政府財政行為對勞動收入占比的影響——基于2004—2011年中國省級面板數據的實證分析

楊 俊，王若愚，沈曉鐘

（重慶大學 經濟與工商管理學院，重慶 400044）

1 研究背景

1978年黨的十一屆三中全會以來，改革開放的基本國策為中國帶來巨大的“改革紅利”，此期間中國國內生產總值的高速增長令世界側目。然而，中國奇跡背后早已暗流涌動。在收入分配方面，基于要素分配原則的分配制度所釋放的“紅利”消耗殆盡，所產生的兩極分化、分配不公等負外部效應越來越大，它們越來越明顯地制約著中國經濟朝著又好又快的方向發展。“民不患寡而患不均”，“分配是民生之源”，合理的收入分配制度是社會穩定、和諧的重要基石，而居民收入占國民收入分配比重與勞動收入占初次分配比重（即勞動收入占比）偏低被認為是收入分配領域問題的癥結所在［1-2］。鑒于此，探究勞動收入占比的變化規律及其影響因素，對于目前正著力深化收入分配制度改革的中國具有重大的理論和現實意義。

市場和政府兩種力量基本上涵蓋了勞動收入占比的所有影響因素［3］。從市場角度看，幾乎所有影響市場環境的因素都會作用于勞動收入占比，如資本深化、技術進步、經濟結構、勞動力市場、FDI（foreign direct investment）和全球化等。在中國不斷推進中國特色社會主義市場經濟改革的過程中，市場因素成為決定勞動收入占比的根本因素。但是，政府在經濟社會實際運行過程中所釋放的巨大能量也不容忽視，而國內學者對此方面的研究還不多。本文通過分析政府部門的財政行為，探討其對勞動收入占比的影響，檢驗自黨的十六屆六中全會提出“更加注重社會公平”以來政府的財政行為對勞動者收入份額的影響是否顯著、是正影響還是負影響，并提出相應的政策建議。

2 文獻評述

國外研究勞動收入占比的文獻十分豐富。例如，Blanchard通過估算部分歐洲國家的資本-勞動替代彈性，認為資本增強型（capital-augmenting）技術進步是歐洲大陸國家的勞動收入占比下降的原因之一［4］。Harrison發現，全球化的不斷推進引致勞動收入占比下降［5］；而Jayadev則進一步認為，資本開放度也對勞動收入份額具有顯著的負效應［6］。Bentolila和Saint-Paul計算1970—1993 年13 個OECD（Organization for Economic Co-operation and Development）國家的勞動收入占比，認為資本產出比、勞動的邊際生產能力、要素相對價格變化、勞工談判能力、勞動的調整成本等與勞動收入占比有重要關聯［7］。Arpaia、Pérez和Pichelmann 考 慮了勞動力的異質性，其研究成果在一定程度上豐富了Bentolila和Saint-Paul的結論［8］。Acemoglu和Guerrieri從不同生產部門的要素密集度和資本深化的角度，探討了勞動收入占比與經濟非平衡增長的關系［9］。Bental和Demougin 將勞動者的努力“契約化”，并將之與勞動者談判能力相結合，從博弈和制度的角度解釋了勞動收入占比不斷下降的原因［10］。Alesina和Rodrik的研究成果表明：政府財政可以通過提供公共服務來提高勞動的邊際產出從而提高勞動的收入水平；在追求社會最優經濟增長率的前提下，政府財政可以通過改變產出水平和資本產出彈性來影響勞動和資本收入份額［11］。Diwan就貧窮國家和富裕國家的勞動收入占比的影響因素進行了對比分析，其研究結果表明，貧窮國家的財政資金主要用于對勞動者的轉移支付，因此增加財政支出有利于提高勞動收入占比，而富裕國家的財政資金往往用于補貼大的利益集團，因此增加財政支出會產生與貧窮國家相反的效果［12］。歸結起來，影響勞動收入占比的主要因素有資本積累、技術進步、經濟結構、全球化、經濟發展水平、對勞動的保護程度和政府作為等。

