數字經濟發展、產業結構升級與勞動收入份額變化*

余 洋,彭定赟

(武漢理工大學 經濟學院,武漢 430070)

一、相關研究文獻綜述

隨著互聯網、大數據、云計算等數字科技的加速創新,數字經濟正成為推動中國經濟高質量發展的新動能?！吨袊鴶底纸洕l展白皮書(2022)》指出,2021年我國數字經濟規模達到45.5萬億元,同比增長16.2%。隨著數字經濟的發展,數據越發成為一種重要的生產要素,在分配領域帶來多方面影響。一方面,數據要素融入生產經營的各個階段,提高了生產活動的效率,避免了資源的浪費,使得社會生產力水平不斷提高。同時數據要素與傳統生產要素相互融合,影響傳統要素在社會生產中的作用,從而影響資源配置和要素收入份額的變動。

我國“十四五”規劃綱要指出,堅持勞動收入占比提高和勞動生產率提高基本同步。優化收入分配結構、推動共同富裕。但研究表明,20世紀90年代以來,與不斷增長的經濟總量相比,我國勞動份額呈現下降趨勢。勞動收入份額作為一個國家重要的經濟變量,不僅反映了勞動者的生活水平,也在一定程度上影響著宏觀經濟的發展。勞動收入占比的下降意味著居民收入水平相對較低,使得消費能力不足,市場有效需求不足,社會再生產受到限制,不利于經濟未來發展模式的轉變。同時也會導致投資規模不斷攀升,要素之間收入差距不斷加大,對社會穩定和發展造成不利影響。那么,數字經濟的發展是否會對勞動要素在要素分配格局中所占比重產生影響,又可能通過什么機制影響勞動份額的變化?厘清這些問題,對于我國在新發展階段優化收入分配結構,推動生產和分配關系協調發展,提升社會經濟福利,以及推進共同富裕,都具有重要的理論和現實意義。

對于勞動收入份額的研究一直是學術界的熱點。關于勞動收入份額的影響因素方面的研究,Harrison發現[1],勞動與資本的比率越高,資本的回報率越高,勞動收入占比越低。經濟學家李稻葵提出[2],勞動者的談判能力越強,在利潤分配中的影響力越高,勞動收入份額越高。Acemoglu指出[3],只有在經濟轉型調整過程中,資本增強型技術進步才會對勞動份額的變化產生負向的顯著影響,而這一過程在經濟均衡增長的過程中是不成立的。白重恩認為[4],稅負水平越高,勞動收入份額越低;對外貿易依存度越高,勞動收入份額越高。Jayadev指出[5],政府干預有利于勞動收入份額的提升。柏培文實證分析得出[6]:產業結構升級不利于勞動收入份額的提升;技術進步阻礙了勞動收入份額的提升。通過這些研究可以看出,勞動收入份額受多方面因素的影響?；诤暧^視角,Batini,et al[7]提出勞動收入份額與經濟增長呈現逆周期變化趨勢;李稻葵[2]提出勞動份額的演進隨經濟發展呈現出先下降后上升的U型態勢。王宋濤[8]認為勞動收入份額與基尼系數表現為反向變化關系。

目前,數字經濟成為學術界關注的熱點,對于數字經濟方面的研究多集中在數字經濟的內涵界定、數字經濟指標體系的構建與度量、數字經濟與產業融合,以及數字經濟對宏觀經濟發展的影響。對于數字經濟發展水平的測度的研究,目前全球還沒有研究出一個統一的標準,國內外學者對這一指標的衡量存在不同的統計口徑和衡量范圍。張雪玲、焦月霞[9]通過對數字經濟的內涵進行分析構建了一個數字經濟發展指標體系,并對全國層面的數據進行測算,沒有詳細對各省市的數字經濟發展水平進行測度。劉軍[10]在構建數字經濟發展水平時注意到數字經濟的融合應用方面,增加了數字交易的發展維度。從數字經濟對經濟社會的影響來看,楊虎濤[11]、徐曉慧[12]探究了在不同的作用機制下數字經濟對經濟高質量發展的影響顯著為正。向國成[13]實證分析得出數字經濟可以直接或間接地提高居民消費水平。

