价值链嵌入模式与
*国民收入分配结构失衡
付文林1张婉2
(1．上海财经大学公共经济与管理学院200433;2．华泰证券股份有限公司210002)
内容摘要：国民收入分配关系不仅取决于要素供求结构，也与产业的国际竞争优势
有关。本文通过一个融入二元经济、价值链嵌入模式的特定要素模型，探讨了全球价值链分工地位对国民收入分配结构的影响，在理论上为国民收入分配结构演化特征提供了一致性解读;并利用长三角地区部分城市的面板数据，证明了中国目前较低的国际分工地位是造成国民收入分配结构失衡的重要原因。而提升中国经济的收入创造能力，关键是构建国家创新体系，激发全社会的自主创新能力;通过国内消费市场的发掘和培育，提高本土企业的价值链分工地位。
关键词：全球价值链;收入分配;特定要素模型;产业升级
中图分类号:F047．3文献标识码:A文章编号:1005－1309(2013)10－0049－008
一、引言
通过渐进制度变革，中国经济在过去30多年获得了巨大成就，但在经济总量不断壮大的同时，收入分配失衡等结构性矛盾也日益突出，尤其是劳动报酬占GDP的比重在1983年达到56．5%
24年间下降了近17个百分点①。收入分配差距不断扩大被的峰值后，曾下降到2007年的39．7%，
巨额贸易顺差等宏观经济内外部失衡的深层次原因之一认为是引发我国需求结构、通货膨胀、
者报酬在国民收入分配中比重下降的现象
济总体上已进入工业化中后期［4］［2］［3］［1］。传统上经济学家一般从二元经济结构、地区间投资竞争解释发展中国家在经济起飞阶段劳动。而中国经历了30多年的经济高速增长，国民经，劳动力市场过度供给状况正在逐步缓解，为什么近年来劳动者报酬比重反而会加速下降？显然仅仅从二元经济理论无法对此提供一致性解释。
鉴于近年来中国的国民收入分配失衡是与经济全球化进程不断加快相互交织的，如2000－2008年我国的平均外贸依存度已高达54．2%，也正是在这期间，劳动报酬占国民收入的比重开始加速下降。这提示当前的中国国民收入分配的结构性矛盾需要在全球价值链分工体系中加以把握，因为价值链驱动地位会直接影响价值链租金的分配［5］，企业可通过风处于支配地位的“链主”
险转移、买方零库存和压迫性价格等手段，获得整个产业链租金的绝大部分；而处于价值链“微笑
［6］曲线”底端的被控制企业，在整个产业链的租金分配中所获有限。中国通过利用和吸收低级生
“中国制造”产要素加入全球价值链，虽然行销世界各地，但从产业整体回报看，也在被跨国资本深
收稿日期：2013－02－24
*基金项目：本文得到了全国优秀博士学位论文作者专项资金资助项目（201002）、教育部新世纪优秀人才支持计划项目（NCET－10－0475）和国家自然科学基金（71073075）的研究资助。
《中国统计年鉴》①根据历年公布的地区生产总值收入法构成项目数据进行计算。
—49—
［7］“世界血汗工厂”甚至有沦为的危险。国家竞争优势的失位所带来的经济增长收入创造度盘剥，
能力低下，很大程度上使国内生产要素所能够分享的总回报偏低，再加上地区间的招商引资竞争又进一步强化了跨国资本的强势收入分配地位，这一系列因素结合在一起必然使得资本要素的回报率要显著高于劳动力要素，当然就压低了劳动报酬在国民收入中的分配地位。
二、分工演进与国民收入分配结构
各要素的相对谈国民收入分配结构中各生产要素的分享比例根本上取决于可分配的总收入、
判地位，而这两者本质上都与一国的总体分工演化特征有关。1978年以来中国的经济体制改革进程基本上是从一个相对封闭的经济向对外开放的逐步过渡。目前在中国，无论是初次分配、还是二次分配，居民家庭所占的份额均在下降，我国职工工资总额占GDP的比重在1978－2007年间，已由17%下降为11%①。图1是中国1993年以来的国民收入分配结构的变化状况
。
图11993－2009年全国的收入法GDP结构变化特征
《中国国内生产总值核算历史资料》、《中国统计年鉴》数据来源:根据相关年份公布的地区生
产总值收入法构成项目数据进行计算。
:《中国统计年鉴》数据来源并未公布全国性的国民收入分配结构数据，但它对地区生产总值
按收入法口径(包括劳动者报酬、生产税净额、固定资产折旧和营业盈余)进行了报告。国家统计
局根据2004年经济普查结果对地区生产总值的历史数据进行过调整，为了使得数据可比，图1中
《中国国内生产总值核算历史资料》，2005年以后为相关年份的数据来源为:1993－2004年来自
《中国统计年鉴》。
2000年根据图1所报告的中国的收入法生产总值的时间演化序列数据，我们大致可以看出，
以前，中国的国民收入各项目的份额总体上较为稳定，其中劳动报酬占GDP的比重基本上都在50%以上。而从2001年中国加入世界贸易组织后，劳动报酬占比经历了一次明显的下降过程，其
2007年的劳动报酬占GDP的比重已下降到39．7%（虽然2009年以来该比重又有所上升）。而中，
2004－2007年间均占GDP的与此同时，企业的营业盈余在国民收入分配中的比重却在不断上升，
30%以上，即使到2009年，营业盈余占比依然达到24．7%。
关于中国的国民收入分配中的劳动收入份额持续下降的原因，许多研究都提到，利润侵蚀工
［8］资和财富向政府转移导致了居民的实际工资在国民收入中的份额下降。之所以要素分配呈现
这种变化，白重恩和钱震杰认为是国有企业改革和市场垄断程度提高所引发的劳动力市场环境改［9］变，而罗长远和张军则认为，劳动收入占比下降与地区间的FDI竞争和出口贸易结构升级相
，“倍增”，《财经年刊：2011预测与战略》，70－72
。①数据转引自：陈永杰最低工资标准
—50—
关［10］。因为随着世界性的生产技术、产业内国际分工进程在迅速加快，中国的比较优势流程革新，
也在逐渐向资本较为密集的产品转变，出口收益越来越有利于资本，劳动收入占比因而不断下［11］降，也就是说出口商品的资本密集度提高，会导致出口收益更多地被资本所获得，不利于劳动收入占比的提高，长期中还会诱致资本偏向性技术进步发生，进一步压低劳动收入占比［12］。
三、价值链嵌入与要素收入分配的特定要素模型
1978年以来，中国通过出口导向型经济发展战略，大大推进了工业化进程，但由于发展中国家和发达国家之间的禀赋优势差异巨大，因而在产业转移过程中，发达国家一般只是将全球价值链中的低附加值环节向外转移，自己则保留了高附加值环节，加之由于低附加值环节的进入壁垒比较低，往往会导致过度进入，这自然会导致国际产业转移吸纳国的资本回报与劳动者工资差距的不断扩大。为直观说明价值链分工、要素禀赋结构对国民收入分配结构所带来的影响，本文在温
［13］科曼（Winkelmann）的基础上，提出了一个简单的特定要素模型对此进行说明。
（一）两地区经济基准模型
我们首先考虑一个资本投入不变的两地区经济，为了简化分析，这里只讨论工业经济部门，而将农业部门看作外生，其中的甲地区为以外向型出口为主的经济，乙地区为以民营内资为主的经济；两地区在生产活动中均需要同时雇佣技术工人和非熟练工人，其中的技术工人雇佣数量一定，非熟练工人则可以在两地区之间自由流动，也即只有技术工人为特定要素。图2描绘的是该经济工业部门的非熟练工人劳动市场的均衡演变特征
。
图2两地区劳动力市场均衡模型
0且劳动力市场为完全竞争，当非熟练工人的边际产出等于其工假设非熟练工人的总量为ON，
企业停止雇佣，而随着非熟练工人的跨地区间流动，均衡时，两地区的劳动报酬最终会趋资率时，
000于一致。考虑一个初始的均衡状态（图2的点B），地区乙雇佣EN，均衡地区甲雇佣OE，此时，
0短期内不可流动，因此其在生产中除获得正工资是w。由于本模型中的技术工人属于特定要素，
0常报酬外，还获得一部分剩余租金，大小为总产值减去付给非熟练工人的工资，也即ABw是甲地
BDG则是乙地区的技术工人获得的租金。区的技术工人获得的租金，
（二）非特定劳动力要素供给增加
由于工业化过程往往伴缩着农村剩余劳动力（即非熟练工人）的持续向城市转移，这种趋势可
0以用图2中的非熟练工人总量增长来表示，如我们假定工业部门的非熟练工人的总量由最初ON
—51—
11也就是均衡工资降为w。在其他条件一定时，非熟练工人的劳动力市场均衡点为C，增加到ON，
1两地区中的技术工人获得的租金均获得了增长，甲地区特定要素所获租金将增加到ACw，此时，
