制造业服务化、行业异质性与劳动收入占比——基于微观企业数据的实证研究

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制造业服务化、行业异质性与劳动收入占比
——基于微观企业数据的实证研究

唐志芳顾乃华

制造业服务化已成为产业和企业转型升级的重要途径，而制造业服务化水平提高离不开服务劳动收入分配改进。不同行业有基于要素投入结构、技术水平、对外开放度、市场结构和垂直专业化等方面的异质性，从而影响其劳动收入分配效应。从行业异质性角度研究我国制造业服务化与劳动收入占比的关系，利用中国工业企业数据库与世界投入产出表匹配的面板数据，实证分析制造业服务化投入的不同行业特征对劳动收入占比变化的差别影响。结果显示，制造业服务化对劳动收入占比有着积极的促进作用，且具有行业异质性特征。分行业看，制造业的资本密集度越大、技术水平越高，投入服务化对劳动收入占比的正向作用越强。同时，开放程度和市场结构等行业异质性因素通过制造业服务化对劳动收入占比产生间接影响。制造业服务化过程中，要有效提高劳动收入占比，需注意不同制造业行业投入服务化对劳动收入占比的不同促进作用。提升垂直专业化分工地位，并获取实质分工和贸易利益，是提高劳动收入占比的治本之策。

制造业服务化； 行业异质性； 劳动收入占比； 要素密集度

一 引 言

近年来，在制造业日益融入国际市场的进程中，我国尤其是沿海地区的制造业行业结构不断优化，高新技术产业和先进制造业的比重逐年提高。而与之形成鲜明对比的是，自20世纪90年代后，我国劳动收入占比尤其是制造业劳动收入占比一直呈下降态势，不仅与发达国家差距明显，甚至低于大多数发展中国家。在社会保障制度不健全的背景下，劳动收入占比低可能不仅意味着劳动和资本收益分配的失衡，也或许将成为经济发展和社会稳定的绊脚石。

从行业职工平均收入看，制造业行业的职工年平均收入是最低的。制造业劳动收入占比过低，是宏观层面劳动报酬占增加值比重持续下降的重要原因。1995-2011年，制造业劳动收入占比从41.69%下降到39.06%，分行业均值仅为38.40%。是什么原因造成制造业部门劳动收入占比过低及增长乏力呢？制造业服务化水平不高是主要原因。我国生产性服务业发展滞后、结构不合理对劳动收入占比增长产生了抑制效应。发达国家普遍存在“两个70%”现象，即服务业产值占GDP的70%，生产性服务业占整个服务业的70%，而我国目前服务业占比和生产性服务业占比均不到50%，发展明显滞后。制造业劳动收入占比的下降与工业化达到一定程度后，服务型经济推进缓慢有关。随着全球经济由“工业化”向“现代化”迈进，为提高竞争力，制造业企业逐步将产业链从以制造为中心向以服务为中心转型，这种转变过程被称为制造业服务化，是企业实现转型升级的关键因素。制造业服务化包括制造业投入服务化和产出服务化，前者指的是制造业中间投入由实物中间投入逐渐转向服务中间投入，后者是指制造业产出由实物类产品向服务类产品转变。从直接消耗系数和完全消耗系数看，与发达国家及金砖国家相比，2011年我国制造业投入服务化分别不到15%和约为40%，制造业服务化发展水平明显偏低，尤其高端服务能力不足。制造业企业呈现创新能力落后、自主品牌缺失及组织能力低下的局面，从而导致制造业效率提升缓慢和劳动收入占比降低。另一方面，行业异质性因素对制造业劳动收入占比下降有重要作用。制造业服务化的行业差异明显，相比劳动密集型行业，资本及知识和技术密集型制造业的投入服务化需求更高。在低技术制造业，由于规模经济、范围经济尚未形成，与行业配套的硬件设备和软件设施都存在不足，所以对服务中间投入的需求不高。投入服务化行业结构的不合理，对劳动收入占比提升产生阻碍作用。地区和行业间招商引资的恶性竞争行为，要素市场扭曲以及垂直专业化分工地位的低端锁定，均不利于制造业劳动收入份额的分配。从国内外趋势来看，制造业服务化是经济转型升级的需要。本文主要探讨发展服务业，提高制造业投入服务化能否提高劳动收入占比？投入服务化是否对不同行业制造业的劳动收入占比产生差异性影响，表现出行业异质性特征？本文试图找到这些问题的答案，为我国政府如何提高制造业服务化水平，以及针对不同特征行业如何通过服务中间投入提高劳动收入占比提供建议。

本文接下来的内容安排如下：第二部分为文献综述，主要从制造业服务化、行业异质性以及技术进步等方面论述其对劳动收入占比的影响；第三部分主要以第二部分的论述为依据设定计量模型，并对所需变量的度量方法和数据进行说明；第四部分根据计量估计结果，分析制造业服务化、行业异质性对劳动收入占比的影响；第五部分进一步探讨行业异质性因素通过制造业服务化对劳动收入占比产生的间接影响；第六部分是结论与启示。

