中国劳动收入份额的时空分异特征及动态演变研究

徐 雷， 杨家辉， 郑 理

(1.南京大学 经济学院， 江苏 南京 210093； 2.湖南工商大学 经济与贸易学院， 湖南 长沙 410205；3.深圳大学 经济学院， 广东 深圳 518061)

一、问题的提出

劳动收入份额是初次国民收入分配中最根本的问题之一。近年来，中国初次分配格局中劳动和资本要素分配关系的特征十分明显，通过历年《中国统计年鉴》的相应数据比较，由GDP法计算的中国劳动收入份额从1997年的52.8%逐步下降，并长时段徘徊于45%左右的低位，尽管最近几年呈现缓慢回升趋势，但增幅有限。收入分配作为整个经济循环发展的重要环节，既是当下经济社会发展的结果，又是决定未来经济社会发展的重要因素。劳动收入份额的下降作为诱发国民收入分配结构性失衡的重要因素，势必会通过影响国民收入分配结构来影响居民消费需求与生活质量。从这个意义层面来看，劳动收入份额与当下中国社会所面临的人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分发展之间的主要矛盾密切相关。发展的不平衡首先体现在地区之间的不平衡，20世纪90年代以来，伴随着中国省际劳动收入份额表现出的一致性整体下降，劳动收入份额的地区差异性日益凸显。对中国劳动收入份额空间分布格局的关注不仅包含着“不患寡，而患不均”的朴素人文情怀，而且有助于更好地了解区域经济发展轨迹及演进过程，这是收入分配改革进程上“绕不开的弯”。当前，在提高经济发展的平衡性、包容性和可持续性理念的引领下，正确总结劳动收入份额的地区差距演变模式和分布变化，对于重塑经济地理格局、促使决策者从空间动态关联的视角实施区域协调发展战略、破解收入分配领域中的发展不平衡、不充分的问题具有理论和现实意义。

二、文献述评

(一)国外关于劳动收入份额的测度

自20世纪80年代早期，包括美国、日本、德国、法国等工业化国家，以及印度和拉美等发展中国家在内经济体的劳动收入份额均出现了明显下降[1]。Krmer[2]的研究显示，劳动收入份额在20世纪70年代晚期或20世纪80年代早期达到高峰，随后呈现下滑状态。相对于30年前的收入水准，发达国家的劳动收入份额大致减少了10%。有趣的是，发展中国家劳动收入份额减少的状况与发达国家基本雷同[3]。Karabarbounis & Neiman[4]搜集了59个国家的数据，发现劳动收入份额呈现全面性的下降。1975—2012年，平均劳动收入份额下降了5%以上，39个国家呈现统计上显著的下降，仅9个国家的劳动收入份额是上升的。这些证据表明，劳动收入份额的稳定性在时间和空间上均具有相对性，劳动收入份额不仅在地区间差异明显，在同一经济体的不同时期也不尽相同[5]。考虑到劳动收入要比资本收入能够更加平等地分配，劳动收入不平等程度也一般低于资本收入不平等程度[6]，劳动收入通常占低收入群体更大的收入比例，而劳动收入份额的下降则意味着不平等的恶化[7]。因此，劳动与资本收入份额的分配再度成为受重视的议题，堪称21世纪政治经济学的首要问题[8]。

(二)中国关于劳动收入份额的测度

与发达国家相比，中国的发展水平还相对较低，由于资本(劳动)要素相对具有集中化(均等化)倾向，依靠资本推动中国经济发展往往伴随着劳动收入份额的下降和收入差距的扩大[9]。李稻葵等[10]通过总结世界各国劳动收入份额演变的一般规律，发现在经济发展的初期(后期)，劳动份额下降(提高)，中国劳动收入份额的变化也将呈现U形特征。但是中国劳动收入份额要想早日突破拐点达到U形曲线的上行区间，还需要经过较长的时间积累并消除摩擦成本[11]。张士斌[12]却认为，劳动收入份额并没有表现出统一的U形波动，而是呈现多样化的波动特征和类型。学者们试图提高劳动收入份额测算的准确性，不过要想获得一个唯一“真实”的劳动收入份额是十分困难的[13]。虽然基于不同的理论和方法体系引导和约束下所完成的有关中国劳动收入份额的测度有所差异，但劳动收入份额较低及其较快的下降速度，已经成为现阶段中国要素收入分配结构的两个突出特征[14]，并且中国初次收入分配格局存在的问题不是劳动收入份额的下降，而是这一水平长期过低，初次收入分配格局呈现出低水平的稳定状态[15]。在后工业化时期，提高劳动收入份额不仅事关中国收入分配制度的改革，而且事关经济增长方式的转变[16]。