現階段關于數字經濟對勞動份額影響的研究相關文獻較少。丘雅琪[14]通過理論分析,探討得出數字經濟對勞動收入份額會產生負向的替代效應和正向的驅動效應,總效應有待進一步實證考察。柏培文[15]從勞動者權益角度進行研究,得出數字經濟發展對低技能的簡單勞動具有明顯的替代作用,低技能勞動者的權益不斷惡化,對中高技能勞動者權益的影響不明顯。羅小芳[16]基于微觀數據實證分析得出數字經濟能夠提高勞動收入,并且對低收入群體的勞動收入提升的作用更大。戚聿東[17]基于微觀數據探討了數字經濟背景下互聯網的使用對于靈活就業者自雇概率的增加和靈活就業時間的延長都有顯著提升作用。焦音學[18]從三大產業的角度得出以互聯網為代表的數字經濟對第二、第三產業勞動收入份額具有正向影響,但對第一產業影響不顯著。

綜上所述,目前一些學者關于數字經濟和勞動收入份額的研究取得了一系列的成果,并且已有研究表明數字經濟對勞動收入份額存在一定程度的影響?；诖?本文在已有研究的基礎上,對數字經濟、勞動收入份額變化及產業機構升級問題進一步做出了如下研究推進工作:其一,從數字基礎設施、數字技術應用、數字創新能力三個維度運用熵權-TOPSIS法測算中國省級層面的數字經濟發展水平,構建2013-2017年中國數字經濟發展指數省際面板數據,并評價了我國數字經濟發展的特征;其二,從產業結構升級視角探討數字經濟發展水平對勞動收入份額的影響,通過建立中介效應模型,探討產業結構升級是否在數字經濟對勞動收入份額影響的過程中存在中介作用;其三,利用面板門檻模型對產業結構升級中介傳導路徑進行分析,為我國更好地利用數字經濟的紅利推動勞動份額的提升提供理論支撐和經驗證據。

二、理論分析與研究假設

數字經濟催生出數據這一生產要素不斷滲透到各個領域,對資源配置和社會生產都產生著深刻影響。一方面,數字技術由于在程序化、簡單化工作領域具有效率高的顯著優勢,對具有重復性、單一性的勞動力有替代效應,使得市場對這類勞動力的需求減少,導致勞動收入份額趨于下降。另一方面,高技能勞動力與數字技術相互融合補充煥發出更大的活力,數字經濟背景下,市場對于高技能人才的需求不斷擴大,高技能工作崗位也不斷增加,使得這類勞動者在國民收入中所占比重不斷提高,同時,數字技術的引進也對技能工作者專業性的要求也不斷提高,企業為了招聘和留用高技能人才也會相應地提升高技能崗位的工資水平,因此高技能工作者抬高了勞動收入份額。與此同時,數字經濟催生出的新業態、新模式也創造了對靈活性勞動力的大量需求,極大拓寬了就業渠道,在一定程度上促進了低技能勞動者的就業。并且數字經濟的蓬勃發展也對勞動者素質提出了更高的要求,傳統型勞動力通過培訓學習使得自身技能不斷提升,對工作崗位有更多元的選擇,因此,數字經濟通過對高技能人才的驅動加上對低技能工作崗位的補充,有效地提升了勞動收入占比?；诖?本文提出以下假設1。

假設1:數字經濟對勞動收入份額的提升具有正向促進作用。

數字經濟作為實現經濟高質量發展的新型經濟形態,一方面,數字化的技術、商品與服務滲透融入傳統產業,即產業數字化。數字化技術的應用可以快速整合信息,調配資源,精準分配,智能生產。同時,數字化網絡平臺的應用可以有效減少供應方和需求方之間的信息不對稱,消除買賣雙方之間的溝通障礙,降低決策時間,減少流通和交易成本。數字技術推動傳統產業從研發、生產到流通的各個環節提高生產效率,在這個過程中產業結構不斷轉型升級。另一方面,數字技術應用于市場,涌現出一大批新興產業和新商業模式,促進了數字產業鏈和產業集群的蓬勃發展,即數字產業化。數字化產業的出現又進一步推動產業結構優化升級。在數字經濟推動產業結構動態變化過程中,各產業的勞動和資本比例以及各產業的產出在國民收入中的比重發生變化,隨著產業結構不斷向高級化演變,勞動收入份額提升?；诖?本文提出假設2:

