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会员注册（二）数据
本文的经验研究以中国省级面板数据为基础，采样频率为年度，时间跨度为1995～2007年。在中国内地31个省、直辖市、自治区中，西藏自治区由于缺少较多年份数据暂不考虑，重庆作为直辖市于1997年设立，为分析方便，本文将重庆市与四川省数据合并，这样我们的样本横截面单元为29个。
文中所用变量说明如下：劳动收人占比（ls）为劳动报酬占GDP比例；劳动生产率由人均产出（y）表示；汇率水平（x）采用直接标价法，即每100美元兑换为人民币金额；经济活动人口（n）为15～65周岁人口；刻画政府行为如何影响劳动收入占比的指标（G）由政府财政支出占GDP比例表示；资本深化程度（K/Y）由资本存量与GDP比值表示；在全球化指标中，国际贸易由进口（IMP）/GDP和出口（EXP）/GDP表示，FDI/GDP指标刻画国际资本对本国劳动收入占比的影响。为考察亚洲金融危机的影响，我们设置了虚拟变量（Dummy），即1998、1999年为1，其余各年均为0。
关于各指标的数据来源，ls、x与n数据源自历年《中国统计年鉴》；IMP/GDP、EXP/GDP、FDI/GDP、G及y等指标均来源于《新中国六十年统计资料汇编》，但广东省进出口数据的数量级有误，故我们以历年《中国统计年鉴》的数据为准；省级资本存量数据来自复旦大学中国社会主义市场经济研究中心“中国各省资本存量数据（1952～2005）”，2006～2007年的资本存量数据按照Zhang Jun等（2007）的方法推算获得。各主要变量的描述性统计量见表1。
四、计量分析
（一）估计方法
本文采用以下一般动态面板数据模型，作为考察全球化等因素如何影响了劳动收入占比的基本模型：
（1－α1L）lsit=（β0＋β1L）yis＋（γ0＋γ1L）xt＋δ0nit
＋λ0（K/L）it＋ξ0Git＋φ0globalit＋μi＋εit
其中，lsit表示i省份t年的劳动收入占比，L为滞后算子：Llsit=lsit－l；yit为i省份t年的劳动生产率水平，以年人均产出表示；xt为t年的汇率水平，以人民币兑美元的双边汇率表示；nit为i省份t年的经济活动人数，以适龄劳动人口数表示；（K/Y）it为i省份t年的资本深化程度；Git为i省份t年的政府财政支出占GDP的比例；globalit包含一组全球化指标，具体为i省份t年的进口（IMP）/GDP、出口（EXP）/GDP及FDI/GDP（如上所述，仍记为IMP、EXP及FDI）。以上各变量在计量分析中均取自然对数值。μi用以控制各省份难以观察且不随时间变化的个体差异，εit为误差项，我们假定Eε=0，Cov（ε）=Ε（εε'）=0。
以上模型估计的基本条件为各解释变量须与误差项εit的过去、现在和未来值均不相关，此条件下，我们称这些变量为严格外生变量（strictly exoge－nous variables），事实上，在劳动收入占比方程中，这种严格意义上的外生关系难以成立。由于方程右边的解释变量包含了被解释变量的滞后项，从而使得解释变量与误差项εit相关，因此采用标准的随机效应（FE）或固定效应（RE）估计，将导致参数估计的非一致性。可见，估计劳动收入占比动态方程最主要的困难在于如何控制各解释变量与误差项εit的相关性，即内生性问题。Arellano和Bond（1991）提出差分广义矩（Diff－GMM，Difference generalized method of moments）估计法以解决模型内生性问题，并试图有效控制面板数据中各截面点难以观察的个体特征。
Diff－GMM估计的一个突出优点是通过控制固定效应μi成功地克服了变量遗漏（omitted variable）问题，而且还较好地解决了反向因果性（reverse cau－sality）问题。但是，差分广义矩（Diff－GMM）估计在其差分转换中会导致一部分样本信息的损失，且当解释变量在时间上具有持续性时，工具变量的有效性将减弱，从而影响估计结果的渐进有效性。Arel－lano和Bover（1995）、Blundell和Bond（1998）及Windweijer（2005）对此弱工具变量问题进一步研究并发现，将原模型中的水平方程（level equation）并入差分方程（differenced equation）联立求解，在难以观察的各地区的固定效应与解释变量的差分不相关的弱假设下，能够得到额外的矩条件，矩条件的增加能带来估计效率的提高，这种方法被称为系统广义矩（Sys－GMM）估计。在工具变量的选取上，Sys－GMM估计实际上是对原模型中的前定变量和内生变量，选择它们的一阶差分的滞后项作为工具变量和对应差分方程的相关矩条件一起进行回归⑩。
由于利用了更多的样本信息，Sys－GMM估计一般比Diff－GMM估计更有效，但其有效性需以系统估计中新增工具变量有效性为前提，Arellano和Bover（1995）及Blundell和Bond（1998）建议使用Sargan统计量（Difference Sargan）检验，其原假设为：新增工具变量有效。关于动态面板数据模型滞后阶的选取，Arellano和Bond（1991）建议进一步检验估计之后的差分残差项的序列相关性作为参考标准，在本文模型估计中，将分别给出差分转换方程的一阶和二阶序列相关检验。在一般情况下，如果没有二阶序列相关则可断定“序列不相关”的原假设成立。GMM估计又可分为一步（one－step）和两步（two－step）估计，由于在有限样本条件下两步（two－step）估计法所得统计量存在严重的向下偏误，从而影响统计推断（Bond et al.，2001），且一步估计法的渐进误差较小，较两步估计法更为可靠（Blundell&Bond，1998），因此本文回归估计时采用一步估计方法，并且，模型估计整体显著性由Wald检验来实现。