(三)劳动收入份额的地区差异

就劳动收入份额的地区差异而言，各地区的劳动收入份额普遍不高，并且各地区的劳动收入份额波动幅度、趋势差异明显[17]。罗长远、张军[18]指出，多数东部(中、西部)省份的劳动收入份额低于(高于)全国。劳动收入份额的空间分布与人均劳动收入的空间分布具有明显相反的模式，这意味着在经济发展滞后的地区，其国民总产出的分配更多地倾向于劳动而非资本[19]。因而经济欠发达地区的劳动收入份额更低并不意味着其社会公平程度就更好，相反，经济发达地区由于资本要素活跃度更高以及国民收入分配更加多元化，可能就会导致经济发达地区劳动收入份额比较低[20]。尽管各地区的劳动收入份额存在异质性，但在调控劳动收入份额时应贯彻劳动收入与各项经济指标相挂钩的准则，保证经济增长率不应低于劳动收入增长率[21]。在考虑空间效应的情况下，劳动收入份额降低不仅会阻碍本地区经济增长质量的提升，还会对其他地区的经济增长质量产生负面影响[22]。因此，在多种要素参与收入分配的社会主义市场经济条件下，必须坚持按劳分配为主体的社会主义分配原则以促进我国经济可持续发展[23]。

从上述研究结论来看，学者们通常只关注特定时间切片或离散时间节点的劳动收入份额变动，较少涉及详尽的动态分析，尤其是没有展现其演变的过程。而劳动收入份额在不同时空点上的局域性质是测度和分析劳动收入份额演化过程的重要内容，因为演化过程中的空间差异性可以体现区域劳动收入份额演化的结构性问题，而时间差异性则可以体现劳动收入份额在其演化过程中的转变趋势。若将两个维度一并考虑，有助于更加全面深入地测度劳动收入份额在不同时空下的演化过程。作为一个兼具发展、转型和大国三重特征的国家，中国各地区之间劳动收入份额的差距究竟有多大；劳动收入份额的地区差距是如何演化的呢；地区间劳动收入份额差异的格局，其形成和演进是否如同区域经济的整体发展不平衡一样；地区间明显分化的劳动收入份额最终是否会回归到稳态增长路径。对于这些问题的回应，不仅能够帮助我们了解中国地区间经济增长差距的现实状态，而且可以为理解区域经济非均衡发展问题提供一个新的视角。本文拟采用面板数据测度劳动收入份额演化的时空特征，明晰劳动收入份额演变的阶段性和区域性特征，为区域经济非均衡发展研究提供新的论据。

三、研究设计与数据说明

(一)研究方法

1.Dagum基尼系数

Dagum[24]在传统的泰尔(Theil)指数测算方法的基础上，发展了一种按照子群分布状况进行分解的基尼系数测算方法。Dagum基尼系数的优点不仅在一定程度上能够有效克服样本之间的交叉重叠问题，还能够进一步精确测度地区差距的构成和缘由。Dagum基尼系数的计算过程大致如下：

(1)

(2)

(3)

从上式来看，总体基尼系数(G)可划分为区域内、区域间差距的贡献Gw、Gnb和超变密度的贡献Gt三部分。Gjj和Gjh分别为区域内、区域间的基尼系数，如式(2)和(3)所示。详细的数学运算过程和字母含义阐述，可以参见Dagum[24]的表述。

2.核密度估计方法

(4)