假設2:數字經濟通過推動產業結構升級對勞動收入份額產生促進作用。

當產業結構升級指數較低時,產業結構高級化和合理化水平較低,數字經濟的推動對經濟體系的變革作用、對其他行業的輻射作用、對產業發展的融合作用還未徹底顯現,加上要素市場的不斷發展,使得大量的資本對勞動產生替代,從而拉低勞動收入份額。當產業結構升級指數上升到一定水平時,產業發展布局更合理,數字技術更好地與產業進行融合并應用于生產生活等領域,進一步強化數字經濟對勞動收入份額的促進作用?；诖?本文提出假設3:

假設3:產業結構升級在數字經濟對勞動收入份額提升的促進作用中存在門檻效應。

綜上,數字經濟對勞動收入份額的作用機制分析可圖示如下(見圖1)

圖1 數字經濟對勞動收入份額的作用機制

三、研究設計

(一)模型設定

為了探究數字經濟對勞動收入份額的影響程度,設定基準回歸模型如下:

(1)

其中,i、t分別代表省份和年份,Lsit為被解釋變量勞動收入份額,Digit表示核心解釋變量數字經濟發展指數,Controlit是一系列控制變量,εt為隨機誤差項。

為了進一步探究數字經濟是否會通過產業結構升級對勞動收入份額產生影響,本文借鑒溫忠麟等[19]提出的中介作用檢驗過程,結合前文研究構建如下模型:

(2)

(3)

(4)

該檢驗步驟為:第一,檢驗解釋變量Dig的回歸系數β1是否顯著,如果β1顯著,則進入第二步,否則檢驗終止。第二,對系數α1和系數γ2進行檢驗,如果二者都顯著,說明存在間接作用,進入第三步;如果系數α1或系數γ2有一個不顯著,則進行Sobel檢驗或Bootstrap檢驗,若顯著,進行第三步,否則中止下一步檢驗。第三,根據上一步檢驗情況,如果系數γ1不顯著,說明存在完全中介效應;即數字經濟對勞動收入份額的影響都是通過中介變量產業結構升級來實現的;如果γ1顯著,則通過α1γ2與γ1的符號判斷是否為部分中介效應或遮掩效應。

進一步,為驗證假設3,本文在基準回歸模型的基礎上,借鑒Hansen[20]的做法,進一步構建面板門檻回歸模型:

(5)

若檢驗存在單一門檻,則將模型擴展為雙重門檻,若為雙重門檻,則以此類推。

Lsit=η0+η1Digit·I(Strit≤γ1)+η2Digit·I(γ1γ2)

(6)

其中,Strit是門檻變量,γ是門檻值,I(·)表示指示函數,在滿足括號內表達式的情況下取值為1,反之取值為0,其余變量名稱和含義同前文所述。

(二)變量選取

1.被解釋變量:勞動收入份額(Ls)

本文的被解釋變量為勞動收入份額Ls。勞動收入份額被定義為勞動收入在國民生產總值中所占的比重。借鑒白重恩[4]的研究,本文運用省際收入法GDP數據計算勞動收入份額,因此

2.核心解釋變量:數字經濟發展指數(Dig)

現有文獻對數字經濟發展水平的測度未能達成共識。本文從數字經濟的內涵和發展特征出發,參考以往學者的研究,從數字基礎設施、數字技術應用、數字創新能力三個層面選取了18個二級指標對我國省級層面的數字經濟發展水平進行測度,形成的指標體系如表1所示。