乙地区的租金会增加到CFH。我们不难得出：当非特定要素供给量增加时，所有两个地区的非特定要素边际收入均会降低，而特定要素的边际收入则上升。这个结果正如二元经济理论所强调的，因为落后国家存在着一个很大的农业部门，在其工业化过程中，大量的农村过剩劳动力向城市工业部门转移，使得工业部门的劳动力供给弹性无限大，劳动工资率会一直处在较低水平。
（三）价值链嵌入差异与特定要素供给增加
当然，现实经济中，一国经济的工业化过程不会仅仅是农村劳动力向工业部门流动，还表现为资本投入的不断提高。为了能够分析资本要素增加的收入分配状况，不失一般性，我们这里简单地把技术工人和资本要素都看作特定要素，它们两者的回报是共享图2中的非熟练工人的生产剩余租金，这样，当资本增加时，就可以简单地表示为非熟练工人的边际产品价值曲线的向上移动。再考虑到中国是从全球价值链的低端加入国际分工体系，以出口为主的甲地区在对外开放过程中吸引了大量的FDI，因而相比较以民营经济为主的乙地区，劳动的边际产品曲线向上移动的幅度更
比如该大，为了便于比较，我们假设在资本投入提高之后，非熟练劳动力的工资率依然保持在w，
B'F'。由图2，经济的两个地区的劳动边际产品曲线分别移动到图2中的A'B'、我们不难看到相比
较对外开放之前的均衡状态B，在新的开放条件下的劳动力市场均衡B'点，甲地区的特定要素的回报提高的相对幅度显然要大于乙地区，也就是说，在加入全球分工体系之后，以外向型经济为主的甲地区，劳动报酬在国民经济中的相对比重会下降，而以民营经济为主的乙地区的劳动报酬占比是否下降并不明确。如果我们将乙地区的民营经济的经营性收入统计为城镇居民的可支配收
那么显然在国民收入分配中，乙地区的居民收入占比实际上增加了②。入①，
或者实现由上述简单的特定要素模型，我们还能够知道，只有在非熟练过剩劳动力转移完成，
主导产业的价值链升级，中国的要素收入分配结构失衡问题才有可能逐步得到解决，也就是说，从长期角度，国民收入初次分配结构中的劳动报酬占比一般会呈现为U型关系，而劳动报酬随着时间推移先下降、再上升的U型关系演变，则取决于中国的经济结构转型成效，尤其是与要素禀赋结构、全球经济中的国家竞争优势有着密切关联。0
四、价值链嵌入影响国民收入分配结构的经验分析
生产流程再造的迅猛发展，国际间产业分工格局也在不断变革，跨国公司通过随着信息技术、
在全球范围内的价值链分工，对中国的国际贸易比较优势带来了一系列深刻变化。为了更好地把握地区间国民收入分配的作用机制特征，并考虑到数据的可得性问题，本文选择的是长三角地区的10个市级数据样本③。因为长三角地区的城市群地理上较为接近，经济发展水平大致相当，基本上有着同源的商业传统，但在参与全球分工体系中却有着各自独特的选择，如长三角地区的经济发展模式的两个不同的代表：苏州和温州，都处在工业化过程的中后期，在要素禀赋结构上并不
《中国统计年鉴2009》，①这种处理与收入统计实际也是一致的。如根据城镇居民可支配收入指家庭成员得
到可用于最终消费支出和其它非义务性支出以及储蓄的总和，它是家庭总收入扣除交纳的个人所得税、个人交纳的社会保障支出以及记账补贴后的收入。
②当然，现实经济中的投资增长近年来要显著高于就业的增长，这会使得生产要素的相对稀缺状况不同于图2的分析结果，即劳动力报酬的占比可能会快于资本收入的比重。但如果考虑到中国是一个价值链低端融入国际分工体系，在价值链总租金分配上处于劣势，且所分得的经济租金中很大一部分还被跨国投资公司分走，这才使得
“中国制造”“世界血汗工厂”（李平，2006）。一些学者认为沦为狄辉，
③具体选择的是南京、无锡、常州、苏州、扬州、宁波、温州、嘉兴、绍兴、金华10个城市2000－2009年的数据为分析样本。
—52—
但在过去30多年中，两地通过不同的嵌入全球化分工的模式，在经济发展的同时，存在很大差别，
要素的分配格局却明显不同。显然，长三角地区不同城市的经济发展实践为我们提供了一个理解价值链嵌入与国民收入分配结构变化间关系的自然性案例。
当然，要判断价值链分工对国民收入分配的影响，首要的是恰当度量各地区的价值链分工地位，但由于全球价值链驱动模式多样，价值链中的参与主体的竞争优势也有着很复杂的表现，试图简明清晰地测度参与方的价值链地位并不容易。本文在考察长三角不同地区的价值链分工地位时，采用的是相对直观的贸易方式数据，即通过各地区的加工贸易占出口额的比重来反映其国际分工地位。因为以加工制造（OEM）为主嵌入全球价值链的本土配套企业一般没有能力自创平台，只能依赖于某一两个跨国公司作为主要客户，作为“链主”的跨国公司利用买方势力对其进行压榨，导致中间工序的附加价值被不断降低，从而在国民收入创造中的本土生产要素所获报酬增长相对乏力。本文实证分析中的基本计量检验方程为：
lnＲI=α+β1lnL+β2lnμ－β3lnY+ε
上述方程中的ＲI表示劳动报酬①占GDP的比例；L为劳动投入量（用全社会从业人员数表示）；μ为加工贸易占出口额的比例；Y是地区生产总值；ε为残差项。同时为了检验其它客观经济因素的影响并保证模型的无偏性，我们引入了两个与劳动报酬占比可能相关的控制变量，即第二产业结构比重（sr）和人力资本水平（hc，用高等院校在校生与总人口的比值表示）。本文分析的时间跨度为2000－2009年，所有分析数据均来自各相关市的统计年鉴。
（一）单位根检验
要考察价值链嵌入模式与国民收入分配结构之间是否存在稳定的关系，通常的方法是面板数据协整检验，不过，在进行协整检验前，需要对各变量的平稳性进行考察。在面板数据单位根检验中，根据对自回归系数的同质性假设不同，目前常用的方法有两类：一类是假设所有截面单元的自
Hadri检验等；另一类是放宽同质性假设，回归系数相同，如LLC检验、即允许自回归系数在不同的
Fisher－ADF方法、Fisher－PP方法等。考面板单元中有不同的估计值，代表性的方法是IPS方法、
虑到本文的样本数据时间序列较短，单位根检验采用Fisher－ADF检验法。ADF检验的具体过程通过三个模型来完成，首先从含有截距项和趋势项的模型开始，再检验只含截距项的模型，最后检验二者都不含的模型。表1是各变量平稳性检验结果。
lnY和根据表1中各变量的平稳性检验结果，本文所讨论的劳动报酬率等6个变量中，lnL、
lnμ3个变量的水平值不能拒绝存在单位根的原假设，而它们的一阶差分值都表现为平稳序列，即这三个变量为I（1）过程，另外的lnＲI等3个变量均为I（0）过程。因而我们在本文的计量方程基础上讨论了各变量之间是否存在协整关系。
（二）面板协整检验
确定变量之间是否存在长期联系需要对各变量进行面板协整检验，本文采用的方法是文献中
“不存在协整关系”，较为常用的Pedroni面板协整检验方法，检验的原假设为检验结果见表2。
可以看出，不同的面板协整检验统计量得出的结论不完全一致，这种分析结果的反差很大程
Pedroni面板协整检度上与本文分析数据的时间序列较短有关，事实上，根据不同的数据生成过程，
验构造的7个统计量在不同的样本容量下拥有各自的相对优势，如Pedroni（2004）指出，当样本期
7个统计量的偏误都较小且效能很高，PanelADF较长时（如T＞100），当样本期较短时（如T≤20），
Panelv－Statistic与Grouprho－Statistic检验效果－Statistic与GroupADF－Statistic检验效果最好，
较差，考虑到本文数据样本期较短，故我们主要依据PanelADF－Statistic与GroupADF－Statistic统计量的检验结果，即零假设被拒绝，本文的计量方程的各变量之间存在长期协整关系。
①由于大部分城市劳动报酬数据不可得，本文这里采用的是工资总额。
—53—
表1面板数据单位根检验结果
含截距和趋势
lnＲI水平值
一阶差分
lnL水平值
一阶差分
lnY水平值
一阶差分
lnμ水平值
一阶差分
lnsr水平值
一阶差分
lnhc水平值
一阶差分20．9517．7526．4015．8624．1914．1125．7429．03＊＊12．3246．64＊＊＊57．99＊＊＊25．38含截距项22．0831．06*3．5740．426＊＊＊11．1840．51＊＊＊26．4445．06＊＊＊31．76＊＊28．3091．27＊＊＊65．00＊＊＊无截距无趋势49．74＊＊＊40．206＊＊＊0．3629．53*0．7911．3116．0772．79＊＊＊14．3962．30＊＊＊91．79＊＊＊73．11＊＊＊结论平稳平稳不平稳平稳不平稳平稳不平稳平稳平稳平稳平稳平稳
＊＊＊＊5%和1%的显著性水平。各变量的平稳性的判断标准是:只有三个模型的检验结果都不能注:*、和＊分别表示10%、
