这是因为，中国过去一段时间内处于高速追赶平台期，因此各行业的发展轨道都在发达国家有迹可循，企业的市场力量不断增强是这一阶段的典型特征。家电行业是一个众所周知的例子。20世纪 90年代，家电行业仍是小型分散生产，企业数量众多，各企业的市场力量十分有限。经过2000年左右的剧烈调整，产业集中度不断提高，企业的市场力量持续增强。近年来，光伏产业、手机生产等也在经历类似的过程。可见，企业市场力量的增强是不可避免的过程，因此劳动收入份额的下降也是市场力量发挥作用的必然结果。

(2)同时也应当看到，在中国今后的发展进程中，随着企业技术水平提升，各行业的发展趋向世界前沿，因而不再有发达国家的历史经验作为参照。这样，企业的市场力量可能就不再呈现单调增强的趋势，而是会随着行业发展阶段出现更加丰富的变化。比如，行业发展初期到成熟期，由于众多企业实行追随战略，整个行业可能会经历市场力量减弱的情况。这样，按照本文识别的机制，预期该行业劳动收入份额会有所提高。当然，由于各行业处于不同的发展阶段，因此整体劳动收入份额的变化趋势还取决于行业结构的调整与各行业自身劳动收入份额的消长。

(3)即使市场力量增强导致的劳动收入份额下降有其内在合理性，也并不意味着可以袖手旁观。实际上，本文进行异质性分析的时候已经指出，市场力量的增强可能是企业自身技术创新、提高生产经营管理带来的有益结果，也可能是由于地方市场分割、行政力量干预甚至官商勾结带来的。后一种市场力量的增强，显而易见并非合理的存在。因此，应当通过加快市场一体化的建设，推进大一统的国内市场，使得生产要素和产品都可以自由流动；应当巩固市场化进程，避免行政力量直接干预微观经济的决策和运行。这样，可以防止企业市场力量“不合理地”增强，进而减缓劳动收入份额的下降趋势。

(4)虽然市场力量的增强导致劳动收入份额下降是客观经济规律所决定的，但是仍存在改善劳动收入份额的途径。根据本文的扩展模型可知，当工人的讨价还价能力增强时，市场力量降低劳动收入份额的作用将会减弱。这一推断也在异质性分析部分得到初步的检验，比如更为劳动密集的产业，市场力量对劳动收入份额负向作用更小。因此，应当通过工会等组织凝聚工人的力量。工会在劳资政策中具有重要的法定地位，《最低工资规定》赋予了工会监督最低工资规定执行的职权，而《劳动合同法》明确了工会在签订集体合同中的主体地位(李明和徐建炜，2014)。近年来的一些研究发现，中国的工会虽然在政府的监督下运转，但仍能切实改善劳动权益(姚洋和钟宁桦，2008；Yao和 Zhong，2013)。因此，充分发挥工会等组织的职能，凝聚工人的力量，增强工人群体的议价能力，有助于提高劳动收入份额，改善收入分配格局，使更多人共享经济发展的成果。