3.空间收敛性模型

考虑到空间计量模型中的空间相关类型大致分为两类：一类是由外生的空间滞后变量反映的空间相关关系，二类是由随机误差冲击导致的空间溢出效应。因此本文主要采用空间滞后模型(SLM)和空间误差模型(SEM)在对基准回归模型y=βX+ε增设空间权重矩阵W的基础上进行实证分析。

(1)空间滞后模型。在空间自回归模型中，引入内生的空间滞后变量W[(1/T)ln (z)]，以便反映观测值的空间相关性，即：

(1/T)ln (z)=αS+βln (y0)+ρW[(1/T)ln (z)]+μμ～N(0，σ2I)

(5)

(2)空间误差模型。若空间依赖性是由模型所忽略的变量引起时，空间误差模型通过不同地区的空间协方差来反映误差过程变得更为有效，当误差符合第一阶过程时，模型记作：

(1/T)ln (z)=αS+βln (y0)+εε=λWε+μ，μ～N(0，σ2I)

(6)

(二)指标选取

图1 1997—2017年东、中、西部地区劳动收入份额的演变趋势比较

目前考察劳动收入份额所依据的方法主要有三种：一是投入产出表计算，二是资金流量表计算，三是收入法计算。由于收入法计算劳动收入份额得到的数据量较多且连续，因此成为本文研究初次收入分配的基础素材。数据指标均来自国家统计局①和历年《中国统计年鉴》。考虑到这一宽口径的劳动报酬数据所反映的分配关系含义既不明确，又容易引起不必要的争论，为进一步增强劳动收入份额的真实性和可比较性，张车伟、赵文[25]在区分雇员经济、自雇经济并估算两部门产出和要素投入的规模及其变化的基础上，测算不同口径劳动收入份额及其变化。在此，借助这一数据作为文章部分内容的检验。本文以中国内地(不包括港澳台地区)31个省份(自治区、直辖市)作为研究对象。由于2019年、2020年的《中国统计年鉴》不再公布劳动报酬的统计数据，因此将样本时间段选定为1997—2017年。同时，按照国家统计局的划分标准，将上述地区划分为东、中和西部三大区域②。

四、劳动收入份额的时空分异测度与比较

(一)典型事实分析

图1直观展现了劳动收入份额的空间分布和演化过程。受国家梯度开发战略的影响，再加上区域发展水平有别，劳动收入份额表现为空间非均衡特征，区域分化和层级格局特征明显，劳动收入份额呈现出“西高东低”的整体格局。就劳动收入份额的时序演变特征而言，劳动收入份额在1997—2017年反复升降，出现较大幅度的波动，尤其是历经了一个较大波动性下降的趋势。虽然在此期间也有经历过劳动收入份额缓慢上升的阶段，但这一时期总体的趋势仍为下降的。从各地区劳动收入份额的均值来看，排在前三位的省份依次为西藏(62.1%)、广西(57.7%)和贵州(54.5%)，排在后三位的省份依次为上海(38.2%)、天津(40.8%)和山东(42.3%)。总体而言，不仅各地劳动收入份额本身存在着很大的差别，区域内劳动收入份额的变动也具有明显的空间差异性。接下来依据国家统计局发布数据所得到的劳动收入份额，与张车伟、赵文[25]测算所得到的劳动收入份额进行比较分析。

