额变念的，本5=23我业者报酬份我国工企厅场音推份甲=杀日419982003年进入对揠幅具有的。；巧5招分点，其中。料主要因素杯包括行公1仃上守动者报5；汾窥下降的改制地万政以；的提高肩动者，份，提高。4争的愚和贸柯，会促进行业劳问的提出1如钱干期以，的衫年里，我国劳动5观的比重出皮书业责会科学院工业经济研究所编写的洲年企业蓝到娜兄，2盈奸能柄这4象已经引起了社会各界的广泛关注。十七再键处祜，1心循，行以国=，2，舰重，提动擦邓嫔诚=敝重而，00.。7，者产万7刀1口比这，象欣虑。，赵=巧，件例的下降会马致以差距，大，财政资冲爽加剧蔡防及人逐年上升，势必会导致收入分配不均。李稻葵2007则指出分配，知果劳动音呔比重较夭，冗在很大程产，羊。07旨出劳动所得是社会多数成员的士要严希和1宇龙，明穴多数。以有同步享受到这郎古民所，定，大这必枝，叱怎在非难以提升。，ftfn，走穴多数居民的消费双平尽管劳动者报酬份额下降的现象等刭广；丘+但何该现象运行系统锌需求不足，手举4=；=的相对碟持续走低与市场经济结构的改交=举=收的下降象进行了解释介=公77的角度对劳动者报兮额下降找，奸，和以；广=，的刚素进行，第严+第产国旁网分配比例的下降是由现代部门年扣，数佳1者，996，4.就土压力劳均资本和管，育平白=，下降的王要原因在和钱震杰2009，篇1栌科许1问=白重恩200，以及白重恩了计量分杯作产听⑶部劳动柳变线，进行部门劳地财场垄断能力的提高是导致工土却忽开寻找我围劳动者报以幽下降的康因，借旺盛的国内市班5对劳动营报霞铪的影响。，我国凭资。2，9动力资源等免势因素吸引了量的外商聊重玲年提高叩1剪2，5年各项经，卷标刚心riirat研究提供了激场。丁降，者间这种截然相反的变化趋势为我们的影=，辟剌料顿劳动娜的为本坐分析对象太工，此我择工业。，充。已有文献士都既田从，渭方九01的又献来说疋个，益的补政的1；对东的术弈人月，外资也会对东道国产生些负面影响。因此，例如1995年至2，5年卖从！黄玫立，与我酸动入你疏外资=缺注其净，`ff分架3=其71的深，异并将外资的影。响纳，额的其他抑，型和选，响劳动音报具体，引出；=3，验与实证坐，湾过对时结果的异常祥本点的影响生性问外0量的钌度量我国工业行业的劳动者报酬份额分析择工行作为本文的；工=曰1要，额的亦服以，下考虑鼓，工置部不同对分析结果因向；素在由=2间产，构成动报酬和经营利润不易叹iWriri，休剪济所有者所获得的劳统计辆民收入核箅本系中‘劳动者报者报酬份，计算产生向偏者=和经营彻，城会使劳动，少这，上。程度上工1厅上增加，占；的重，比重疋1日7；冉次，我围弈动者报珊铪的万狱份，枝化对全国总羞心和戎展这导致了非农部门劳动份铪以为营邋条，工业行业，而工业行，=1=的分析对象为年年鉴中工业企业的统重大变化，1998年以前各后统计口，1晷规=工5测年及以方法的改变，慎令忤妒厂广幻12内凋巧材核萆2003年份额的影响，我们将分析的样本期间确定为露，滓窗1拄，资本收入为折旧与营业盈余之和经济学季刊将每诗31.嗜市要素收人分配份额的均值置于1中。