鉴于此，为有效控制各省份难以观察的个体特征等固定效应，以及各解释变量的内生性，同时避免存在弱工具变量等问题，本文将采用一步系统广义矩（one－step Sys－GMM）估计对劳动收入占比动态方程进行计量分析。关于工具变量的设置，我们进行如下处理：由于中国实行严格的计划生育政策，因此我们有理由将经济活动人口（n）当作外生变量，同时年份虚拟变量（Dummy）也为严格外生变量，为了稳健起见，其他变量均视为弱外生变量，我们使用系统“内部工具”，用弱外生变量的滞后项作为其自身的工具变量。
在模型估计中，除了各变量的统计检验外，我们还将重点报告与Sys－GMM有关的三项检验统计量指标。其中，Sargan检验的卡方统计量用于检验约束条件是否存在过度识别（over－identifying restrictions），即检验工具变量的合理性。具体地，我们将在回归结果中同时给出Sargan检验的卡方统计量值及其伴随概率p值。AR（1）与AR（2）用于检验估计残差是否存在一阶和二阶序列相关性，通常认为，在无序列相关的零假设下，AR（1）与AR（2）统计量渐进服从标准正态分布。
（二）估计结果及其分析
劳动收入占比基本模型的估计结果如表2所示。其中，Sargan检验卡方统计量在一般显著性水平下均不显著，我们接受Sys－GMM估计工具变量有效的原假设，且AR（2）检验统计量值表明模型回归估计的残差序列二阶不相关，因此劳动收人占比基本模型在统计上具有有效性和一致性。对于各个动态面板数据模型，其估计结果整体显著性的Wald检验均在1%显著性水平上显著，故所用模型对各个变量的系数估计结果至少具有99%的置信度（11）。劳动收入占比滞后项（lsit－1）的系数估计值均在1%的显著性水平上显著，且为正值，可见劳动收入占比持续效应明显，这也进一步验证了理论部分所构建的基本动态模型的合理性。下面我们就估计结果进行归纳并作简要的讨论。
首先，全球化指标中的对外贸易（IMP和EXP）对劳动收入占比的影响均显著为正，这一经验结果与传统贸易理论的结论基本一致。虚拟变量（Dum－myt）与进出口贸易交互项的回归系数并不显著，但都为正值，该结论与Diwan（2001）就外贸依存度有助于提高危机期间劳动收入占比的研究不谋而合。
关于FDI对劳动收入占比的影响，理论上，外资流入缓解了国内资本的短缺，根据劳资议价模型，FDI增长应有利于劳动收入占比的改善，但经验结果显示，FDI的系数显著为负，这一结论与邵敏、黄玖立（2010）所指的FDI负向“工资溢出”效应颇为相似。对此，我们可以结合中国的分权模式和FDI结构特征来理解：（1）地方政府为FDI而展开的竞争弱化了劳动者的谈判地位，低劳动力成本被视为招商引资的必要手段，FDI通过“用脚投票”的方式在不同省份之间转移，而劳动力却因户籍制度等因素的约束存在流动障碍。简而言之，资本的议价能力被人为抬高。（2）长期以来，中国的FDI主要以邻近国家或地区为主。例如，1994～2004年中国香港在中国内地外资总额中的比重年均高达42%（Prasad&Wei，2005），并且在中国的FDI中，大约40%属于“回流型”（round－tripping）（Xiao，2004）。无论邻国或地区的外资还是“回流型”FDI，均看中的是中国廉价劳动力和地方政府的优惠政策，基于这种流入动机必使得劳动收入占比的上升空间十分有限。由此可见，FDI对中国劳动收入占比的负作用，依然可在劳资议价理论框架中得到合理解释。
其次，当期人均产出（yit）系数显著为负，而上一期（yit－1）则为正，但统计上并不显著，总体上与李稻葵等（2009）研究结论一致。一方面，就影响机制而言，当期人均产出增长的就业效应已被技术进步和劳动生产率的提高所完全抵消，进而劳动收入占比总体上呈现一定的逆周期性特征。当然，倘若从产业结构角度审视这一问题，我们还可以这样理解：随着中国经济发展水平的提高，其产业结构中第一产业与第二、三产业的比重此消彼长，由于第一产业的劳动收入占比相对较高，在现代服务业发展滞后的条件下，工业化必将引起整个经济中劳动收入占比的下降。另一方面，上一期产出的回归系数为正，也在一定程度上反映了产出对工资和就业的影响存在明显的时滞。
进一步，为考察经济增长与劳动收入占比之间是否存在“U”型关系，我们加入了人均产出平方项（），可以发现（）系数显著为正，而（yit）系数仍显著为负。由此表明，经济增长与劳动收入占比之间确实存在“U”型关系。综合劳资议价理论和李稻葵等（2009）的二元劳动力转移分析，这一结果的逻辑在于：由于经济发展过程中劳动力在不同部门间转移的摩擦力大于资本运动所面临的阻力，特别是在全球化背景下，资本方更具有谈判能力，其结果必然是劳动力回报在经济发展过程中低于其边际产出。所以劳动收入占比在经济发展初期呈下降趋势，但随着劳动力转移逐步完成及第三产业特别是现代服务业的兴起，劳动收入占比将止跌回升。