二 文献综述

国内外学者从不同的维度分析了劳动收入占比的影响因素。第一，生产技术的影响。Acemoglu(2000)[1]认为均衡增长路径对应着劳动增强型技术进步，这会使劳动收入占比保持稳定；转型路径对应着资本增强型技术进步，会降低劳动收入占比。Bentolina和Saint-Paul(2003)[2]对OECD国家的研究表明，资本增强型技术进步与劳动收入占比负相关。另外，采用资本产出比或资本劳动比来控制要素相对价格的变化，发现若资本与劳动为替代关系，则劳动收入占比与资本产出比负相关；反之，若为互补关系，则呈正相关关系。姚毓春等(2014)[3]发现，工业部门技术进步朝偏向于资本方向发展，引致劳动收入份额的下降。第二，不完全竞争市场。罗长远(2008)[4]指出如果产品市场是非完全竞争的，由于产品价格受成本加成份额的影响，会导致劳动收入占比下降。Spector(2004)[5]认为要素市场的非完全竞争主要表现为劳动相对资本的谈判能力，进而影响垄断利润在要素之间的分配比例，从而对劳动收入份额产生影响。第三，对外开放。罗长远和张军(2009)[6]的研究表明，FDI、资本密集型产品出口都不利于改善劳动收入占比。邵敏和黄玖立(2010)[7]研究发现，外资对劳动收入占比的负向作用主要源于负向的“技术外溢”效应。蒋为和黄玖立(2014)[8]利用2000-2011年省级面板数据进行实证考察，认为国际生产分割的上升导致了劳动收入占比的下降，且这种负向效应与我国在国际分工中的地位密切相关。上述文献主要从宏观层面解释劳动收入占比的变化，除此之外，部分学者从微观因素出发，对劳动收入占比下降的原因展开了广泛讨论。张杰等(2012)[9]以制造业部门为研究对象，得出劳动力的地区流动、外资进入及出口均对我国制造业企业劳动报酬比重产生抑制效应这一结论。白重恩等(2008)[10]发现国有企业改制和企业垄断力量变化是资本收入份额提高的主要原因。周明海等(2010)[11]认为民营和外资企业对劳动收入占比产生负向影响。Bental和Demougin(2010)[12]发现企业工资水平决定劳资博弈力量，从而影响企业劳动收入占比。

综上，现有文献大多采用宏观数据进行整体实证检验或微观数据进行企业异质性分析，基于行业异质性角度的讨论却很少；其次，现有文献主要对劳动收入占比行业差异进行统计性描述，忽视了行业间劳动收入占比的实证检验及比较分析；最后，从制造业服务化的角度对劳动收入占比进行解释还比较少。针对上述研究现状，本文做了以下补充和改进：与其他行业相比，制造业的要素投入结构以生产性服务投入为主。而由于各行业要素投入的资本密集度、技术水平等存在差异，行业对外开放度、市场结构和垂直专业化等也会呈现不同程度的异质性特征。探讨这些行业异质性特征对要素收入分配的影响具有重要的理论和现实意义。当前，制造业服务化已成为全球趋势，受互联网等新技术的影响，制造业产业链全球化延伸和再配置不断加速，生产性服务业对制造业的渗透加深。通过计算直接消耗系数或完全消耗系数可知，制造业对生产性服务业的依赖程度逐年上升，制造业中间投入服务化趋势明显。要素投入结构的变化显然会改变要素的收入分配结构，进而影响劳动收入占比。在制造业服务化不断扩大和深入的情况下，有必要考虑制造业服务化及其行业特征对制造业劳动收入占比产生的综合效应，这是本文的拓展方向。

另外，文献中也有学者对影响制造业服务化的因素进行了细致研究。黄群慧和霍景东(2014)[13]利用1995-2009年主要制造业国家的投入产出数据进行实证分析，发现服务业相对生产率、经济自由度、人力资本水平和创新能力等因素对制造业服务化具有明显推动作用，而制造业附加值率和行业竞争程度等因素对制造业服务化有一定的抑制作用。刘斌等(2016)[14]研究了制造业服务化与价值链升级之间的联系，证明两者呈正相关关系。本文也将研究影响制造业服务化的重要因素，并了解这些因素如何通过制造业服务化对劳动收入占比产生间接影响。

基于此，本文拟从行业异质性视角，利用微观企业数据，对制造业服务化与劳动收入占比的关系进行系统性研究。与已有文献相比，本文的创新性主要体现在：(1)从行业异质性角度分析制造业服务化对劳动收入占比的影响；(2)通过中国工业企业数据库与世界投入产出表的匹配，采用门槛回归模型和样本分组回归实证检验不同行业特征制造业服务化的劳动收入分配效应，并进行对比分析；(3)分析行业异质性因素对劳动收入占比影响的差异性，进一步探讨这些因素通过制造业服务化对劳动收入占比产生的间接影响。

三 制造业服务化与劳动收入占比关系的模型构建及检验

(一)计量模型构建

为探究制造业服务化、行业异质性对劳动收入占比的影响，本文利用中国工业企业数据库与世界投入产出表匹配的面板数据构建计量模型并进行实证分析，包括普通最小二乘回归模型和门槛回归模型。进行门槛回归模型检验的目的在于，分析不同行业技术水平下，制造业投入服务化对劳动收入占比的影响差异。由于不同资本密集度或技术水平的行业，制造业服务化水平及劳动收入占比存在差异，那么制造业服务化对劳动收入占比的影响必然存在行业异质性特征。

1.普通最小二乘回归模型

借鉴已有理论和相关经验研究文献，建立模型检验制造业服务化与劳动收入占比两者之间的关系。在行业层面将待检验的普通最小二乘回归模型设定为：

MLSijt=α0+α1manuserjt+β′controls+λj+ηt+εijt

(1)

其中，i表示企业；j=1, 2, ...,N表示不同行业；t=1, 2, ...,T表示年份。因变量MLSijt是劳动收入占比，即企业i中劳动收入占企业增加值的比重；manuserjt表示行业j在t年的制造业服务化水平；controls代表一系列企业和行业层面的控制变量，β′为相应的系数向量；λj和ηt分别表示行业和时间非观测效应，εijt为随机误差项。