國內關于勞動收入占比的研究大多集中于探討其不斷下降的原因。例如，白重恩和錢震杰從中國三次產業結構的角度進行研究，發現中國勞動收入份額的下降主要是由結構效應引起的［13］。羅長遠和張軍認為，勞動收入份額波動的加劇是產業結構變化以及產業間勞動收入份額正相關共同造成的［14］。兩人還利用1987—2004年中國的省級面板數據進行研究，發現資本產出比與勞動收入份額顯著正相關，表明現階段資本深化有助于提高勞動報酬占GDP的份額。他們將此歸因于中國擁有豐富的勞動力資源，而資本積累促進勞動資本擁有量和勞動邊際產出提高［15］。然而，楊俊和邵漢華卻得出相反的結論，即具有資本增強屬性的技術進步和資本深化偏離了現階段中國的要素稟賦結構，從而顯著降低了中國的勞動報酬份額［16］。白重恩、錢震杰和武康平利用微觀數據進行的實證研究結果顯示，在所有勞動收入占比的解釋變量中，資本產出比的解釋能力最小，資本-勞動替代彈性接近1［17］。姜磊和張媛重點考察了對外貿易對勞動收入占比的影響，其研究結果表明，出口對勞動收入份額的作用為正，進口則具有負面影響［18］。但是，周明海、肖文和姚先國在利用世界銀行對中國企業的調查數據進行實證研究時卻發現，出口對勞動收入占比具有顯著的負效應［19］。而白重恩和錢震杰的研究表明，對外貿易對勞動收入份額的影響并不顯著［13］。申瑜、孫建平和謝延浩則從交易管制的角度考察了居民收入分配，認為交易管制越嚴，則居民工資性收入越低［20］。近年來，許多學者開始從微觀角度研究勞動收入占比。例如，伍山林［21］、寧光杰［22］等的研究表明，市場結構、要素市場狀況、工資率、生產技術、企業制度、工作激勵方式、勞動者的談判力量等對勞動收入占比具有重要影響。

由上述可知，國內的相關研究主要從市場角度考察勞動收入占比的影響因素，但忽視了對政府這只“有形之手”的考察。這種情況發生在政府的經濟地位舉足輕重的中國不能不說是一種遺憾。也有學者將政府行為納入研究范圍。例如：楊俊和廖嘗君［23］考察了地方政府由競爭而采取的趕超行為對勞動收入占比的影響；祁毓和李祥云［3］研究了財政分權、勞動保護與勞動收入占比的關系。但是，他們未將政府財政收支這一重要的經濟行為作為主要考察對象。另外，國內學者前期的研究重點在于探索中國勞動收入占比不斷下降的原因，但是近年來中國許多省份的勞動收入占比卻呈回升趨勢（見圖1），而大多數學者的研究并沒有顧及此新情況。針對上述研究不足，本文通過分析中國政府的財政行為，探討其對勞動收入占比的作用，檢驗自黨的十六屆六中全會以來中國政府的財政行為是否朝著有利于提高居民勞動收入占比的方向發展。

圖1 2004—2011年中國各省勞動收入占比及變化趨勢

3 實證研究

3.1 計量模型的設定

內生增長理論認為，功能性財政收支是影響經濟增長的重要力量，并通過影響一系列內生要素對初次分配格局產生作用。基于Barro［24］提出的政府生產性支出內生增長模型以及上述文獻的理論和實證研究成果，本文設定如下計量模型：

式（1）中：被解釋變量LSi，t為勞動收入占比；c為常數 項；LSi，t-1為被解 釋變量LSi，t的一階滯后項；解釋變量GOVi，t為政府財政行為，包括財政支出GOV1i，t和 財政收入GOV2i，t以及GOV1i，t的平方項GOV11i，t；Xi，t為控制變量矩陣；α、β1 和β2 為相應變量的系數；γi為地區差別；εi，t為殘差項；下角標i和t分別表示省份（自治區、直轄市）和年度。