拒绝原假设时，我们才认为序列是非平稳;而只要其中一个模型的检验结果拒绝了原假设，即认为序列是平稳的。
表2
统计量
Panelv－Statistic
Panelrho－Statistic
PanelPP－Statistic
PanelADF－Statistic
Grouprho－Statistic
GroupPP－Statistic
GroupADF－Statistic面板协整检验结果统计量值－2．7707884．844395－3．827790－3．3611175．635609－15．62656－4．784061P值0．99721．00000．00010．00041．00000．00000．0000
（三）面板数据回归分析
尽管单位根分析证明，至少在长三角地区全球价值链嵌入模式与国民收入分配结构间存在着长期稳定的关系，但各变量之间的具体影响大小和方向，还必须要利用面板数据回归方法对相关系数进行估计。
国民收入分配关系的决定因素当然很复杂，地区经济发展水平、价值链分工地位、要素分配制度、国内外经济环境变化的冲击等都会影响生产要素的相对经济地位。因为计量模型所存在的遗漏变量误差会导致误差项与解释变量之间不再相关，采用OLS方法对计量方程进行计量检验很有可能会面临着遗漏变量偏差。不过，我们注意到现实经济中，经济冲击中的相当一部分往往或者不随时间、或者不随地区而变化，这样，通过在回归模型中纳入时间固定效应、地区固定效应的不同处理，就可以在很大程度上解决遗漏变量问题所给实证分析结果所带来的偏差。表3报告的是控制了时间、地区固定效应的相关回归结果。
表3的面板数据回归结果表明，劳动投入量对提高劳动报酬率具有正面促进作用，不过，系数只有在模型3中显著。从劳动投入回归系数的方向上，我们可以认为劳动者就业机会增加在目前是提高劳动报酬在国民收入中的比重的基本途径，从这个意义上讲，中国未来经济增长中就业机会创造问题必须成为经济结构转型成效的重要考量目标。
—54—
2013年第10期
表3
模型1
常数项
lnL
lnY
lnμ
lnsr
lnhc
时间固定效应
地区固定效应5．75＊＊＊(1．82)0．02(0．07)－0．07(0．08)－0．16＊＊(0．06)－0．69(0．49)0．12*(0．07)NoNo·上海经济研究·面板数据回归结果模型213．58＊＊＊(1．82)0．17＊＊＊(0．05)－0．06(0．07)－0．12＊＊(0．05)－2．91＊＊＊(0．53)－0．08(0．05)YesNo模型35．48*(2．94)－0．09(0．09)－0．16(0．12)0．02(0．12)－0．48(0．66)0．24*(0．13)NoYes模型419．31＊＊＊(4．52)0．04(0．09)－2．59＊＊＊(0．49)－0．04(0．11)0．02(0．81)0．25*(0．14)YesYes
*＊＊＊5%和1%的显著性水平。、＊和＊注:括号中的数值为标准差，分别表示。10%、
经济规模总体上对提高劳动者报酬是负面影响，这表明长三角作为目前中国经济最发达的地区之一，依然存在着经济总量增长与居民收入增加的严重不同步问题，这提示仅仅依赖经济增长无助于改善劳动与资本分配中的失衡关系，更重要的是对国民收入分配关系作根本性变革。
本文所纳入的两个控制变量确实对国民收入分配结构有一定影响，其中，第二产业比重与劳动报酬占比呈负向关系，即在长三角地区工业化程度越高的城市，劳动报酬占国民收入的比重越低，这说明中国在参与对外开放的过程中，制造业部门的规模和水平发展虽然很快，但仅仅作为世
“工厂”，界的制造业国际竞争优势总体上并不高，在价值链中的分配地位与工业化进程明显不同
步。另一个控制变量人力资本与劳动报酬占比间呈显著的正相关关系，在本文所分析的10个长三角城市中，人力资本越高的地区，劳动报酬率也越高，反映人力资本积累对提高劳动者收入比重具有积极作用，这表明中国正在实施的科学发展战略关键是要加大创新型人才的培养，因为它不仅对提高中国的国家竞争优势有重要作用，而且也是改善居民在国民收入分配地位的有效途径。
价值链嵌入模式的回归系数除一个很不显著的模型之外，其他三个模型中均为负数，这验证了我们之前的推断，即价值链分工地位是导致中国当前国民收入分配结构中劳动报酬比重不断降低的重要原因之一。考虑到本文度量价值链嵌入模式的指标是加工贸易在出口额中的比重，这应
在产业的价值分配中往往更容当反映以代工生产为主要模式参与国际产业分工的地区（如苏州），
“链主”的纵向压榨，其经济增长中本土经济要素的价值创造能力相对有限，因而国民收入易受到
中的劳动报酬占比相比较而言会更低，如果再考虑到改革以来对外向型经济和企业的各种优惠政策，各地区在经济发展中为吸引外商投资企业投资所开展的激烈竞争，实际上进一步提升了资本要素（尤其是FDI）的分配地位，导致劳动报酬在国民收入分配中的弱势状况不断加剧。
五、结论
中国经济在改革以来的工业化过程中，通过从价经济发展的本质在于提升全体居民的福利，
值链低端加入国际产业分工体系，不断消化大量的城乡过剩劳动力，也极大地改善了居民的生活水平，但与此同时，被发达国家购买者和生产者锁定在低附加值的产业链节点中的中国制造企业，也面临着抵御国际经济波动能力弱等一系列风险。
通过将全球价值链嵌入与二元经济理论相结合的简单的特定要素模型，本文对中国的国民收
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并利用长三角部分城市的面板数据证实了全入结构的阶段性变化特征提供了一个新的解读框架，
球价值链嵌入模式对国民收入分配结构具有重要影响。我们的基本发现有：中国的价值链分工地位是导致国民收入分配结构失衡的重要原因之一；国民收入分配结构与经济转型的特定阶段有关，长期中国民收入初次分配结构中的劳动报酬占比一般呈现U型关系；经济增长不会自动改变劳动与资本分配中的失衡关系，要打破经济贫困化增长的恶性循环，根本上应依靠技术创新和人力资本积累。
因此，改变劳动力要素在国民收入分配中的弱势分配地位，关键在于提升国家的整体竞争优势，实现本土企业的产业价值链地位的不断攀升。在此过程中，我们认为宏观政策层面当前主要是应处理好以下四个方面关系。（1）价值链攀升与价值链重构的相互促进，即在实施国家价值链构建战略中，要努力发挥NVC重构与GVC攀升相互间的正外溢效应。（2）规范政府财政体制，降低企业价值链升级成本，具体地，对生产者驱动价值链中的本土企业可考虑通过税收优惠与国家采购等政策进行扶持；对购买者驱动型价值链中的本土企业应在财税和金融政策上鼓励企业创立自主品牌和走出去战略。（3）构建国家创新体系，激发市场的创新功能，不仅要发挥公共财政对基础研究和前瞻性应用研究的资金支持，还应不断强化金融市场对自主创新的激励功能。（4）加快服务业发展，推动价值链升级的突破，这不仅仅指生产者服务业的发展，还应包括消费型服务业的不断进步，在消费性服务业发展中创造更多的高收入就业机会，提高中国经济增长的劳动者收入创造能力。□
参考文献：
1．潘彬，J］．中国社会科学，2006，(5)．罗新星，徐选华．政府购买与居民消费的实证研究［
2．J．Fei，G．Ｒanis，S．Kuo．GrowthandtheFamilyDistributionofIncomebyFactorComponents［J］．QuarterlyJournalofEconomics，1978，92(1)．
3．A．Harrison．HasGlobalizationErodedLabor’sShare?SomeCross－CountryEvidence［Ｒ］．UC－BerkeleyandNBEＲWorkingPaper，2002．
4．刘世锦等．我国产业结构升级面临的风险和对策［J］．经济研究参考，2010，(13)．
5．Ｒ．Kaplinsky．GlobalisationandUnequalisation:WhatcanbeLearnedfromValueChainAnalysis［J］．JournalofDevelopmentStudies，2000，37(2)．
6．刘林青，FDI和民族产业国际竞争力———“中国制造”李文秀，张亚婷．比较优势、国际竞争力的脆弱性分析［J］．中国工业经济，2009，(8)．
7．李平，J］．中国工业经济，2006，(9)．狄辉．产业价值链模块化重构的价值决定研究［