2.门槛回归模型

根据前述分析，制造业服务化与劳动收入占比可能由于行业特征的不同而呈现非线性关系，表现为区间效应。由于人为划分区间可能带来偏误，本文采用Hansen(1999)[15]的门槛回归分析方法以有效克服这一点。该方法是对“分组检验”进行扩展的非线性计量经济模型，可根据行业自身特点内生地划分区间(连玉君和程建，2006)[16]，从而研究不同特征行业的制造业服务化与劳动收入占比之间的关系。基于此，门槛模型的设定如下：

MLSijt=μj+β′controls+θ1manuserjtI(tfpjt≤γ)+θ2manuserjtI(tfpjt>γ)+εijt

(2)

上式为单一门槛模型，假设仅有一个门槛，从计量角度看可能出现多个门槛，可以此为基础扩展为多重门槛模型。式中，μj为行业个体效应；I(·)为一个示性函数；tfpjt为门槛变量，其可以是解释变量的回归元，也可作为一个独立的门槛变量，此处为代表行业特征的全要素生产率；γ为特定的门槛值，在单一门槛模型中依据门槛变量tfpjt与门槛值γ的相对大小把样本观测值分成两类，若存在多个门槛，则可划分为更多不同的区间；εijt为随机干扰项(白噪声)，其他变量与式(1)相同。Hansen(1999)[15]把门槛变量的每一个观测值都作为可能的门槛值，门槛估计值一旦确定，其他变量的参数也随之确定。区间的差异反映在回归参数θ1和θ2的不同上。

(二)变量说明

1.企业劳动收入占比。本文基于白重恩和钱震杰 (2009)[17]的要素收入法GDP项目构成原理，运用制造业企业中劳动者取得的所有报酬占企业增加值的比重来衡量企业劳动收入占比。由GDP要素收入法的核算原理可得，GDP包括劳动者报酬、生产税净额、固定资产折旧和营业盈余四个部分。依据以上思路，企业层面的增加值核算也可从这四个要素入手(张杰等，2012)[9]。首先，从企业层面来看，劳动者报酬主要涵盖工资和福利两大方面。具体来说，在工业企业数据库中劳动收入由本年应付工资、本年应付福利费、劳动待业保险、养老及医疗保险和住房公积金构成。其次，生产税净额的计算方法为：生产税净额=本年应交所得税+本年应交增值税+产品销售税金及附加+管理费用中的税金支出-补贴收入。生产税净额是既不属于资本要素也不属于劳动者的收入，是分配给其他市场经济主体的要素份额。本文在计算劳动收入占比时，引入生产税净额，原因在于，若不考虑生产税净额，只考察收入在劳动与资本之间的分配，则会高估劳动要素报酬所占比重。另外，此处考虑的是“净额”而非“总额”，即政府对企业征税和补贴之差额。当税收不断增加时，依照上述计算方法得到的劳动收入占比会下降，然而下降的原因可能并不是资本力量增强所导致，从而夸大了劳动收入占比的下降幅度。所以，在核算企业税收时应该剔除补贴收入。最后，固定资产折旧和营业盈余分别为本年固定资产折旧和本年营业利润，两者之和即为资本要素报酬。综上所述，企业增加值为劳动者报酬、生产税净额和资本报酬三者之和，具体计算方法是：企业增加值=(本年应付工资+本年应付福利费+劳动待业保险+养老及医疗保险+住房公积金)+(本年应交所得税+本年应交增值税+产品销售税金及附加+管理费用中的税金支出-补贴收入)+(本年固定资产折旧+本年营业利润)。

2.制造业服务化。本文依据Lay(2010)[18]和杨玲(2015)[19]等的测算方法，通过WIOD公布的世界投入产出表，运用直接消耗系数法与完全消耗系数法来计算制造业投入服务化水平。直接消耗系数是指某产品部门(如j部门)生产单位总产出直接消耗的各部门(如i部门)服务的数量，采用该部门服务投入占总投入的比重表示。在国民经济各部门之间，除直接消耗外，还有间接消耗。制造业对各服务部门的直接消耗和所有间接消耗之和即构成完全消耗，其更能全面反映各部门之间的相互依存关系。设直接消耗系数rij=xij/xj，其中xij为制造业j对服务部门i的直接消耗量，xj为总中间投入，则完全消耗系数为：

(3)

式(3)的第一项为制造业j对服务部门i的直接消耗系数，第二项表示第一轮间接消耗，依此类推，第m+1项代表第m轮间接消耗。若经济中存在n个服务部门，可以得到制造业服务化的计算公式为SD=uB，B表示元素为bij的矩阵，u为n维单位行向量。SD代表制造业服务化的行向量，其中向量中的每个元素表示各个制造业行业的投入服务化水平。

3.控制变量。企业层面的控制变量：(1)工资水平(wage)用企业人均工资表示，即企业人均工资=企业应付工资/从业人员数；(2)资本-产出比率(KY)以企业固定资产净值与企业总产值之比来衡量，其中固定资产净值=固定资产原价-本年折旧；(3)资本密集度(KL)采用企业固定资产净值与从业人员数之比表示；(4)市场势力(marketp)使用不同地区4分位行业的企业销售产值占全行业销售产值的比重表示，代表企业在劳动力市场中的谈判地位；(5)出口(export)，设为虚拟变量，企业有出口交货值为1，无出口交货值则为0；(6)企业规模(size)，用固定资产净值的对数表示；(7)企业生产率(comtfp)，本文使用LP半参数方法计算企业全要素生产率。计算过程中利用的指标包括企业增加值、从业人员数、企业中间投入和固定资产净值，并对最后结果取自然对数；(8)产业集中度(HHI)，通过计算4分位行业划分的赫芬达尔-赫希曼指数得到，该指数是一种测量产业集中度的综合指数。本文采用4分位行业的企业总产值占全行业总产值百分比的平方和表示，可计量市场份额的变化，即市场中厂商规模的离散度，反映企业的竞争程度。行业层面的控制变量：(1)开放程度(open)，由外资企业产值占全部规模以上企业产值的比重来衡量；(2)市场结构(mt)，运用大中型企业产值占全部规模以上企业产值的比率表示；(3)垂直专业化(VSI)，由行业中间品投入除以总产出得到。上述变量的基本统计信息如表1所示。