針對上述指標,本文運用熵權-TOPSIS二元綜合評價法對數字經濟發展指數進行測度,該方法的核心思想為在對各測度指標進行無量綱標準化處理的基礎上,采用熵權法賦予各測度指標權重值,然后利用TOPSIS法對各省份數字經濟發展水平進行量化排序。熵權-TOPSIS法結合了兩種方法的優點,使得測度出的結果更加客觀合理。本文依據該方法獲得2013-2017年30個省份(不含西藏)數字經濟發展指數。

根據測度出的我國數字經濟發展水平的值而繪制出的核密度曲線圖2可以看出,我國數字經濟發展水平的變化主要呈現以下趨勢:從核密度曲線的分布位置來看,核密度曲線逐年右移,表明我國數字經濟發展水平在樣本期內逐年提高;從核密度曲線的分布形態來看,核密度曲線表現為明顯的右拖尾,并且右拖尾存在逐年拉長現象,表明全國范圍內數字經濟發展水平的空間差距在逐步擴大;從核密度曲線的形狀來看,每一條曲線的主峰后存在輕微突起的側峰,說明少部分地區數字經濟發展水平較高;隨著核密度曲線在樣本期內峰值逐漸降低,寬度逐漸增大,這表明我國各省份數字經濟發展水平差異程度逐漸加大。

圖2 2013-2017年我國數字經濟發展核密度曲線

3.中介變量:產業結構升級指數(Str)

關于產業結構升級的綜合情況,本文借鑒干春暉等[21]的做法,從產業結構合理化和產業結構高級化兩個維度來反映。

其中,產業結構合理化是度量產業之間的協調能力和關聯水平,本文采用泰爾指數來度量,公式如下:

(7)

其中,i表示省份,t表示年份,Yit表示地區生產總值,Yit,j表示第j產業增加值,Lit表示三次產業總就業人數,Lit,j表示第j產業就業人數。當TLit=0時,表明資源在三次產業之間的配置是合理的,經濟是均衡的,TLit值越大,產業結構合理化水平越低;TLit值越小,產業結構越合理。

產業結構高級化反映的是一國產業結構的重心主要著眼于經濟發展的長遠利益,表現為由第一次產業占優勢比重逐漸向第二次、第三次產業占優勢比重演進。本文采用綜合性較強的產業結構系數來度量產業結構高級化水平,公式如下:

1)將原始圖像(圖3(a))與分割后圖像(圖3(c))求“與”，即雞蛋整蛋區域內的圖像保留，而區域外的圖像全部為黑，得到雞蛋輪廓內部圖(圖4(a))。

(8)

其中,ISC表示產業結構高級化程度,其值介于1到3之間,越接近于3,表示該地區產業結構更高級。

基于以上方法計算出各省份產業結構合理化和高級化程度后,運用熵權法對這兩項指標進行賦權,并用求得的權重對標準化處理后的數值進行加權求和,即得出各省份在樣本期內的產業結構升級指數。

4.控制變量

為控制其他因素的影響,本文選取了如下的控制變量:(1)外商投資水平(Fdi),用外商直接投資額占GDP的比重刻畫;(2)政府干預(Gov),用地方財政支出占GDP的比重來刻畫;(3)國有經濟比重(Soe),用國有控股工業企業工業銷售產值占規模以上工業企業銷售產值的比重來刻畫。(4)人力資本水平(Edu),用平均受教育年限來衡量,計算方法為(文盲人數×1+小學學歷人數×6+初中學歷人數×9+高中與中專學歷人數×12+大專以上學歷人數×16)/6歲以上人口總數。

(三)數據來源與描述性統計

本文所選取變量的數據時間地區跨度為2013-2017年我國30個省市區(西藏數據缺失嚴重,故剔除),數據來源為《中國統計年鑒》《中國信息產業年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國工業年鑒》等。變量的描述性統計如下表所示。

四、實證結果與分析

(一)變量的平穩性檢驗

在作實證分析前,為了防止出現偽回歸,本文先對各變量進行單位根檢驗,如表3所示,結果顯示,各變量數據的一階差分均在1%的顯著性水平下通過HT檢驗,即拒絕存在單位根的原假設,認為各變量存在一階單整關系。