J］．中国工业经济，2008，8．郑志国．中国企业利润侵蚀工资问题研究［(1)．
J］．经济研究，2009，9．白重恩，(3)．钱震杰．国民收入的要素分配:统计数据背后的故事［
J］．中国社会科学，2009，10．罗长远，(4)．张军．经济发展中的劳动收入占比:基于中国产业数据的实证研究［
11．D．Ｒodrik．GoodbyeWashingtonConsensus，HelloWashingtonConfusion?AＲeviewoftheWorldBank's“Eco-nomicGrowthinthe1990s:LearningfromaDecadeofＲeform”［J］．JournalofEconomicLiterature，2006，44(4)．
12．D．Acemoglu．TechnicalChange，Inequality，andtheLaborMarket［J］．JournalofEconomicLiterature，2002，40(1)．
13．Ｒ．Winkelmann．UnskilledLaborandWageDetermination:AnEmpiricalInvestigationforGermany［J］．JournalofPopulationEconomics，1996，9(2)．
14．P．Pedroni．CriticalValuesforCointergrationTestsinHeterogeneousPanelswithMultipleＲegressors［J］．OxfordBulletinofEconomicsandStatistics，1999，61．
15．P．Pedroni．PanelCointegration:AsymptoticandFiniteSamplePropertiesofPooledTimeSeriesTestswithanAp-plicationtotheHypothesis［J］．EconometricTheory，2004，20(3)．(下转第74页)—56—
MedicalInsuranceandMedicalCareDemandfortheElderly
YANGQing-hongLIUJun-xia
（SchoolofPublicAdministration，ZhongnanUniversityofEconomicsandLaw430074）
Abstract：Accordingtothenationalhealthstatusdataoftheelderlyin2008．WeselecttwomodelsofstepwiseandLogisticregressiontoempiricalanalysishowmedicalsecurityimpactondemandformedicalservicesforthepeopleover65yearsold，anddrawaconclusionasfollows：first，medicalsecurityhasacrowding-outeffectondemandformedicalservices．Thenreducethefamilymedicalburdenofelderlyandpromotethetimelymedicaltreatmentrateontheoverall．Althoughillnessinsurancedidnotpassthesignificancetest，butthereturndirectionisstable．Second，medicalsecurityinimprovingtimelymedicaltreatmentrateofelderlyhavetheuniformeffectsonthebasic，butinreducingfamilymedicalburden，cooperativemedicalhastheworsteffect．Thirdly，medicalinsuranceformedicalcaredemandoftheelderlyhasasignificantdifferencebetweenurbanandruralareas．Theratiooftimelymedicaltreatmentrateintheruralwassignificantlylowerthanurbanpeople．Andtheratioofnotimelymedicaltreatmentinruralareasbecauseofeconomicreasonsismuchhigherthanthatoftheurbanelderly．Onthebasisofthisconclusion，proposedthinkingoftoacceleratetheimprovementofsupplementarymedicalinsurance，andimprovetheconsciousnessofelderlytoparticipateincommercialmedicalinsurance，andincreaseinvestmentofpublicfinanceonthecooperativemedical，andamoderateincreaseinchronicdiseasecareofcooperativemedicalandmedicalpolicyflexibilityandsoon．
Keywords：medicalsecurity；medicalcaredemand；theelderly
欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁(上接第56页)
TheModeofImbeddinginGlobalValueChainandthe
UnbalancedNationalIncomeDistribution
FUWen-lin1ZHANGWan2
(1．ShanghaiUniversityofFinanceandEconomics200433;
2．HuataiSecuritiesCorporation，Limited210002)
Abstract:Thenationalincomedistributionsystemisnotonlyaffectedbythesupplyanddemandstructureofproductionfactors，butalsoinconnectionwiththeindustrialinternationalcompetitiveness．ThroughaspecificfactormodelcontainingbothdualeconomyandGlobalValueChainimbedding，thispaperexplorestheeffectofthedivisionoflaborinGlobalValueChainonthestructureoflaborincomedistribution，providingatheoreticalconsistencyofinterpretationfornationalincomedistributionevolution．Also，thispaper，usingthepaneldataofpartcitiesinYangtzeＲiverDeltaregion，provesthatthelowstandingininternationaldivisionoflaborleadstoChina'sunbalancednationalincomedistribution．And，thekeytoenhancetheincomecreationabilityofChina'seconomyistoestablishanationalinnovationsystem，toarousetheindependentinnovationcapabilityofoursocietyand，throughexploringandcultivatingthedomesticconsumermarket，toimproveChineseenterprises'statusinthevaluechaindivision．
Keywords:globalvaluechain;incomedistribution;specificfactormodel;industrialupgrading—74—