表1 描述性统计

(三)数据说明

本文以制造业为研究对象，数据主要源于世界投入产出数据(WIOD)、中国工业企业数据库、《中国工业统计年鉴》。其中，制造业投入服务化采用1995-2011年世界投入产出表(WIOT)中的制造业细分部门数据。制造业细分行业按照ISIC Rec.3分类标准进行划分，并依据戴翔(2015)[20]的研究，划分为劳动密集型、资本密集型及知识和技术密集型3大类*资本密集型制造业包括食品饮料制造及烟草加工业，纸浆、纸张、纸制品、印刷及出版业，石油加工、炼焦及核燃料加工业，橡胶与塑料制品业，其他非金属矿物制品业，金属制品业；知识和技术密集型制造业包括化学工业，机械设备制造业，电气机械及光学器材制造业，交通运输设备制造业；劳动密集型制造业包括纺织业，服装皮革及鞋类制品业，木材制品业，其他制造业及可再生品。；根据李金昌和项莹(2014)[21]的研究，划分为高技术、中技术及低技术制造业3大类*高技术制造业包括化学工业，机械设备制造业，电气机械及光学器材制造业，交通运输设备制造业；中技术制造业包括石油加工、炼焦及核燃料加工业，橡胶与塑料制品业，其他非金属矿物制品业，金属制品业；低技术制造业包括食品饮料制造及烟草加工业，纺织业，服装皮革及鞋类制品业，木材制品业，纸浆、纸张、纸制品、印刷及出版业，其他制造业及可再生品。。劳动收入占比的原始数据来源于中国工业企业数据库，企业层面控制变量数据来自中国工业企业数据库，其余变量数据均来自于《中国工业统计年鉴》。通过行业代码实现企业和行业层面数据的对接，把1998-2002年、2003-2007年中国工业企业数据库的4分位行业代码分别与2002年122个分部门、2007年135个分部门《中国投入产出表》的行业代码进行对接。由于中国相关数据库对制造业细分行业的划分依据与ISIC不同，本文按照《国民经济行业分类》(GB/T 4754-2011)三位码分类方式将制造业产品子类匹配为与ISIC相同的制造业细分行业。

(四)特征性事实

制造业服务化与劳动收入占比的关系如图1所示。整体而言，制造业服务化(由完全消耗系数计算得到)越高的行业，劳动收入占比也越高。但制造业细分行业由于具有行业异质性特征，其吸收服务中间投入的能力不一致，因此对劳动收入占比的影响也有差异。从1995-2011年制造业投入服务化水平的均值来看，排名靠前的是金属制品业、电气及光学设备制造业和交通运输设备制造业等资本和技术密集型行业；排名靠后的是食品饮料与烟草业、其他制造业及可再生品等劳动密集型行业，各行业的制造业服务化水平变化并不显著。制造业服务化水平不同的行业，劳动收入占比存在明显差异，波动幅度较大。大体来说，制造业服务化水平较高的其他非金属矿物制品业、机械设备制造业等行业，其劳动收入占比较高；投入服务化水平较低的食品饮料与烟草业、其他制造业及可再生品等行业，其劳动收入占比较低，制造业服务化对劳动收入占比产生正向作用。除此之外，对于个别行业，两者呈现微弱负向关系。

图1 1995-2011年制造业分行业投入服务化水平与劳动收入占比的关系

四 实证结果与分析

(一)基本估计结果

表2为式(1)的基本估计结果。模型(1)-(5)是依次加入核心解释变量和控制变量(包括企业和行业层面)的固定效应和随机效应估计结果。由于Hausman检验拒绝随机效应模型的零假设，所以采用固定效应模型进行估计。结果显示，制造业服务化manuser的估计系数显著为正，表明制造业服务中间投入越多，劳动收入占比越大。在制造业日趋服务化的背景下，生产中为更好地利用服务投入，需要更优质的人力资本与之匹配。生产性服务业与制造业之间是相互作用、相互依赖的双向影响关系。制造业产品部门规模的增大会导致其对生产性服务部门中间投入需求的快速增加，随之而来的是制造业产品部门对高技能劳动力需求的加大，从而有利于带动更多的劳动力就业。一方面技术进步体现为人力资本(技能劳动)增强属性，生产效率得到提高，若按要素边际产出支付报酬，则制造业的劳动收入占比显然会提高。另一方面由于高技能劳动者的“稀缺性”特征，其更具“话语权”，从而得到更高工资，劳动收入占比随之增加。