尽管张车伟、赵文[25]计算所得的劳动收入份额要比国家统计局数据所得的劳动收入份额普遍要高一些，但就相应数值的变化趋势而言，大多数省份的劳动收入份额在关键节点上的波动较为相似。具体而言，两种方法所得到的东部地区(包括北京、天津、江苏3省份)劳动收入份额在数值上不仅较为接近，且演变趋势也极为吻合。而像上海、浙江、广东、海南等省份的劳动收入份额尽管在数值大小方面存在明显差异，但就其演变趋势而言，二者依旧比较类似。中部地区部分省份的劳动收入份额，虽然依据国家统计局数据所得的劳动收入份额比张车伟、赵文[25]测算所得到的劳动收入份额普遍要低一些，但两组数据的演变趋势依旧表现出相似的特征，且就黑龙江、河南两省份而言，基于不同方法所得的劳动收入份额在数值大小上也多有相近之处。最后，比较西部地区两组劳动收入份额数据可以看出，除重庆和青海两省份高度近似外。在其他省份，张车伟、赵文[25]所得的劳动收入份额也仅表现在数值上略高一些，但就两种方法所得的劳动收入份额演变趋势而言，尤其是内蒙古、贵州、陕西等省份，二者演变趋势表现出诸多近似之处。整体而言，由于测算方法、统计口径的不同，依据国家统计局数据相对更为宏观视角所得到的较为笼统劳动收入份额与张车伟、赵文[25]相对更为微观视角所得到的较为精细劳动收入份额难免存在差异，但是就各个地区的劳动收入份额的表现来看，尽管有一些省份的数值较为接近，但更多省份仅在数值层面存在较大的差异。而从劳动收入份额的变化趋势来看，两种方法所得到的劳动收入份额演变形态在诸多省份具有较好的相似性。

(二)劳动收入份额的地区差距和来源

为剖析不同地区劳动收入份额的差异大小以及差异的变动特征，在此根据Dagum[24]提出的基尼系数和按子群分解的方法，测度1997—2017年劳动收入份额的总体基尼系数，并按照东、中和西部三大区域进行分解，测算三大区域的基尼系数，计算结果如表1所示。

首先，从劳动收入份额空间分布的总体差距(G)和演变趋势来看，在样本研究时段内，劳动收入份额的基尼系数介于0.058和0.083，其平均值为0.070，标准差为0.008。整体来看，劳动收入份额的空间非均衡程度呈缩小趋势，但其演变趋势具有明显的波动起伏特点。具体来说，演变过程可以分为两个阶段：第一阶段(1997—2010年)，基尼系数经历了连续上下波动的走势，即从1997年的最高点0.083微幅下降至1999年的0.072，之后逐渐攀升至2001年的0.080，随后大幅下降至2006年的阶段性最低点0.059，然后又迅速上升至2010年的0.078。第二阶段(2011—2017年)，基尼系数在此阶段保持趋稳递减的趋势。即由2011年的0.069一路下降至2017年的最低点0.058，表明中国劳动收入份额的空间非均衡程度在此期间呈现出不断降低的态势。这也意味着，近些年来国家采取的区域协调发展战略在改善劳动收入份额差异性方面效果显著。

其次，从劳动收入份额空间分布的地区内部差距(Gw)和演变趋势来看，三大区域的基尼系数各自处于不同的水平，在不同年份有增有减，并且变化规律并不统一。在数值大小方面，地区内部劳动收入份额基尼系数平均值的排序依次为：东部(0.061)>西部(0.059)>中部(0.053)。三大区域内部基尼系数的均值相差不大，并且均小于总体基尼系数的均值(0.070)。但近几年西部地区内部的基尼系数一直高于东、中部地区，可能的原因是：西部地区包括的省份最多，地区间劳动收入份额的差异较大。在演变过程方面，在观察期内，三大地区内部劳动收入份额的差距高低交错，演变趋势各异且具有明显的层次性差距。各地区内部差距既具有与总体差距相似的发展趋势，而且又有自身的特点。但总体来看，均可大致分为三个阶段：第一阶段(1997—2002年)，三大地区内部差距差别不大，波动也较为平缓；第二阶段(2003—2010年)，三大地区内部差距差别较大，波动较为频繁，尤其是中部地区，其劳动收入份额的基尼系数升降反复；第三阶段(2011—2017年)，三大地区内部差距虽差别较大，但整体均呈下降趋势，且中部地区下降趋势最为明显。