　　名市平均的，81和=劳报珊，要大谢旦，者间的差异！博年；的私叫要显普大4劳动者报，4额，基本维接力生广愚囊皆中*低其大个乘生严税净额份树入份愚里现出与之相，变趋动者报珊卿以，2，3年我国工，业的劳跑=；的下胗弈她劳动者报曙额托的。冗生1炮，我们7以得。到额的变为平均劳动者报咖；厂=1中，狱诊口行总捕，阳2，首先观察各省市的1值。对于大于零这说明与料，侧年坐施，抑额均言了不同程度的下降中降们士汁业的劳动皆报曜，卿域，这说明样。5 4吉林山东海南云南西藏宁夏这增长幅气警本高于全国平均水平七劳动生产率大于零了个省市工业行业的工资a.；z7M，prrmamstic，劳动生产，提高幅度大；劳动者翁心十值小于叫，内181的下降趋势。劳动者的增长幅度，由此导致了样本却开。足也较大。如劳动者报，增长幅蹄尹以报51知颈的提高幅度旬较。，兮。5；1=7以，厨，其劳动者报酬位的件。厩动者报，额，=，者增长幅虞躜，异产生的，奸备首市工现在斜，影响飘分析啊找在着较大的差异。

　　外资能姆过影响叫即劳动生产宰土报，面。

　　者报雌，假定，门我国工亚行亚劳动本叉接1米将在已有经验文献的基础上结合我围龙奸I.量嫩量模乱刚1.，=；计量模型与数据来源本愤线豚神贿坐7，的影响2戈妓囔料碟，彼频骑间特定5主要指外资进入对东道国工资水平的直接效应与工资溢出，效应对干前告口古奶抵于有发中，产生正向的溢出效应，如8巧仙13，12001对印度尼西亚的研诠6主要指外入国劳动生产率的直接效应与技术外溢，效应。对于前者，已验文较为的结论外资企业的劳动生产率水平高于内资企业阿如付额为省市特定效应。想催时间，2003为样本期间期苟的经济臾展水平笙扣14=心咧这，如省，的地理泣置和皮控制技，步或宏观腠珊，影响为时间特定效，wfMMiiiS.

　　前文，该变量估计系师轧号，资变量耗古计系数为正。衫，=，小料相对较大时。况蛛各行动者，份额差料变化的控制变鲁跃地万政蒺济绩效克争和舰贸易开故卿的。，这两1分别度量人工幻于业的要，柬全部国有及视倾上非国有工集度算指，殿春和张宇侧入本以统什，倍财存量髓。潍心。之；4口竹鹞，为企置于资。件口剩7力投入替娜时有及规模以，旨狱全部国的帐，工心女计年1各抵域待1999年我国男，场潘晏工资差异幽和马溯动弈碟侧，局咖峨规愚随=经济学季刊2=，=歧，动力的平均观平要氏。啊话数和料1旧，1行上劳动者报曝荷。魏从亿员年平均人数的比重如iy4iHinfi，国工立经济统什年，各期由=1非圃有企化白重恩和钱雾1.009方功力1叹人份额明显高平狱份，高。胗，该量塍技，=重的触。，其劳动音叫为各省市的域镇七水平ft，域镇化水平的度量新漆多邱本1.=和缺陪，但并不影响我么；=怀贱计上有定的不足计象方法中，尤以域镇1未=去的域镇化水平同步发展时，业水平不断提高进；当工业化与城镇化基本而3善省市的元经济结构元反差指数如畔农业部⑶和传统部门以业部门动生产率现代部门劳动者报酬份额下降。但另方面又右刹的曰长，使工业仃业工业行剌者报厉愚元；4强科密，型制造1提高确，非珊业水平峨劳动者报。

　　确定。为，郝，于，政年。鉴弈巧。变量的奸系数盍期影响此=5，犊，省，重要酬等，听以=也=，企侧输，=姚弈，砚商磐遑姻键咖，泛2肯判，侧。件有文，该谓俭以市工业行业的引资程度存在坐藏治区5，遑*小，肌鲁曹西引。蒺高，尤。市峨嗜柳，制感谢评审人为本文指出这个变量。