在行业层面的控制变量中，开放程度(open) 的系数显著为负且通过1%的显著性水平检验，地区间招商引资“锦标赛”式的竞争，弱化了劳动者的谈判地位，资本的“要价能力”得到提高，使劳动收入占比出现持续下降的趋势。此外，外资进入对我国企业劳动生产率产生的“技术外溢”效应大于对工资水平产生的“工资溢出”效应，也会降低劳动收入占比(邵敏和黄玖立，2010)[7]。市场结构(mt)与劳动收入占比存在显著负相关关系，在不完全竞争市场中，产品根据成本加成定价，导致劳动收入占比降低。垂直专业化(VSI)不利于劳动收入占比的提高，随着垂直专业化程度的加深，由于我国制造业企业位于生产链的低端，主要承担零部件的生产和组装工作，只能获取较少部分的利益，从而不利于丰裕劳动要素的收入分配。以上三个行业特征变量的估计结果表明行业异质性是造成制造业劳动收入占比低的重要因素。

在企业层面的控制变量中，企业员工工资水平(wage)的估计系数为正且通过1%的显著性水平检验，工资水平越高的企业，劳动越表现出超出资本的博弈力量，劳动收入占比相对越高，这为伍山林(2011)[22]提出的工资水平对劳动收入占比产生不确定影响的理论观点提供了直接经验证据。资本-产出比率(KY)与劳动收入占比呈显著正相关关系，依据罗长远和张军(2009)[6]的理论，制造业企业的劳动和资本之间为互补而非替代关系。资本密集度(KL)的估计系数显著为负，这与白重恩和钱震杰(2009)[17]的结论一致，制造业的资本劳动替代效应总体较小，资本积累的直接效应导致劳动收入占比的下降。市场势力(marketp)对劳动收入占比产生负向影响，说明企业自身的个体市场势力并不能对劳动收入占比产生影响。出口(export)的估计系数显著为负，主要原因是传统出口产品的贸易条件恶化，同时制造业企业的出口逐渐向资本密集型产品转移(李慧中和黄平，2006)[23]。企业规模(size)对劳动收入占比产生正向作用，表明规模越大的企业，由于吸收就业能力强且更容易得到政府扶持，劳动相对资本的谈判力越强。企业生产率(comtfp)的估计系数为负且均通过1%的显著性水平检验，意味着技术进步为资本偏向型，不利于劳动收入占比的提高，这与大多数国内外研究结果相同。Bentolina和Saint-Paul(2003)[2]对OECD国家的研究发现，技术进步与劳动收入占比负相关，原因是技术进步的性质为资本增强型。产业集中度(HHI)和劳动收入占比呈现显著正向关系，表明竞争性越强的行业，企业劳动收入占比越高。模型(5)在模型(3)的基础上引入了劳动收入占比的滞后一期项，说明我国制造业劳动收入占比呈现自我弱化机制，这也正是劳动报酬占GDP比重持续下降的原因之一。

表2 基本估计结果

(续上表)

变量(1)FE(2)RE(3)FE(4)RE(5)FEF检验值20893210 118e+0615681252 118e+0634403377(00000)(00000)(00000)(00000)(00000)R2(within)0640706243064080624308940样本数636242636242636242636242428775

注：RE括号内数值为z值，FE括号内数值为t值；*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；Hausman检验和F统计量括号里的数分别为prob>chi2和prob>F(chi2)的值；Hausman检验的零假设是随机效应模型，下表同。

(二)不同制造业行业服务化的劳动收入分配效应

前文是在不考虑行业类别的情况下，研究制造业服务化对劳动收入占比的影响。由于制造业细分行业具有不同特征，要素密集度、全要素生产率等在不同制造业行业间呈现明显的差异性，接下来从门槛回归分析和行业分样本回归两方面探讨行业异质性对制造业服务化的劳动收入分配效应的影响。

1.门槛效应检验与结果分析

在进行门槛回归之前，首先要确定门槛的个数和大小，以便得到门槛回归模型的形式。Hansen(1999)[15]采用格子搜索(排列回归)的方法寻找门槛值，即把样本按门槛变量tfp进行升序排序，剔除前后10%的观测值，并选择不同的tfp作为门槛值依次对模型进行估计，以残差平方和最小原则找到门槛估计值(顾乃华，2010)[24]。门槛参数的估计值是指似然比检验统计量LR为0时的γ值，确定好门槛估计值后还需对模型是否存在门槛效应进行检验。对式(2)进行估计，结果显示：单一门槛和双重门槛的检验结果都非常显著，相应的自抽样P值均为0.000，且都在1%的水平上显著，F统计量分别为96.437和21.067；而三重门槛效果却不显著，自抽样P值为0.287。在双重门槛模型中，两个门槛估计值的大小分别为2.698和10.832。根据门槛值可以将行业分成低生产率 (tfp<2.698)、中等生产率(2.698≤tfp<10.832)、高生产率(tfp≥10.832)三种类型。因此，下面将基于双重门槛模型进行分析。

由表3的门槛回归结果可看出，以门槛值划分的不同组别样本，其对应的模型估计参数显著不同，行业特征的门槛效应明显存在于制造业服务化与劳动收入占比的关系中。高生产率(tfp≥10.832)的行业，制造业服务化与劳动收入占比正相关，且在1%的水平上显著，系数高达22.8608；而中等生产率(2.698≤tfp<10.832 )的行业，制造业对劳动收入占比的促进作用同样显著，通过10%的显著性水平检验，但相关系数降为4.2806；当行业生产率位于低区间(tfp<2.698)时，制造业服务化与劳动收入占比却呈现负相关关系，且通过1%的显著性水平检验。综合上述三个不同生产率区间的回归结果可知，随着行业生产率的提高，制造业服务化的劳动收入分配效应得到进一步加强。从控制变量结果来看，出口、产业集中度与劳动收入占比均显著正相关，分别通过10%和5%的显著性水平检验；资本密集度、企业规模与劳动收入占比正相关但不显著；工资水平、市场势力和资本产出比率与劳动收入占比负相关，但仅资本产出比率在5%的水平上显著，前两者并不显著。