表1 劳动收入份额的基尼系数及其分解结果

接下来，从劳动收入份额的地区间差距(Gnb)和演变趋势来看，在数值大小方面，地区间劳动收入份额基尼系数平均值的排序依次为：东—西部(0.085)>东—中部(0.072)>中—西部(0.066)，东—西部地区间基尼系数始终高于东—中部和中—西部地区，可能是因为东、西部地区经济发展水平差距较大。在演变过程方面，东—中部地区间的劳动收入份额差距演变趋势与东—西部地区间十分近似，时序变化过程保持基本一致。即先在“上升—下降”交替变化中呈现下降的趋势，而后呈现稳步下降趋势。相对而言，中—西部地区间基尼系数变化走势不明显，无持续变动的方向，但基本以缩小为主。近5年来一直保持较小的波动幅度，变化趋势也相对平缓，并且数值也基本维持在0.064左右的水平。自2008年开始，中—西部地区间与东—西部地区间劳动收入份额基尼系数的差别微乎其微，在均值上仅相差0.002，其演变过程基本保持一致。综合来看，三大地区间基尼系数都呈现出缩小的态势，并且近几年具有明显的收敛特征。

最后，从劳动收入份额的地区差距来源及其贡献率来看，地区内差距贡献率在整个样本考察期内十分平稳，而地区间差距与超变密度贡献率处于交错之中，二者的演变趋势具有明显的对称性。尽管在之前年份，地区间差距贡献率出现了较大幅度的下降，但总体来看，地区间差距贡献率与地区内差距、超变密度贡献率相比具有绝对分量，这是劳动收入份额空间非均衡的主要动因。

(三)劳动收入份额的核密度估计

从上述基尼系数的分解结果来看，地区间劳动收入份额的差距仍比较突出，而地区内部劳动收入份额的数值经历过前期较大幅度的波动之后，近年来在一定程度上表现为较为明显的下降态势。接下来，本文采用非参数估计的Kernel密度方法，选取1997年、2002年、2007年、2012年和2017年5个年度作为考察剖面，结合核密度曲线的分布位置、态势和延展性等方面的信息，对各地区劳动收入份额的分布情况进行分析，以期对1997—2017年劳动收入份额的动态演进过程进行全景式的刻画。从图2核密度曲线的移动轨迹来看，各地区劳动收入份额的核密度曲线在观察期内均经历了“先左移后右移”的过程，总体表现为小幅左移趋势，这较为直观地反映了各地区的劳动收入份额在观察期内都经历了“先下降后上升”的波动过程，但由于上升幅度小于下降幅度，因此总体呈下降趋势。具体来看，各地区劳动收入份额的核密度曲线在1997年、2002年与2007年间都出现了持续左移的趋势，说明这三年各地区的劳动收入份额都呈现出逐渐下降的趋势，而在2012年和2017年，各地区的核密度曲线都出现了持续右移的现象，说明这两年各地区的劳动收入份额逐渐上升。从劳动收入份额的分布形态来看，在观察期内，东部地区由“单峰状”转变为“双峰状”或“多峰状”，核密度曲线由陡峭逐渐变得平缓，说明东部地区各省份的劳动收入份额的差距较大，劳动收入份额空间分布的非均衡状况逐渐凸显。中部地区的核密度曲线在整个观察期内近似呈“单峰”形态，但曲线形态由平缓变得陡峭，这意味着中部地区各省份间的劳动收入份额逐渐趋同，劳动收入份额空间分布不均衡状况趋向缓和。西部地区的核密度曲线呈明显的“单峰状”，说明在整个观察期内，西部地区各省份劳动收入份额的分布情况表现出“单极化”的特征，且曲线的开口跨度较大，形态较为相似，说明西部地区各省份的劳动收入份额空间差异尽管较大，但差异程度较为稳定。这也与之前表1的结论具有较好的一致性。

图2 东部、中部和西部地区的劳动收入份额分时段比较

(四)劳动收入份额的空间收敛性分析

从上述基尼系数的分解结果来看，劳动收入份额在一定程度上可能形成各自的“俱乐部”。基于此，接下来从地理空间的视角探究其各自劳动收入份额的收敛情况。在检验劳动收入份额的收敛性方面，大致有五项指标需要加以展示，依次为Moran’s I、LMERR、LMLAG、R-LMERR和R-LMLAG等统计量。