表3 單位根檢驗

(二)基準回歸結果及分析

首先,通過F檢驗與LM檢驗排除混合效應模型,其次,經Hausman檢驗,結果顯示固定效應結果優于隨機效應。表4依次匯報了加入控制變量前后固定效應(FE)和隨機效應(RE)模型的回歸結果。

表4分別給出了兩種方法在加入控制變量前后數字經濟對勞動收入份額的回歸結果,本文主要關注Dig系數的估計結果。表4第(1)列沒有加入控制變量,結果顯示在1%的顯著性水平下,數字經濟發展與勞動收入份額變化正相關。第(2)列添加了控制變量,Dig的系數為0.095,在5%的水平下顯著為正,回歸結果表明數字經濟發展使勞動收入份額提高了19%(19%=0.095/0.5,其中0.5是勞動收入份額Ls的均值)。第(3)(4)列是使用隨機效應模型得出的回歸結果,所得的系數和顯著性與前兩列相近,其驗證了前文的理論分析。

(三)作用機制分析:基于中介效應模型

基準回歸模型顯示數字經濟對勞動收入份額具有促進作用,為了驗證產業結構升級是否在數字經濟對勞動收入份額的影響中施加作用,本文按照前文分析,選擇產業結構升級指數作為中介變量,運用中介效應分析方法進行檢驗,具體分析結果如表5所示。

表5 中介效應檢驗結果

表5匯報了機制檢驗的結果:在第(1)列,Dig系數顯著為正,符合中介效應檢驗的首要條件;第(2)列結果顯示,數字經濟發展顯著促進了產業結構升級,觀察系數可知,在控制變量保持不變的前提下,數字經濟每提高1個單位,產業結構升級能提高0.645個單位;第(3)列結果表明,產業結構升級能夠顯著促進勞動收入份額的提升,產業結構升級每提高1個單位,勞動收入份額能提高0.067個單位,說明中介效應存在且顯著,為了確保中介效應的穩健性,本文進行了Bootstrap檢驗,結果依然證明中介效應存在;第(3)列的結果顯示,Dig系數不顯著,說明引入中介變量條件下,數字經濟的發展對勞動收入份額的提升存在完全中介效應,各控制變量的符號與顯著性基本一致。

(四)面板門檻模型分析

根據上文中介效應的結果分析,進一步考慮產業結構升級在數字經濟對勞動份額作用中的非線性影響,選取產業結構升級指數作為門檻變量分別進行單一門檻值,雙重門檻值檢驗,運用Bootsrtap線性檢驗法,反復抽樣500次,具體結果如表6所示。

表6 門檻效應檢驗結果

由表6可知,單一門檻通過顯著性檢驗,但雙重門檻檢驗不顯著,說明存在單一門檻效應,對應的門檻值為0.3612。據此繪制的相應門檻估計值在95%置信區間下的LR圖如下,圖中橫軸為產業結構升級指數(Str),虛線表示參考線,對應著臨界值7.35,由圖3可以看出,LR曲線的最低點表示的真實門檻值穿過了參考線最低點,由此得出門檻值真實有效。即數字經濟在不同的產業結構指數條件下會對勞動份額產生不同的影響。

表7為以產業結構升級指數為門檻變量的單一門檻估計結果,由此可以看出,在不同的產業結構水平下,數字經濟對勞動收入份額的影響作用不同。隨著產業結構不斷升級并逐漸越過門檻值水平,數字經濟發展對勞動收入份額的作用由抑制變為促進?？赡艿脑蚴?當產業結構水平較低時,經濟發展速度緩慢,限制了數字經濟發揮作用,且勞動份額的變動也存在一定的滯后性,因此,這一階段數字經濟發展會對勞動份額的提升產生阻礙作用。隨著產業結構的提升,經濟發展水平提升,發展數字經濟的技術支持和資金支持力度加大,企業對于數字經濟的應用也更廣泛,促進了勞動收入份額提升。由此,只有產業結構水平在門檻值以上才能促進勞動收入份額的提升。進一步分析發現,東部地區的北京、天津、上海、江蘇、浙江等省市,中部地區的山西省,西部地區的重慶市、四川省,東北地區三省的產業結構升級指數先后越過門檻值,這一結論與前文理論分析所得結果和數字經濟發展指數測算結果較為一致。