价值链嵌入模式与
*国民收入分配结构失衡
付文林1张婉2
(1．上海财经大学公共经济与管理学院200433;2．华泰证券股份有限公司210002)
内容摘要：国民收入分配关系不仅取决于要素供求结构，也与产业的国际竞争优势
有关。本文通过一个融入二元经济、价值链嵌入模式的特定要素模型，探讨了全球价值链分工地位对国民收入分配结构的影响，在理论上为国民收入分配结构演化特征提供了一致性解读;并利用长三角地区部分城市的面板数据，证明了中国目前较低的国际分工地位是造成国民收入分配结构失衡的重要原因。而提升中国经济的收入创造能力，关键是构建国家创新体系，激发全社会的自主创新能力;通过国内消费市场的发掘和培育，提高本土企业的价值链分工地位。
关键词：全球价值链;收入分配;特定要素模型;产业升级
中图分类号:F047．3文献标识码:A文章编号:1005－1309(2013)10－0049－008
一、引言
通过渐进制度变革，中国经济在过去30多年获得了巨大成就，但在经济总量不断壮大的同时，收入分配失衡等结构性矛盾也日益突出，尤其是劳动报酬占GDP的比重在1983年达到56．5%
24年间下降了近17个百分点①。收入分配差距不断扩大被的峰值后，曾下降到2007年的39．7%，
巨额贸易顺差等宏观经济内外部失衡的深层次原因之一认为是引发我国需求结构、通货膨胀、
者报酬在国民收入分配中比重下降的现象
济总体上已进入工业化中后期［4］［2］［3］［1］。传统上经济学家一般从二元经济结构、地区间投资竞争解释发展中国家在经济起飞阶段劳动。而中国经历了30多年的经济高速增长，国民经，劳动力市场过度供给状况正在逐步缓解，为什么近年来劳动者报酬比重反而会加速下降？显然仅仅从二元经济理论无法对此提供一致性解释。
鉴于近年来中国的国民收入分配失衡是与经济全球化进程不断加快相互交织的，如2000－2008年我国的平均外贸依存度已高达54．2%，也正是在这期间，劳动报酬占国民收入的比重开始加速下降。这提示当前的中国国民收入分配的结构性矛盾需要在全球价值链分工体系中加以把握，因为价值链驱动地位会直接影响价值链租金的分配［5］，企业可通过风处于支配地位的“链主”
险转移、买方零库存和压迫性价格等手段，获得整个产业链租金的绝大部分；而处于价值链“微笑
［6］曲线”底端的被控制企业，在整个产业链的租金分配中所获有限。中国通过利用和吸收低级生
“中国制造”产要素加入全球价值链，虽然行销世界各地，但从产业整体回报看，也在被跨国资本深
收稿日期：2013－02－24
*基金项目：本文得到了全国优秀博士学位论文作者专项资金资助项目（201002）、教育部新世纪优秀人才支持计划项目（NCET－10－0475）和国家自然科学基金（71073075）的研究资助。
《中国统计年鉴》①根据历年公布的地区生产总值收入法构成项目数据进行计算。
—49—
［7］“世界血汗工厂”甚至有沦为的危险。国家竞争优势的失位所带来的经济增长收入创造度盘剥，
能力低下，很大程度上使国内生产要素所能够分享的总回报偏低，再加上地区间的招商引资竞争又进一步强化了跨国资本的强势收入分配地位，这一系列因素结合在一起必然使得资本要素的回报率要显著高于劳动力要素，当然就压低了劳动报酬在国民收入中的分配地位。
二、分工演进与国民收入分配结构
各要素的相对谈国民收入分配结构中各生产要素的分享比例根本上取决于可分配的总收入、
判地位，而这两者本质上都与一国的总体分工演化特征有关。1978年以来中国的经济体制改革进程基本上是从一个相对封闭的经济向对外开放的逐步过渡。目前在中国，无论是初次分配、还是二次分配，居民家庭所占的份额均在下降，我国职工工资总额占GDP的比重在1978－2007年间，已由17%下降为11%①。图1是中国1993年以来的国民收入分配结构的变化状况
。
图11993－2009年全国的收入法GDP结构变化特征
《中国国内生产总值核算历史资料》、《中国统计年鉴》数据来源:根据相关年份公布的地区生
产总值收入法构成项目数据进行计算。
:《中国统计年鉴》数据来源并未公布全国性的国民收入分配结构数据，但它对地区生产总值
按收入法口径(包括劳动者报酬、生产税净额、固定资产折旧和营业盈余)进行了报告。国家统计
局根据2004年经济普查结果对地区生产总值的历史数据进行过调整，为了使得数据可比，图1中
《中国国内生产总值核算历史资料》，2005年以后为相关年份的数据来源为:1993－2004年来自
《中国统计年鉴》。
2000年根据图1所报告的中国的收入法生产总值的时间演化序列数据，我们大致可以看出，
以前，中国的国民收入各项目的份额总体上较为稳定，其中劳动报酬占GDP的比重基本上都在50%以上。而从2001年中国加入世界贸易组织后，劳动报酬占比经历了一次明显的下降过程，其
2007年的劳动报酬占GDP的比重已下降到39．7%（虽然2009年以来该比重又有所上升）。而中，
2004－2007年间均占GDP的与此同时，企业的营业盈余在国民收入分配中的比重却在不断上升，
30%以上，即使到2009年，营业盈余占比依然达到24．7%。
关于中国的国民收入分配中的劳动收入份额持续下降的原因，许多研究都提到，利润侵蚀工
［8］资和财富向政府转移导致了居民的实际工资在国民收入中的份额下降。之所以要素分配呈现
这种变化，白重恩和钱震杰认为是国有企业改革和市场垄断程度提高所引发的劳动力市场环境改［9］变，而罗长远和张军则认为，劳动收入占比下降与地区间的FDI竞争和出口贸易结构升级相
，“倍增”，《财经年刊：2011预测与战略》，70－72
。①数据转引自：陈永杰最低工资标准
—50—
关［10］。因为随着世界性的生产技术、产业内国际分工进程在迅速加快，中国的比较优势流程革新，
也在逐渐向资本较为密集的产品转变，出口收益越来越有利于资本，劳动收入占比因而不断下［11］降，也就是说出口商品的资本密集度提高，会导致出口收益更多地被资本所获得，不利于劳动收入占比的提高，长期中还会诱致资本偏向性技术进步发生，进一步压低劳动收入占比［12］。
三、价值链嵌入与要素收入分配的特定要素模型
1978年以来，中国通过出口导向型经济发展战略，大大推进了工业化进程，但由于发展中国家和发达国家之间的禀赋优势差异巨大，因而在产业转移过程中，发达国家一般只是将全球价值链中的低附加值环节向外转移，自己则保留了高附加值环节，加之由于低附加值环节的进入壁垒比较低，往往会导致过度进入，这自然会导致国际产业转移吸纳国的资本回报与劳动者工资差距的不断扩大。为直观说明价值链分工、要素禀赋结构对国民收入分配结构所带来的影响，本文在温
［13］科曼（Winkelmann）的基础上，提出了一个简单的特定要素模型对此进行说明。
（一）两地区经济基准模型
我们首先考虑一个资本投入不变的两地区经济，为了简化分析，这里只讨论工业经济部门，而将农业部门看作外生，其中的甲地区为以外向型出口为主的经济，乙地区为以民营内资为主的经济；两地区在生产活动中均需要同时雇佣技术工人和非熟练工人，其中的技术工人雇佣数量一定，非熟练工人则可以在两地区之间自由流动，也即只有技术工人为特定要素。图2描绘的是该经济工业部门的非熟练工人劳动市场的均衡演变特征
。
图2两地区劳动力市场均衡模型
0且劳动力市场为完全竞争，当非熟练工人的边际产出等于其工假设非熟练工人的总量为ON，
企业停止雇佣，而随着非熟练工人的跨地区间流动，均衡时，两地区的劳动报酬最终会趋资率时，
000于一致。考虑一个初始的均衡状态（图2的点B），地区乙雇佣EN，均衡地区甲雇佣OE，此时，
0短期内不可流动，因此其在生产中除获得正工资是w。由于本模型中的技术工人属于特定要素，
0常报酬外，还获得一部分剩余租金，大小为总产值减去付给非熟练工人的工资，也即ABw是甲地
BDG则是乙地区的技术工人获得的租金。区的技术工人获得的租金，
（二）非特定劳动力要素供给增加
由于工业化过程往往伴缩着农村剩余劳动力（即非熟练工人）的持续向城市转移，这种趋势可
0以用图2中的非熟练工人总量增长来表示，如我们假定工业部门的非熟练工人的总量由最初ON
—51—
11也就是均衡工资降为w。在其他条件一定时，非熟练工人的劳动力市场均衡点为C，增加到ON，
1两地区中的技术工人获得的租金均获得了增长，甲地区特定要素所获租金将增加到ACw，此时，