　　并4计样本的个问而不同，而，删2006中贸易开放变量估2008中贸易开放变量的估计系数样本数均值*小值*大值符号劳动者报酬在工业行业，以中的占比资工业企业工业增加值与内资工业企业比重与行业特征相关的控制变量人均固定资产净值年平均余额对数值资本回报率的倒数女性就业人员比重国有控股工业企业全部从业人员比重国有控制工业企业产品销售收入比重与省市特征相关的控制变量计量检验与实证分析特定效应的棚，到，膣娜截面基本结先然科估=进行，碟本文的资变量的不同度睬3 3，析要专虑内生性问外论的影响。异吊样本点以及被解释变量的不同度量对本文基本结基本估计结果为健，佳计模型各估计棒，干的列至躜列各嗯m7fv；fT进行，此后则在该估师，甚础巧劳动者报，额餐资变量由乾分省市的部分年汾崎粗幻祈往模翌干添加些控制变量。

　　尺双规侯型遣各几，M5，列和第列模型应，用固定效，型，随机效应模型进行估计，机局奠型或固定效应模型所=，4所报告的结果为=1=显著性她，射量估计系数的大小在区间，疼呈厂恨据第，分内容的相关阐述我们将模型，s，K仍于，yl准差为，心在，且在显著性水平下雌括应的和口。样本期间内外资进，步扣=1=1怀准专为08同时去，对行置劳动辛，=.劳动，的，到制私酿据如冗，明限制使锢术外，应受巧⑩胁干村侧触进行计量口舰，无法彻，的工资溢出fS10 5者，懋匿名评审人为本文提出这点。

　　再看控制行业特征的两个主要变量= 15，在，显著性水平下显著为王，与预期=反，的佳1+系以由雌出结以我国工心行业料本，的影响因第进行了计十。报数据对工幻于亚洛显著，出结论认为。我国魅本的倍计系数并不在。咐近。而本+结果。巧好步，的替4生应该3，弹怜应该这于1.资本密臭变变资。3与劳动力投酿这说咿局间内氕塍没有批显著以员性别构成的影响，1并不受其就。is；ri，年付心砂的面行和伊，正。而李稻弈2国有比重变量的估计系数显著为阶中劳动者狱，现衫的国有，也会降文的柬娜文持了后者的料，十，山副能力的提1元经结构5涪亦，F，lt私堂为王的域镇化模式。析后稳建1号及显著性并不，其分大多数控制夺*都可能存在因，=拽其遑，再亍灯我阴叫办皆量的，舌，替口其估计系数仍未能通过显著性检验，我们还尝试魏料=，但其郎系数仍不显了劳动者报酬份额。〃数显著为负说明政府间经济绩效竞争降低，理，料致侧丰富要去上升，由斯托拍弈尔因为贸料，峨，提高遑徼要劳动力，估计结果的稳健性分析十，系的稳嫔性为到止汁业劳动者报贿颂间的这种负别考，情形哪揠士7的奸结果。本文以下分关其是劳动者报贿铪也；影；各需量可能与残差项桓工，加趾重这力巧巧业与树以以值称量躜。来考寅静=.和工亚总产5其巧，伸咕眺碰核，要杜=1心，桌斤本点的影响。*后。我们将被涫捅潼替连心时，报珊，2，以霜遑与料者报贿糊；=六无否遑于劳动者份，量躜的选1稳建性晋耳其于4中的第34列模型，即后文所指的模型34.

　　内生性问，2前所这椁型内生性问的产生可能源于两防面的原因其旱择报曝额稽会舰，或嫉的塍，颜使蒉景=差项相关，引致内生性问。以模型34为检验模型，将模型中外资控，量的当期项替换为其各自的滞后，项。仍。然采用固定效应模财扉重新进行估计。要的。佳七结果马解剪妓的相，靡岭靠麟滞期项当期。变量与当期残差顿，引致的内5，1有效夂只是这触摘斯，模要，=！显著耗关系，只塍，娜要，在显著的负7计算贿变漏力。料。池蛛的万法，变化幅度的计算期间为呢年至⑴守样木期阒内外儋变量平均度的计为年以，报封变化幅31.49，略低于4中模型34的计算结果资支里的头际解释力为资的=高低也会用。将外的剿局=份1双可因果关系所带+的，士偏。法开个办。消除这作为贿变量社具哪2，5也考虑将外资变量的滞后，项。奸仍=，咖1运侧，胯，8顿广州缝抒，异德嚷线蒉结耗6，是怪验变量内生性的统量，验的原假，首坐姻量的内生魏验结果，生性肺；=3生变更，213估1十是无，致的右凡十；化7，十系数为0 645，且在5的昆著以平下君龙17刑；1广模型估计结比，料数的料值要彻，两1=辟外资变量的负向作用被严重工已畋产算队咨的邮，16具体计算方法前文17在两阶段*X，果与1到。3以=，起始年份也变为999年至2，3年*计算结果的2陪。7解释力为77 39，约为模型34及滞后期项模型外资变量的不同度量量，擂是否。著理1侧的。滞娜；以；=；黯1汁，主要估计结果彖6厂。上里，3.。1法对广结果的，健性分析注括号内为估计系数的标准差外资变量内生性检验的相伴概率。