在分析收敛性之前，需要从地理空间视角对劳动收入份额的空间相关性进行预检验。首先采用车步邻接矩阵(rook contiguity matrix)来定义一阶空间邻接地区③。结果如表2所示，从全国总体分析来看，劳动收入份额基于OLS所得到残差的Moran’s I系数值为0.19，且通过了5%水平下的显著性检验。这意味着尽管劳动收入份额的空间相关性特征并不十分强烈，但受自身及邻近地区的共同影响，存在着一定程度的正向空间聚集现象。即高(低)水平的省份之间互相邻近。从分地区来看，中、西部地区的Moran’s I分别通过10%和5%水平下的显著性检验。这意味着中、西部地区劳动收入份额的空间分布也不是随机的，而是呈现出典型的空间集聚特征。

表2 劳动收入份额的空间收敛性检验

考虑到地理邻接关系的可变性小，基于此建立的二元邻接矩阵灵活性差，难以反映经济关系的实际变化。接下来，本文基于两地区地理中心位置之间的距离构造基于距离函数的地理距离矩阵，进一步检验不同设定方法对模型估计结果的影响以及不同形式矩阵的敏感性。地理距离矩阵的统计检验结果表明，从全国总体分析来看，劳动收入份额的Moran’s I系数值为0.23，且通过了5%水平下的显著性检验。从分地区来看，仅中部地区的Moran’s I通过10%水平下的显著性检验，东部地区均未通过相应的检验。这在一定程度上说明了全国以及中部地区劳动收入份额在地理空间上的分布并不是随机的，而是具有较强的集聚性和关联性。

Moran’s I只是考量空间关联性的重要指标之一，无法甄别SLM模型和SEM模型的优劣性。而拉格朗日乘数形式(LMERR和LMLAG)不仅可以检验空间相关性，还可以为空间计量模型的选择提供线索。判定结果显示，LMERR、LMLAG、R-LMERR以及R-LMLAG四个统计量的显著性不相上下。接下来将借助空间滞后模型(SLM)和空间误差模型(SEM)对劳动收入份额的空间收敛性做进一步分析和比较。

由于东部地区的Moran’s I未通过相应的检验，因此接下来对全国、中部和西部地区劳动收入份额时空分布变化的收敛性展开分析。从表3展示的模型统计检验结果来看，SEM与SLM的解释能力相差不大，具体表现为：模型的拟合优度大体处于同一水平，而且相应系数的数值也相差不大，显著性非常一致。因此，这表明了在全国以及中、西部地区劳动收入份额收敛性分析方面，SEM与SLM确实不存在明显的优劣之分。

首先，以二元邻接矩阵为例进行详细分析。从空间相关性来看，无论是全国层面，还是中、西部地区内部，空间滞后系数ρ值与空间误差系数λ值均通过1%水平下的显著性检验，符合相应模型的假设。衡量权重矩阵观测值之间的空间相互作用程度的空间自相关参数ρ值显著为正，表明借助空间传导机制，相邻地区劳动收入份额的较快增长将会刺激本地区实现更高的劳动收入份额增长，即地区间的劳动收入份额增长率具有正的外部性(溢出效应)。揭示回归残差之间空间相关强度的参数λ值显著为正，表明地区间的劳动收入份额具有显著的异质性，各地区劳动收入份额随机残差项对相邻地区的劳动收入份额具有扩散效应。从收敛性来看，在全国层面，劳动收入份额的收敛系数在1%的水平下显著为负，这意味着我国劳动收入份额存在着绝对趋同的趋势。以中、西部地区作为考察的地域单元来看，中、西部地区的劳动收入份额收敛系数符号与全国一致，均在1%的水平下表现出显著的收敛性。这表明在考察期内，在考虑空间关联效应的情况下，中、西部地区内部的劳动收入份额均存在明显的“俱乐部”收敛现象。