表7 門檻模型估計結果

(五)穩健性檢驗

1.替換核心解釋變量

借鑒王軍[22]、趙新偉[23]的做法,使用熵值法計算數字經濟發展指數作為核心解釋變量,如表8第(1)(2)列所示,回歸結果表明各變量系數與顯著性基本與前文保持一致,表明估計結果是穩健的。

表8 穩健性檢驗結果

2.中介效應的穩健性檢驗

3.內生性問題的處理

為了防止數字經濟與勞動收入份額之間可能存在的內生性問題,考慮到勞動收入份額在時間上的延續性以及經濟慣性的影響,本文參考相關學者研究,選擇滯后一期的勞動收入份額,運用系統GMM對模型進行估計,結果如表8第(6)(7)列所示。系統GMM回歸中,被解釋變量的一階滯后項顯著,且AR(1)顯著,AR(2)不顯著以及Hansen檢驗P值大于0.1,表明工具變量是有效的,且GMM估計結果的擾動項不存在二階或更高階自相關,模型較好地克服了內生性問題。

五、研究結論與政策啟示

(一)研究結論

本文基于2013-2017年中國內地30個省市(西藏除外)的面板數據,構建中介效應模型和門檻效應模型,考察數字經濟發展對勞動收入份額變化的影響,得出以下結論:第一,數字經濟不僅可以直接促進勞動收入份額的提升,還可以通過促進產業結構升級間接地提升勞動收入份額,產業結構升級在數字經濟促進勞動收入份額增長的過程中存在中介效應。第二,數字經濟對勞動收入份額的影響受產業結構的調節,存在顯著的非線性影響,在不同門檻區間內,數字經濟對勞動收入份額的影響具有不同的效應,產業結構升級指數需要達到一定水平才能促進勞動收入份額的提升。

(二)研究啟示

根據上述研究結論,本文提出如下政策啟示:

第一,為了推動數字經濟在資源配置方面更好地發揮作用,要把數字經濟高質量發展擺在首位。首先梳理我國數字科技的薄弱環節,短期內尋找質量過硬的替代資源,降低國外切斷技術供應而造成的不利影響。同時,統籌謀劃逐步攻克技術短板,完善數字經濟基礎設施,盡快實現關鍵技術和產品的自主創新。并面向數字技術前沿,合理利用全球數字創新資源,加快數字關鍵核心技術自主創新,推動實驗室等科技創新平臺設施建設。積極搶占數字經濟制高點,不斷推進數字經濟高質量發展。

第二,加快數字經濟與產業發展深度融合,加強數字技術在產業中的普及與應用,充分發揮數字經濟帶來的紅利。利用數字經濟的優勢,對傳統產業進行全面的改造升級,積極推動和扶持傳統產業的數字基礎設施建設和數字技術應用能力,促進傳統產業煥發新的活力。并鼓勵傳統產業深入挖掘工業大數據和人工智能的應用潛力,積極參與產業鏈和區塊鏈的建設,激發傳統產業內在的獨特創新力,探索出一條中國傳統產業與數字經濟融合發展新途徑。

第三,產業結構升級在數字經濟對勞動收入份額提升影響時中介效應是否發揮作用,還要看該地區的產業結構升級水平。為了更好地發揮產業結構升級的中介作用,各地區要充分考慮自身的產業結構發展差距以及經濟資源水平的不同,在不同地區、不同的發展階段制定差異化發展政策。此外,應不斷提高產業競爭力,順應國家產業政策的合理引導,實現資源優化配置,最大程度地發揮產業結構升級對勞動收入份額的正向促進作用。