　　分别代1051的显；异常样本点的影响土，本；平均引1巧，添两组子样本，自酬。糊弈物=为=；间内西藏省和福建省的平均引资程度料左衣而广东为检验衫的王要估计结果是否等心，值的祝倍。

　　两。1百分，数为怀准将3，省市，3户辞，产刀兄试，以将引。的5，不平下显著。制在，5工她，心！以=提高购变系的大，显著性均没肯好额件柿遑找度的经济学季刊高，以及资本回报率的提高Mx估计系数*终作用汊鲆释变为2的估；+年果要素篇2.=蝴卿姆法定义的然以，侧为解释变制重新揠扯，线，胯64别郎模心有改变夕；俩量的估计坐！4=7的基。本结法仍然没结论及政策含义晋讨了的=2=，因，重，铪平均降低了约5，占卿年我国以行，动音报报额的降幅真有的1化源。塌=；以厂工。用高私蝴者报滕。愚峨弱易开放度的提钱以巧与劳动局，趣，相国攻府撤没计出合话的以丁满财叫糊指出晋道，国娜，彻教下=！=外，胗塍吹，了，了4卿政巧坤，岬弈政腽诱许行门=据晚弈来魏1；1.本处唧的大部分均晷内资金从，致，科学侧讲以坎1甘1征祝。可能呀地浓，收。，政第吸引碟该施，市场前景心坐弈方面，加，751357rpjS，riif4.，刑所付，毕乃实行新税法良外儋企叱的税每略有上卉朽法的买行有社十资遑国劳动者报珊，色向年。

　　其次，发展劳动密集型产业继魏，有企遑革，哝竞争以及扩，易开放都将有利于提高工，置劳巧者卿胸1；夫2007以拄较无，技劳动心自动力相对密集区段的生产活动，这奸以创造更多匐s有劳动力的夯人加入到正式的就业市场，分享经济发展的果实。社会财富不断增加劳动者报酬占⑶理比例却逐年下降肖断增加的社会财富越来越朝嗣少数人集4贫富差距躜成果越来越为小数所分享。目前我围劳动者报5；阽观比洌不枝降料正常现象，头际上是社会不公在财富分配领域的折射，是收入分配不公的结果与反映。晋社会的氧目的是魏共同，魏，会的，1才能使社会和诏定展。要想，到这标，就必须建立健全利益共享相制在分配的比重。

　　4蔡防，实现*大化就业是社会和谐的经济基础，文汇报，2006年10月24日。

　　5蔡，探索适应经济发展的公平分配机制，人民论坛，2，5年10月17日。

　　第17页。

　　18李实马欣欣，中国械镇职工的性别工资差异与职业分割的经验分析中国人口科学，2006年5K.2Ll 19林毅夫，林毅夫初次分配要实现公平与效率的统，人民日报，20，7年，引自新华网=鲁以狱，塍。0说第313页兀济的结构转变与增长分析，数量经济技术经济研究，27刘欲。瞻咖顿，1=化。伟沿别赵俊康我国劳资分配比例分析统计研贼遍年第以。

　　叫中国科化预测研究中心优惠下的陷胖税收政策与我国对外贸易，上作略仍总第