2.分行业回归结果分析

为进一步验证制造业投入服务化水平的不同行业特征对劳动收入占比的影响差异，本文分别按要素密集度和技术水平两个标准对制造业行业进行分组检验，比较不同组别样本的制造业服务化的劳动收入分配效应。

从我国制造业服务化的特征性事实可看出，无论是制造业服务化还是劳动收入占比，不同制造业细分部门所呈现的差异性均与制造业部门特征即要素密集度或技术水平密切相关。为此，本文借鉴WIOD的构建说明及Stehrer et al.(2012)[25]等学者对WIOD的产业划分，将制造业部门分为3大类。按要素密集度划分，可分为劳动密集型制造业、资本密集型制造业及知识和技术密集型制造业3大类；按OECD产业R&D含量及我国制造业实际发展情况划分，可分为高技术制造业、中技术制造业和低技术制造业3大类。表3报告了两种分组方法回归的结果。

从表3模型(2)-(6)可看出，资本、知识和技术密集型的制造业，制造业服务化对劳动收入占比的促进作用显著，通过1%的显著性水平检验；而对于资本密集度低的劳动密集型制造业，两者也为正相关关系但并不显著，相关系数从28.3093降为1.3924。这说明制造业越偏向资本密集型，投入服务化对劳动收入占比的正向效应越显著。对于高技术制造业，制造业投入服务化与劳动收入占比显著正相关，manuser系数从2.8672提高到84.6521；中技术制造业在所考察样本期内，制造业服务化对劳动收入占比具有促进作用，且通过10%的显著性水平检验；当制造业属于低技术类别时，两者呈负相关。据此容易得出，制造业的技术含量越高，投入服务化的劳动收入分配效应越强。

综上所述，不管是门槛回归还是分组回归，制造业服务化对劳动收入占比的影响存在行业异质性特征。当行业的资本密集度越强、技术水平越高时，随着制造业服务化和高新化程度的加深，技术进步使物质资本贬值加速，而人力资本在与物质资本的对弈中则表现出更强的博弈力量，并将知识和技术渗透到制造业的生产中，制造业服务化对劳动收入占比的正向作用越强。这基本验证了Acemoglu(2010)[26]等提出的关于技能偏向性技术进步的观点。与服务投入相融合的技术进步提高了产品生产和技术环境的复杂度，要求产品的生产主要由技能劳动完成，诱使新技术应用与技能劳动紧密结合，技术进步与技能劳动表现为互补关系(董直庆等，2014)[27]。另外，高技能劳动适应性较强，短时间学习新技术能减少技术革新初期不适应性造成的效率损失，制造业企业更愿意雇佣高技能劳动，并诱发技能溢价。伴随着技能偏向性技术进步的逐步扩散，制造业企业为创造高边际产出而增加对高技能劳动的需求，高技能劳动较容易获取教育和培训的机会，工资的讨价还价能力更强，因此高技能劳动者工资更高，制造业服务化对劳动收入占比的正向效应得到加强。

表3 门槛回归和分行业回归结果

(续上表)

变量(1)门槛回归(2)劳动密集型(3)资本/知识和技术(4)低技术(5)中技术(6)高技术KY-00019∗∗ -00021∗∗∗ 01808∗∗∗00004 03171∗∗∗ 00016(-218)(-259)(31391)(084)(142917)(133)KL00003-00001-01466∗∗∗00001-00005∗∗∗-00730∗∗∗(102)(-019)(-96046)(081)(-403)(-17108)marketp-11702-74607∗∗-243243∗∗∗60886∗∗∗34463∗-255675∗∗∗(-046)(-251)(-708)(319)(155)(-460)export03142∗-01908-16300∗∗∗04009∗03630∗-11334∗∗(159)(-108)(-424)(182)(174)(-251)size00980-01712∗∗65133∗∗∗-00644-0064517162∗∗∗(151)(-227)(4886)(-080)(-092)(990)HHI46112∗∗86094∗∗∗200208∗∗∗-44288∗∗08318214003∗∗∗(198)(257)(564)(-222)(036)(357)常数项-20914∗∗14345-628413∗∗∗22837∗-03359-474112∗∗∗(-217)(141)(-3206)(157)(-036)(-2009)年份是是是是是行业是是是是是Hausman143632892569535641608136614检验(00000)(00000)(00000)(00134)(00000)门槛效应21067∗∗∗检验(0000)F检验值1502288155691502062558915424640450(00000)(00033)(00000)(00363)(00000)(00000)样本数107928139660509123236092170762252578

注：manusera、manuserb和manuserc分别为低中高生产率区间的制造业服务化；括号内数值为t值；门槛效应检验首行数为F值，括号内的数为P值，P值是采用自抽样法(Bootstrap)反复抽样得到的结果。

(三)稳健性检验

为避免行业维度与企业维度数据对接时的可能过度加总问题，以表2中的模型(1)为基础，进一步运用企业层面制造业投入服务化和产出服务化指标进行稳健性检验。另一方面，基于服务中间投入的视角，通过异质性的服务投入对劳动收入占比的差别影响进行进一步验证。