接下来，将二元邻接矩阵和地理距离矩阵进行对比分析，以进一步比较不同设定方法对模型估计结果的影响以及不同形式矩阵的敏感性。对比结果显示，全国以及中、西部地区劳动收入份额的空间滞后系数ρ值、空间误差系数λ值以及收敛系数β不论是在方向性还是显著性上均未发生较大的变化，这也意味着，劳动收入份额的空间收敛性具有较好的稳定性。总体而言，基于不同的空间权重矩阵和计量模型都证实了劳动收入份额不仅存在着全国范围内的绝对收敛的可能，而且也存在着区域性的“俱乐部”收敛现象。

表3 劳动收入份额的空间收敛性比较

(五)劳动收入份额空间收敛性的稳健性检验

由于劳动收入份额的核算方法和统计口径在本文的样本研究时段1997—2017年有过变更，国家统计局在2003年将城镇个体户经营收入纳入劳动报酬，2004年之后又将其经营性收入并入资本性收入，因此有必要对劳动收入份额的收敛性进行分时段的稳健性检验，以便更准确地体现劳动收入份额的时空分异特征及动态演变格局。接下来，本文将二元邻接矩阵和地理距离矩阵进行对比分析，以进一步比较不同设定方法对模型估计结果的影响以及不同形式矩阵的敏感性。检验结果如表4所示，从1997—2003年来看，SEM较SLM表现出更好的解释能力，具体表现为，不仅模型的拟合优度相对较高，而且相应系数的显著性也更好。就地区间的差异而言，仅中部地区没有通过相应的检验，其他地区的空间滞后系数ρ值与空间误差系数λ值均通过了1%水平下的显著性检验，这都验证了表2和表3的结论。尽管地区间的劳动收入份额具有显著的异质性，但地区间的劳动收入份额增长率具有正的外部性(溢出效应)。这再次证实了劳动收入份额不仅存在着全国范围内绝对收敛的可能，而且也存在着区域性的“俱乐部”收敛现象。

表4 1997—2003年劳动收入份额空间收敛性检验

尽管由于模型设定形式存在差异，不同模型的估计结果之间难以准确地进行比照，但从表5所示的2004—2017年结果来看，SLM较SEM表现出更好的解释能力，不仅模型的拟合优度相对较高，而且相应系数的显著性也更好。SEM较SLM所得到的收敛系数绝对值更大一些，表现出更为明显的收敛性特征。采用二元邻接矩阵或者地理距离矩阵，全国以及东、中、西部地区的劳动收入份额的收敛系数β不论是方向性还是显著性均未发生变化；这表明在考察期内，劳动收入份额不仅存在着全国范围内的绝对收敛的可能，而且也存在着区域性的“俱乐部”收敛现象。这一结论与表2和表3的结果也较为吻合，这也在一定程度上再次证实，不同的统计口径、不同的研究时段、不同的地域划分、不同的模型设定的劳动收入份额均表现出较为一致的收敛性特征，这也体现了上述结论的稳健性④。

五、结论与对策建议

本文基于中国内地1997—2017年的省级面板数据，运用Dagum基尼系数分解法、Kernel密度估计与空间计量经济学相结合的分析方法，对劳动收入份额的时空分异特征及动态演变过程进行测度。从研究结论来看，第一，在典型化事实方面，劳动收入份额具有明显的空间非均衡特征，且在时间序列上具有较大幅度的波动。第二，在Dagum基尼系数方面，从劳动收入份额的地区差距来源及其贡献率分解来看，劳动收入份额的地区间差异明显大于地区内的差异，并且是造成全国分布差异的主要因素。第三，在Kernel密度估计方面，东、西部地区劳动收入份额的区域内部差异较大。第四，基于二元邻近矩阵和地理距离矩阵的空间收敛性检验表明，随着时间的推移，劳动收入份额呈现出空间收敛趋势，中、西部地区形成了各自的“俱乐部”。劳动收入份额“区域间异质化”的特征不断弱化，而“区域内同质化”的特征逐渐显现，劳动收入份额空间格局的演化轨迹体现了劳动收入份额“梯度化”“集群化”的分异特征。上述结论为识别劳动收入份额的时空分异特征及动态演变轨迹提供了有益的理论与实证支持。提高劳动者报酬水平不仅是解决收入分配问题的抓手，也是转变经济发展方式、提升经济增长质量的关键，因此就研究结论提出如下对策建议。