乙地区的租金会增加到CFH。我们不难得出：当非特定要素供给量增加时，所有两个地区的非特定要素边际收入均会降低，而特定要素的边际收入则上升。这个结果正如二元经济理论所强调的，因为落后国家存在着一个很大的农业部门，在其工业化过程中，大量的农村过剩劳动力向城市工业部门转移，使得工业部门的劳动力供给弹性无限大，劳动工资率会一直处在较低水平。
（三）价值链嵌入差异与特定要素供给增加
当然，现实经济中，一国经济的工业化过程不会仅仅是农村劳动力向工业部门流动，还表现为资本投入的不断提高。为了能够分析资本要素增加的收入分配状况，不失一般性，我们这里简单地把技术工人和资本要素都看作特定要素，它们两者的回报是共享图2中的非熟练工人的生产剩余租金，这样，当资本增加时，就可以简单地表示为非熟练工人的边际产品价值曲线的向上移动。再考虑到中国是从全球价值链的低端加入国际分工体系，以出口为主的甲地区在对外开放过程中吸引了大量的FDI，因而相比较以民营经济为主的乙地区，劳动的边际产品曲线向上移动的幅度更
比如该大，为了便于比较，我们假设在资本投入提高之后，非熟练劳动力的工资率依然保持在w，
B'F'。由图2，经济的两个地区的劳动边际产品曲线分别移动到图2中的A'B'、我们不难看到相比
较对外开放之前的均衡状态B，在新的开放条件下的劳动力市场均衡B'点，甲地区的特定要素的回报提高的相对幅度显然要大于乙地区，也就是说，在加入全球分工体系之后，以外向型经济为主的甲地区，劳动报酬在国民经济中的相对比重会下降，而以民营经济为主的乙地区的劳动报酬占比是否下降并不明确。如果我们将乙地区的民营经济的经营性收入统计为城镇居民的可支配收
那么显然在国民收入分配中，乙地区的居民收入占比实际上增加了②。入①，
或者实现由上述简单的特定要素模型，我们还能够知道，只有在非熟练过剩劳动力转移完成，
主导产业的价值链升级，中国的要素收入分配结构失衡问题才有可能逐步得到解决，也就是说，从长期角度，国民收入初次分配结构中的劳动报酬占比一般会呈现为U型关系，而劳动报酬随着时间推移先下降、再上升的U型关系演变，则取决于中国的经济结构转型成效，尤其是与要素禀赋结构、全球经济中的国家竞争优势有着密切关联。0
四、价值链嵌入影响国民收入分配结构的经验分析
生产流程再造的迅猛发展，国际间产业分工格局也在不断变革，跨国公司通过随着信息技术、
在全球范围内的价值链分工，对中国的国际贸易比较优势带来了一系列深刻变化。为了更好地把握地区间国民收入分配的作用机制特征，并考虑到数据的可得性问题，本文选择的是长三角地区的10个市级数据样本③。因为长三角地区的城市群地理上较为接近，经济发展水平大致相当，基本上有着同源的商业传统，但在参与全球分工体系中却有着各自独特的选择，如长三角地区的经济发展模式的两个不同的代表：苏州和温州，都处在工业化过程的中后期，在要素禀赋结构上并不
《中国统计年鉴2009》，①这种处理与收入统计实际也是一致的。如根据城镇居民可支配收入指家庭成员得
到可用于最终消费支出和其它非义务性支出以及储蓄的总和，它是家庭总收入扣除交纳的个人所得税、个人交纳的社会保障支出以及记账补贴后的收入。
②当然，现实经济中的投资增长近年来要显著高于就业的增长，这会使得生产要素的相对稀缺状况不同于图2的分析结果，即劳动力报酬的占比可能会快于资本收入的比重。但如果考虑到中国是一个价值链低端融入国际分工体系，在价值链总租金分配上处于劣势，且所分得的经济租金中很大一部分还被跨国投资公司分走，这才使得
“中国制造”“世界血汗工厂”（李平，2006）。一些学者认为沦为狄辉，
③具体选择的是南京、无锡、常州、苏州、扬州、宁波、温州、嘉兴、绍兴、金华10个城市2000－2009年的数据为分析样本。
—52—
但在过去30多年中，两地通过不同的嵌入全球化分工的模式，在经济发展的同时，存在很大差别，
要素的分配格局却明显不同。显然，长三角地区不同城市的经济发展实践为我们提供了一个理解价值链嵌入与国民收入分配结构变化间关系的自然性案例。
当然，要判断价值链分工对国民收入分配的影响，首要的是恰当度量各地区的价值链分工地位，但由于全球价值链驱动模式多样，价值链中的参与主体的竞争优势也有着很复杂的表现，试图简明清晰地测度参与方的价值链地位并不容易。本文在考察长三角不同地区的价值链分工地位时，采用的是相对直观的贸易方式数据，即通过各地区的加工贸易占出口额的比重来反映其国际分工地位。因为以加工制造（OEM）为主嵌入全球价值链的本土配套企业一般没有能力自创平台，只能依赖于某一两个跨国公司作为主要客户，作为“链主”的跨国公司利用买方势力对其进行压榨，导致中间工序的附加价值被不断降低，从而在国民收入创造中的本土生产要素所获报酬增长相对乏力。本文实证分析中的基本计量检验方程为：
lnＲI=α+β1lnL+β2lnμ－β3lnY+ε
上述方程中的ＲI表示劳动报酬①占GDP的比例；L为劳动投入量（用全社会从业人员数表示）；μ为加工贸易占出口额的比例；Y是地区生产总值；ε为残差项。同时为了检验其它客观经济因素的影响并保证模型的无偏性，我们引入了两个与劳动报酬占比可能相关的控制变量，即第二产业结构比重（sr）和人力资本水平（hc，用高等院校在校生与总人口的比值表示）。本文分析的时间跨度为2000－2009年，所有分析数据均来自各相关市的统计年鉴。
（一）单位根检验
要考察价值链嵌入模式与国民收入分配结构之间是否存在稳定的关系，通常的方法是面板数据协整检验，不过，在进行协整检验前，需要对各变量的平稳性进行考察。在面板数据单位根检验中，根据对自回归系数的同质性假设不同，目前常用的方法有两类：一类是假设所有截面单元的自
Hadri检验等；另一类是放宽同质性假设，回归系数相同，如LLC检验、即允许自回归系数在不同的
Fisher－ADF方法、Fisher－PP方法等。考面板单元中有不同的估计值，代表性的方法是IPS方法、
虑到本文的样本数据时间序列较短，单位根检验采用Fisher－ADF检验法。ADF检验的具体过程通过三个模型来完成，首先从含有截距项和趋势项的模型开始，再检验只含截距项的模型，最后检验二者都不含的模型。表1是各变量平稳性检验结果。
lnY和根据表1中各变量的平稳性检验结果，本文所讨论的劳动报酬率等6个变量中，lnL、
lnμ3个变量的水平值不能拒绝存在单位根的原假设，而它们的一阶差分值都表现为平稳序列，即这三个变量为I（1）过程，另外的lnＲI等3个变量均为I（0）过程。因而我们在本文的计量方程基础上讨论了各变量之间是否存在协整关系。
（二）面板协整检验
确定变量之间是否存在长期联系需要对各变量进行面板协整检验，本文采用的方法是文献中
“不存在协整关系”，较为常用的Pedroni面板协整检验方法，检验的原假设为检验结果见表2。
可以看出，不同的面板协整检验统计量得出的结论不完全一致，这种分析结果的反差很大程
Pedroni面板协整检度上与本文分析数据的时间序列较短有关，事实上，根据不同的数据生成过程，
验构造的7个统计量在不同的样本容量下拥有各自的相对优势，如Pedroni（2004）指出，当样本期
7个统计量的偏误都较小且效能很高，PanelADF较长时（如T＞100），当样本期较短时（如T≤20），
Panelv－Statistic与Grouprho－Statistic检验效果－Statistic与GroupADF－Statistic检验效果最好，
较差，考虑到本文数据样本期较短，故我们主要依据PanelADF－Statistic与GroupADF－Statistic统计量的检验结果，即零假设被拒绝，本文的计量方程的各变量之间存在长期协整关系。
①由于大部分城市劳动报酬数据不可得，本文这里采用的是工资总额。
—53—
表1面板数据单位根检验结果
含截距和趋势
lnＲI水平值
一阶差分
lnL水平值
一阶差分
lnY水平值
一阶差分
lnμ水平值
一阶差分
lnsr水平值
一阶差分
lnhc水平值
一阶差分20．9517．7526．4015．8624．1914．1125．7429．03＊＊12．3246．64＊＊＊57．99＊＊＊25．38含截距项22．0831．06*3．5740．426＊＊＊11．1840．51＊＊＊26．4445．06＊＊＊31．76＊＊28．3091．27＊＊＊65．00＊＊＊无截距无趋势49．74＊＊＊40．206＊＊＊0．3629．53*0．7911．3116．0772．79＊＊＊14．3962．30＊＊＊91．79＊＊＊73．11＊＊＊结论平稳平稳不平稳平稳不平稳平稳不平稳平稳平稳平稳平稳平稳