对于企业层面度量制造业服务化指标，本文依据刘斌和王乃嘉(2016)[28]的方法进行计算，数据来源于中国工业企业数据库。制造业产出服务化用“产出活动单位数”来度量，它指的是一个集团公司下面出资成立的工业或商业公司的个数，该制造业企业的产业活动如果涉足交通运输业、批发零售业等服务行业，则它的产出服务化越高。对于投入服务化，工业中间投入由物质投入和服务投入构成。根据国家统计局的《工业统计指标解释》，物质投入指的是直接材料，服务投入包括制造中间投入、管理中间投入、营业中间投入和财务费用四部分。所以此四项服务投入之和占工业总中间投入的比重在一定程度上代表制造业投入服务化水平。需要说明的是，由于在2004年之前中国工业企业数据库没有报告这些指标，因此企业层面投入服务化的考察年份为2004-2007年。从表4估计结果(这里只写出解释变量系数和t值)可看出，企业层面的制造业服务化同样对劳动收入占比有促进作用，投入服务化和产出服务化的系数分别为0.0003和0.0498。服务中间投入异质性指的是运输服务化、电信服务化、金融服务化和分销服务化四个方面。估计结果显示：运输服务化、电信服务化和分销服务化对劳动收入占比均产生正向作用，其中电信服务化的正向作用最大；金融服务化则与劳动收入占比负相关，主要原因是金融机构具有动员储蓄的功能，从而放松企业流动性约束，降低交易成本，提高企业劳动生产率，对劳动收入分配产生不利影响。因此，企业层面的制造业服务化和服务投入异质性的检验结果进一步验证了如上计量结果的稳健性。

注:模型(1)-(6)中Hausman检验结果拒绝随机效应模型零假设，所以均采用固定效应模型。

五 制造业服务化异质性因素及其对劳动收入占比的间接影响

本文主要研究制造业服务化对劳动收入占比的影响，但一些行业异质性因素会影响制造业服务化，从而对劳动收入占比产生间接影响。为使模型变量的选择更加严密，验证不同制造业行业投入服务化的劳动收入分配效应，下面单独分析影响制造业服务化的行业异质性因素。这些因素主要采用垂直专业化、开放程度和市场结构等指标进行衡量，其中垂直专业化和开放程度主要从生产和投资视角分析制造业服务化，而市场结构则从企业管理层面解释制造业服务化乃至劳动收入占比。为此，将制造业服务化分别进行静态模型估计和动态模型估计。进行动态估计的原因在于，制造业生产是一个动态过程，前期制造业投入服务化不可避免会影响到当期的服务化水平。考虑到内生性问题，采用系统GMM和差分GMM方法。据此三个估计模型分别设定为：

manuserjt=β0+β1openjt+β2mtjt+β3VSIjt+δt+μj+vjt

(4)

manuserjt=γmanuserjt-1+β1openjt+β2mtjt+β3VSIjt+δt+μj+vjt

(5)

manuserjt=γΔmanuserjt-1+β1Δopenjt+β2Δmtjt+β3ΔVSIjt+Δδt+Δvjt

(6)

其中，j表示制造业行业，t表示年份；μj和δt分别表示行业和时间固定效应，vjt为随机误差项。mt表示市场结构，采用大中型企业产值占全部规模以上企业产值的比率来表示，代表行业不完全竞争程度。黄群慧和霍景东(2014)[13]利用国际投入产出表分析制造业服务化的影响因素，认为行业竞争程度越强，制造业服务化系数越高。随着工业化向现代化迈进，制造业行业间竞争激烈，来自本国和外国不同行业产品的博弈势必会挤压制造业企业市场空间，降低企业经营绩效。为巩固市场，企业推行商业模式创新、产品差异化销售策略，从而刺激企业采取服务化战略。所以行业竞争程度与制造业服务化呈正相关关系，预期mt的估计系数为负。open为对外开放，用外资企业产值占全部规模以上企业产值的比重衡量。由于伴随着外资进来的技术往往比较先进，包括蕴含在信息、通讯和教育等生产性服务资本品中物化形态的技术，引进外资越多，制造业企业越容易获得研发创新等投入，所以制造业进行投入服务化的动力不足。VSI代表垂直专业化，由行业中间品投入除以总产出得到。制造业服务化提高了企业的垂直专业化程度(刘斌等，2016)[14]。由于我国制造业处于全球价值链的低端，主要承担零部件生产和组装工作，为提高企业竞争力，实现价值链的攀升，会促使企业增加服务要素投入，进而提升制造业投入服务化水平。以上指标的数据来源于2001-2005年《中国统计年鉴》、2006-2015年《中国工业统计年鉴》和2000-2014年世界投入产出表。

在表5中，Hausman检验结果拒绝随机效应模型零假设，所以采用固定效应模型；Hansen检验通过了过度识别有效的零假设，则系统GMM和差分GMM均为有效的模型。从变量的估计系数看，同表2中对外开放open的估计结果类似，外资进入对制造业服务化的估计系数显著为负，通过制造业服务化对劳动收入占比同样产生阻碍作用。行业不完全竞争程度对制造业服务化有抑制作用，并间接对劳动收入占比产生抑制作用，这与表2中市场结构指标mt对劳动收入占比所起的作用相同。垂直专业化与制造业服务化呈正相关关系，与上文垂直专业化对劳动收入占比产生负向作用不一致，说明垂直专业化并未通过投入服务化对劳动收入占比产生间接作用。

(续上表)

变量(1)FE(2)RE(3)系统GMM(4)差分GMMLmanuser09871∗∗∗06921∗∗∗(2294)(1011)常数项0166501439∗-01594∗∗∗-01438∗∗(157)(168)(-365)(-267)AR(1)-351-376(0000)(0000)AR(2)070019(0483)(0847)Hausman检验/1645164516661679Hansen检验(00025)(00025)(10000)(09910)F检验值37218011763412302(00332)(00004)(00000)(00000)行业效应是是年份效应是是R2(within)0185901778样本数255255255255