表5 2004—2017年劳动收入份额空间收敛性检验

第一，提升劳动收入份额是一个系统工程。劳动收入份额的变化有着与经济社会发展不同阶段相联系的特征，政府部门在制定全局框架下的区域协同发展政策时，应把握劳动收入份额所体现的差异性、阶段性和区域不平衡性特征，尽可能地考虑各地区劳动收入份额的初始水平、现实约束和演变特征，以时间上的压缩形式和幅度上的跨越形式，促进各地区的劳动收入份额在差异中提升，在发展中提升。当然，政府部门在制定政策时除了要应对一些共性的问题之外，还要考虑各地实际以确保其针对性。对劳动收入份额较高且收敛路径趋同的地区，应积极推动地区间发挥各自优势，防止劳动收入份额落入低水平的稳态收敛。对劳动收入份额较低且收敛路径趋同的地区，应积极发展互补型合作关系，以偏向空间干预的均衡发展政策取代以往偏向空间中性的非均衡发展政策，形成空间联动的劳动收入份额共同提升。

第二，以中国人口大国的特征，最适合的技术进步方向应为劳动偏向。然而，地方政府不仅具有实施强制性技术变迁的意愿，还具备实现强制技术变迁的条件，因此，技术进步偏向相对稀缺的资本要素而偏离具有比较优势的劳动要素，这在导致劳动报酬占比下降、资本要素收入占比提高的同时，也导致居民收入差距扩大。再加上要素市场的扭曲，劳动力市场制度的不完善，劳动收入未能完全反映劳动者在生产中的贡献。面对“强资本弱劳工”的局面，若促使劳动收入过快增长，在抬高企业运营成本的同时，势必刺激企业进行资本替代劳动，最终不利于劳动收入份额的提升。因此，坚持共享发展理念，完善要素价格的市场形成机制，摆脱“有增长无发展”的窘境，发挥劳动力市场工资指导价位制度，促使工资增长幅度保持适度水平，抑制资本劳动相对价格的下降，促进劳动者更充分地享有改革发展的成果。

第三，坚持把发展经济着力点放在实体经济上，把实施扩大内需战略同实现更加充分更高质量就业有机结合起来。长期以来，我国依赖高积累、高投资的发展模式促使新增价值分配中资本收入份额较高，劳动收入份额过低。而劳动收入份额过低直接影响居民消费水平的提升和社会总产品的价值实现。针对劳动收入份额表现出的空间非均衡和空间关联性特征，继续坚持经济发展就业导向，将发展经济着力点放在实体经济上。同时，借助人口城镇化建设，发挥中心城市和城市群对劳动力就业的吸纳作用，加快提升劳动者技能素质。而通过产业链跨区域协同合作发展，促进产业在国内有序转移，优化区域产业链布局，重塑经济地理格局，有助于充分发挥超大规模市场的比较优势。平滑资源要素分布和经济发展条件下的区域差异性，这有助于实现全域劳动收入份额提升和产业结构升级相互促进、良性发展。

注 释：

①国家统计局年度数据，具体可以参见网址内容：http://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01。

②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个省份，中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省份，西部地区包括四川、重庆、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古12个省份。

③本文采用的空间邻接权重矩阵遵循Rook相邻判断规则，鉴于海南省的独特地理位置，其与陆地上没有相邻的省份，考虑到广西和广东与其距离最为接近，在此设定海南和广东和广西为邻接关系。

④因版面所限，依据2015年张车伟、赵文研究数据计算所得到的劳动收入份额基尼系数及其分解结果、空间收敛性检验结果均未在本文列示，留存备索。作者邮箱：164182976@qq.com。相比较来看，张车伟、赵文的研究结果与本文所得结论具有较强的稳定性与一致性。这也表明多源异构(不同的数据来源，不同的研究时段，不同的地域划分，不同的模型设定)的劳动收入份额均表现出较为近似的时空分异特征及动态演变规律。