＊＊＊＊5%和1%的显著性水平。各变量的平稳性的判断标准是:只有三个模型的检验结果都不能注:*、和＊分别表示10%、
拒绝原假设时，我们才认为序列是非平稳;而只要其中一个模型的检验结果拒绝了原假设，即认为序列是平稳的。
表2
统计量
Panelv－Statistic
Panelrho－Statistic
PanelPP－Statistic
PanelADF－Statistic
Grouprho－Statistic
GroupPP－Statistic
GroupADF－Statistic面板协整检验结果统计量值－2．7707884．844395－3．827790－3．3611175．635609－15．62656－4．784061P值0．99721．00000．00010．00041．00000．00000．0000
（三）面板数据回归分析
尽管单位根分析证明，至少在长三角地区全球价值链嵌入模式与国民收入分配结构间存在着长期稳定的关系，但各变量之间的具体影响大小和方向，还必须要利用面板数据回归方法对相关系数进行估计。
国民收入分配关系的决定因素当然很复杂，地区经济发展水平、价值链分工地位、要素分配制度、国内外经济环境变化的冲击等都会影响生产要素的相对经济地位。因为计量模型所存在的遗漏变量误差会导致误差项与解释变量之间不再相关，采用OLS方法对计量方程进行计量检验很有可能会面临着遗漏变量偏差。不过，我们注意到现实经济中，经济冲击中的相当一部分往往或者不随时间、或者不随地区而变化，这样，通过在回归模型中纳入时间固定效应、地区固定效应的不同处理，就可以在很大程度上解决遗漏变量问题所给实证分析结果所带来的偏差。表3报告的是控制了时间、地区固定效应的相关回归结果。
表3的面板数据回归结果表明，劳动投入量对提高劳动报酬率具有正面促进作用，不过，系数只有在模型3中显著。从劳动投入回归系数的方向上，我们可以认为劳动者就业机会增加在目前是提高劳动报酬在国民收入中的比重的基本途径，从这个意义上讲，中国未来经济增长中就业机会创造问题必须成为经济结构转型成效的重要考量目标。
—54—
2013年第10期
表3
模型1
常数项
lnL
lnY
lnμ
lnsr
lnhc
时间固定效应
地区固定效应5．75＊＊＊(1．82)0．02(0．07)－0．07(0．08)－0．16＊＊(0．06)－0．69(0．49)0．12*(0．07)NoNo·上海经济研究·面板数据回归结果模型213．58＊＊＊(1．82)0．17＊＊＊(0．05)－0．06(0．07)－0．12＊＊(0．05)－2．91＊＊＊(0．53)－0．08(0．05)YesNo模型35．48*(2．94)－0．09(0．09)－0．16(0．12)0．02(0．12)－0．48(0．66)0．24*(0．13)NoYes模型419．31＊＊＊(4．52)0．04(0．09)－2．59＊＊＊(0．49)－0．04(0．11)0．02(0．81)0．25*(0．14)YesYes
*＊＊＊5%和1%的显著性水平。、＊和＊注:括号中的数值为标准差，分别表示。10%、
经济规模总体上对提高劳动者报酬是负面影响，这表明长三角作为目前中国经济最发达的地区之一，依然存在着经济总量增长与居民收入增加的严重不同步问题，这提示仅仅依赖经济增长无助于改善劳动与资本分配中的失衡关系，更重要的是对国民收入分配关系作根本性变革。
本文所纳入的两个控制变量确实对国民收入分配结构有一定影响，其中，第二产业比重与劳动报酬占比呈负向关系，即在长三角地区工业化程度越高的城市，劳动报酬占国民收入的比重越低，这说明中国在参与对外开放的过程中，制造业部门的规模和水平发展虽然很快，但仅仅作为世
“工厂”，界的制造业国际竞争优势总体上并不高，在价值链中的分配地位与工业化进程明显不同
步。另一个控制变量人力资本与劳动报酬占比间呈显著的正相关关系，在本文所分析的10个长三角城市中，人力资本越高的地区，劳动报酬率也越高，反映人力资本积累对提高劳动者收入比重具有积极作用，这表明中国正在实施的科学发展战略关键是要加大创新型人才的培养，因为它不仅对提高中国的国家竞争优势有重要作用，而且也是改善居民在国民收入分配地位的有效途径。
价值链嵌入模式的回归系数除一个很不显著的模型之外，其他三个模型中均为负数，这验证了我们之前的推断，即价值链分工地位是导致中国当前国民收入分配结构中劳动报酬比重不断降低的重要原因之一。考虑到本文度量价值链嵌入模式的指标是加工贸易在出口额中的比重，这应
在产业的价值分配中往往更容当反映以代工生产为主要模式参与国际产业分工的地区（如苏州），
“链主”的纵向压榨，其经济增长中本土经济要素的价值创造能力相对有限，因而国民收入易受到
中的劳动报酬占比相比较而言会更低，如果再考虑到改革以来对外向型经济和企业的各种优惠政策，各地区在经济发展中为吸引外商投资企业投资所开展的激烈竞争，实际上进一步提升了资本要素（尤其是FDI）的分配地位，导致劳动报酬在国民收入分配中的弱势状况不断加剧。
五、结论
中国经济在改革以来的工业化过程中，通过从价经济发展的本质在于提升全体居民的福利，
值链低端加入国际产业分工体系，不断消化大量的城乡过剩劳动力，也极大地改善了居民的生活水平，但与此同时，被发达国家购买者和生产者锁定在低附加值的产业链节点中的中国制造企业，也面临着抵御国际经济波动能力弱等一系列风险。
通过将全球价值链嵌入与二元经济理论相结合的简单的特定要素模型，本文对中国的国民收
—55—
并利用长三角部分城市的面板数据证实了全入结构的阶段性变化特征提供了一个新的解读框架，
球价值链嵌入模式对国民收入分配结构具有重要影响。我们的基本发现有：中国的价值链分工地位是导致国民收入分配结构失衡的重要原因之一；国民收入分配结构与经济转型的特定阶段有关，长期中国民收入初次分配结构中的劳动报酬占比一般呈现U型关系；经济增长不会自动改变劳动与资本分配中的失衡关系，要打破经济贫困化增长的恶性循环，根本上应依靠技术创新和人力资本积累。
因此，改变劳动力要素在国民收入分配中的弱势分配地位，关键在于提升国家的整体竞争优势，实现本土企业的产业价值链地位的不断攀升。在此过程中，我们认为宏观政策层面当前主要是应处理好以下四个方面关系。（1）价值链攀升与价值链重构的相互促进，即在实施国家价值链构建战略中，要努力发挥NVC重构与GVC攀升相互间的正外溢效应。（2）规范政府财政体制，降低企业价值链升级成本，具体地，对生产者驱动价值链中的本土企业可考虑通过税收优惠与国家采购等政策进行扶持；对购买者驱动型价值链中的本土企业应在财税和金融政策上鼓励企业创立自主品牌和走出去战略。（3）构建国家创新体系，激发市场的创新功能，不仅要发挥公共财政对基础研究和前瞻性应用研究的资金支持，还应不断强化金融市场对自主创新的激励功能。（4）加快服务业发展，推动价值链升级的突破，这不仅仅指生产者服务业的发展，还应包括消费型服务业的不断进步，在消费性服务业发展中创造更多的高收入就业机会，提高中国经济增长的劳动者收入创造能力。□
参考文献：
1．潘彬，J］．中国社会科学，2006，(5)．罗新星，徐选华．政府购买与居民消费的实证研究［
2．J．Fei，G．Ｒanis，S．Kuo．GrowthandtheFamilyDistributionofIncomebyFactorComponents［J］．QuarterlyJournalofEconomics，1978，92(1)．
3．A．Harrison．HasGlobalizationErodedLabor’sShare?SomeCross－CountryEvidence［Ｒ］．UC－BerkeleyandNBEＲWorkingPaper，2002．
4．刘世锦等．我国产业结构升级面临的风险和对策［J］．经济研究参考，2010，(13)．
5．Ｒ．Kaplinsky．GlobalisationandUnequalisation:WhatcanbeLearnedfromValueChainAnalysis［J］．JournalofDevelopmentStudies，2000，37(2)．
6．刘林青，FDI和民族产业国际竞争力———“中国制造”李文秀，张亚婷．比较优势、国际竞争力的脆弱性分析［J］．中国工业经济，2009，(8)．
7．李平，J］．中国工业经济，2006，(9)．狄辉．产业价值链模块化重构的价值决定研究［
J］．中国工业经济，2008，8．郑志国．中国企业利润侵蚀工资问题研究［(1)．