注：RE括号内数值为z值，其他模型括号内数值为t值；AR、Hansen检验括号里的数分别为prob>z、prob>chi2的值；Hansen检验的零假设是过度识别有效。

六 结论与启示

本文从行业异质性角度探讨了制造业服务化、行业异质性与劳动收入占比之间的关系。通过中国工业企业数据库与世界投入产出表的匹配，利用静态模型、动态模型和门槛回归模型进行实证检验，并对结果做了稳健性分析。得到的主要结论为：(1)制造业服务化对劳动收入占比产生正向作用，并具有行业异质性特征。(2)门槛回归检验表明，中高生产率行业的制造业服务化对劳动收入占比有显著正向作用，低生产率制造业的投入服务化与劳动收入占比显著负相关；随着行业生产率的提高，制造业服务化对劳动收入占比的促进作用逐渐加强。(3)从样本分组回归结果看，知识和技术密集型的制造业，投入服务化对劳动收入占比的促进作用显著，对于劳动密集型制造业，两者正向作用不明显；中高技术行业的制造业服务化对劳动收入占比的正向作用明显；当制造业位于低技术类别时，两者为负相关但不显著；要素密集度、全要素生产率越高的行业，制造业服务化的劳动收入分配效应越强。(4)开放程度和市场结构等行业异质性因素负向作用于制造业投入服务化，对劳动收入占比产生间接影响。

当前，制造业企业的生存环境发生了重大变化，制造业服务化已成为产业和企业转型升级的新途径。鉴于此，上述研究对于我国如何改善制造业服务化的劳动收入分配效应具有重要启示意义。制造业服务化可有效提高劳动收入占比，但要注意不同制造业行业间，投入服务化对劳动收入占比的促进作用不同。首先，加快制造业服务化进程。在全球化背景下，应加强制造业和服务业的深度融合，提高制造业生产中服务要素的渗透率，加大企业的研发投入，增强企业创新能力和竞争力。将制造在内、研发和营销在外的“橄榄球模式”，转变为制造环节变小、研发和营销环节变大的“哑铃模式”。对于中高生产率行业，为确保劳动和资本的均衡发展，要尤其注重人力资源的配套，大力推动制造活动研发、战略管理及外包等人力资本密集型环节的发展。对于低生产率制造业，主要加大技术和知识含量高的金融、信息及科技服务等生产性服务业投入，培养服务业要素投入的技术优势，提高制造业服务化程度。优质服务要素的投入和技术水平的提高往往会伴随着更密集的人力资本投入，有利于收入分配向劳动者倾斜。其次，增加服务业的开放度。降低私人资本进入服务业的壁垒，逐步缩小或减少其与外资和国有资本的差别待遇，在改变资本“稀缺性”的同时，提高劳动的“话语权”，使劳动收入份额得到改善。在开放过程中，要规范地方政府的招商引资行为，避免地区和行业间的恶性竞争，积极鼓励良性和有序竞争，形成良好的市场竞争氛围。政府应对外资企业进行合理征税，削弱资本的要价能力，在资本积累的同时，带动更多的就业，促进劳动收入占比的提高。同时，加快制造业产出服务化趋势，拓宽服务业的发展空间、改进服务业质量，以提高服务业的就业水平，推动劳动收入占比进入上升通道。最后，注重人才的培养。实现制造业服务化和技术创新驱动，关键在人才，各地区需制订人才高地政策，注重人才的培养，提升工人知识水平、创新能力。在劳动力市场，通过工会力量和法律制度保障劳动者的合法权益，制定合理的最低工资增长机制，提高劳动力的谈判力量，抑制要素市场扭曲对劳动收入分配产生不利影响。从提升劳动者技能来看，应开展更多高素质教育培训，通过对非技术工人进行技能培训使其向技能型工人转变，从而更多地承担研发、精细加工工作而非简单的零部件生产和组装工作，提升垂直专业化分工地位，并获取实质分工和贸易利益，这也正是提高劳动收入占比的治本之策。

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ServitizationofManufacturing,IndustryHeterogeneityandLaborIncomeShare——AnEmpiricalResearchbasedontheDataofMicro-enterprise

TANG Zhi-fang GU Nai-hua

Based on the perspective of industry heterogeneity, this paper systemically studied the relationship of servitization of manufacturing and labor income share, and then discussed the different impact of the input servitization of manufacturing industry with different characteristics on the change of labor income share. The results show that servitization of manufacturing has promotive effect on labor income share and has the characteristics of industry heterogeneity. From the angle of industry, the higher the capital intensity and the technology level of manufacturing industry, the stronger the positive effect of input servitization on labor income share. At the same time, industry heterogeneity factors such as openness and market structure have indirect influence on labor income share through servitization of manufacturing.

servitization of manufacturing; industry heterogeneity; labor income share； factor intensity

10.14007/j.cnki.cjpl.2017.06.004

方式]闫文娟, 郭树龙. 中国排污权交易政策与企业就业效应——基于微观企业数据的分析[J]. 产经评论, 8(6): 45-53.

2017-08-18

广东省科技计划项目“科技服务业发展模式研究”(项目编号：2016A040404008，项目负责人：顾乃华)。

唐志芳，暨南大学产业经济研究院博士研究生，研究方向为产业结构与产业演化；顾乃华，暨南大学产业经济研究院教授、博士生导师，研究方向为服务经济与管理理论、产业规划、产业转型与创新管理。

F407

A

1674-8298(2017)06-0054-16

[责任编辑：陈 林]