J］．经济研究，2009，9．白重恩，(3)．钱震杰．国民收入的要素分配:统计数据背后的故事［
J］．中国社会科学，2009，10．罗长远，(4)．张军．经济发展中的劳动收入占比:基于中国产业数据的实证研究［
11．D．Ｒodrik．GoodbyeWashingtonConsensus，HelloWashingtonConfusion?AＲeviewoftheWorldBank's“Eco-nomicGrowthinthe1990s:LearningfromaDecadeofＲeform”［J］．JournalofEconomicLiterature，2006，44(4)．
12．D．Acemoglu．TechnicalChange，Inequality，andtheLaborMarket［J］．JournalofEconomicLiterature，2002，40(1)．
13．Ｒ．Winkelmann．UnskilledLaborandWageDetermination:AnEmpiricalInvestigationforGermany［J］．JournalofPopulationEconomics，1996，9(2)．
14．P．Pedroni．CriticalValuesforCointergrationTestsinHeterogeneousPanelswithMultipleＲegressors［J］．OxfordBulletinofEconomicsandStatistics，1999，61．
15．P．Pedroni．PanelCointegration:AsymptoticandFiniteSamplePropertiesofPooledTimeSeriesTestswithanAp-plicationtotheHypothesis［J］．EconometricTheory，2004，20(3)．(下转第74页)—56—
MedicalInsuranceandMedicalCareDemandfortheElderly
YANGQing-hongLIUJun-xia
（SchoolofPublicAdministration，ZhongnanUniversityofEconomicsandLaw430074）
Abstract：Accordingtothenationalhealthstatusdataoftheelderlyin2008．WeselecttwomodelsofstepwiseandLogisticregressiontoempiricalanalysishowmedicalsecurityimpactondemandformedicalservicesforthepeopleover65yearsold，anddrawaconclusionasfollows：first，medicalsecurityhasacrowding-outeffectondemandformedicalservices．Thenreducethefamilymedicalburdenofelderlyandpromotethetimelymedicaltreatmentrateontheoverall．Althoughillnessinsurancedidnotpassthesignificancetest，butthereturndirectionisstable．Second，medicalsecurityinimprovingtimelymedicaltreatmentrateofelderlyhavetheuniformeffectsonthebasic，butinreducingfamilymedicalburden，cooperativemedicalhastheworsteffect．Thirdly，medicalinsuranceformedicalcaredemandoftheelderlyhasasignificantdifferencebetweenurbanandruralareas．Theratiooftimelymedicaltreatmentrateintheruralwassignificantlylowerthanurbanpeople．Andtheratioofnotimelymedicaltreatmentinruralareasbecauseofeconomicreasonsismuchhigherthanthatoftheurbanelderly．Onthebasisofthisconclusion，proposedthinkingoftoacceleratetheimprovementofsupplementarymedicalinsurance，andimprovetheconsciousnessofelderlytoparticipateincommercialmedicalinsurance，andincreaseinvestmentofpublicfinanceonthecooperativemedical，andamoderateincreaseinchronicdiseasecareofcooperativemedicalandmedicalpolicyflexibilityandsoon．
Keywords：medicalsecurity；medicalcaredemand；theelderly
欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁欁(上接第56页)
TheModeofImbeddinginGlobalValueChainandthe
UnbalancedNationalIncomeDistribution
FUWen-lin1ZHANGWan2
(1．ShanghaiUniversityofFinanceandEconomics200433;
2．HuataiSecuritiesCorporation，Limited210002)
Abstract:Thenationalincomedistributionsystemisnotonlyaffectedbythesupplyanddemandstructureofproductionfactors，butalsoinconnectionwiththeindustrialinternationalcompetitiveness．ThroughaspecificfactormodelcontainingbothdualeconomyandGlobalValueChainimbedding，thispaperexplorestheeffectofthedivisionoflaborinGlobalValueChainonthestructureoflaborincomedistribution，providingatheoreticalconsistencyofinterpretationfornationalincomedistributionevolution．Also，thispaper，usingthepaneldataofpartcitiesinYangtzeＲiverDeltaregion，provesthatthelowstandingininternationaldivisionoflaborleadstoChina'sunbalancednationalincomedistribution．And，thekeytoenhancetheincomecreationabilityofChina'seconomyistoestablishanationalinnovationsystem，toarousetheindependentinnovationcapabilityofoursocietyand，throughexploringandcultivatingthedomesticconsumermarket，toimproveChineseenterprises'statusinthevaluechaindivision．
Keywords:globalvaluechain;incomedistribution;specificfactormodel;industrialupgrading—74—