主要的控制變量有：①產業結構（IND3i，t），用第三產業增加值占地區GDP的比重表示；②勞均資本存量（KPLi，t），用地區資本存量與地區就業人口的比值表示；③人力資本（EDUi，t），用加權平均受教育年數表示；④勞動保護（LPi，t），用勞動力保護程度即參加工會工人比例表示；⑤對外貿易（DFTi，t），用外貿依存度即地區進出口貿易總額與地區生產總值的比值表示。

3.2 指標解釋及數據來源

收入法在核算GDP 時將生產總值分為勞動者報酬、生產稅凈額、固定資產折舊和營業盈余4個部分，本文中被解釋變量LSi，t即勞動者報酬占地區生產總值的比重。解釋變量中的財政支出（GOV1i，t）由地區財政赤字占地區生產總值的比重表示，財政收入（GOV2i，t）則由地區生產稅凈額與所得稅之和占地區生產總值的比重表示。另外，在進行穩健性檢驗時，引入政府財政支出占地區生產總值的比重（GOV3i，t）和財政收入占地區生產總值的比重（GOV4i，t）兩個指標替代GOV1i，t和GOV2i，t。目前國內學者對勞均資本存量（KPLi，t）的測算方法并未達成一致，主要是因為資本存量的估計差異較大。本文利用謝群和潘玉君［25］提供的部分資本存量數據并沿用其計算方法，將各省資本存量數據更新至2011年，再除以各地區的就業人口總數，從而得到勞均資本存量（KPLi，t）數據。根據中國教育年限常用設置，按照文化程度將人口劃分為不識字或識字很少、小學、初中、高中（含中專）和大學（含大專和研究生）5 組，按其各自的受教育年限進行加權平均，從而計算得出人力資本（EDUi，t）數據。本文所用的地區GDP、產業增加值、財政收支、就業人口等的數據主要來自2004—2012年的《中國統計年鑒》《中國財政年鑒》《中國勞動統計年鑒》《中國人口年鑒》及各省的統計年鑒。另外，考慮到統計口徑的一致性①如收入法GDP核算中的勞動者報酬項目在2004年發生了重大調整，導致2004年以前的數據與2004年及以后的數據在統計口徑上有很大差異。和研究成果的時效性，本文以2004—2011年為樣本期，利用中國31個省級行政單位②不包括我國港澳臺地區。的面板數據進行實證研究。各變量數據的描述性統計結果如表1所示。

表1 變量的描述性統計結果

3.3 計量方法

為了消除地區的差異性，對式（1）進行差分操作：

圖2 主要變量的散點圖矩陣

對于式（1）和式（2），可以預見會存在內生性問題，如將被解釋變量的一階滯后項也作為了解釋變量。此外，其他解釋變量（如教育水平，勞均資本存量等）也可能存在內生性問題。因此，如果使用一般的面板數據處理方法，則所得結果可能具有不一致性。針對此情況，本文采用廣義矩估計法（generalized method of moments，GMM）來克服內生性問題。GMM 方法有兩種——差分GMM 法和系統GMM 法。前者的基本思路是：首先對回歸方程進行一階差分運算以消除地區固定效應，然后將滯后變量作為差分方程中相應內生變量的工具變量估計差分方程，由此得到的估計量為一階差分廣義矩估計量。但是，針對差分矩估計容易受到弱工具變量和小樣本偏誤的影響的不足，Arellano、Blundell和Bond提出了系統廣義矩估計，其具體做法是：將水平回歸方程和差分回歸方程結合起來進行估計，滯后水平作為一階差分的工具變量，而一階差分又作為水平變量的工具變量［26］。綜上，筆者認為系統GMM 方法具有更大優勢，因此本文主要采用系統GMM 估計法。此外，運用GMM 方法時需要檢驗工具變量的有效性，本文主要通過Sargan檢驗和自回歸（AR）檢驗來實現。前者又稱為過度識別的約束檢驗或Hansen檢驗，主要用于判別是否存在過度識別約束，估計過程中樣本矩條件工具變量是否總體有效；而后者主要用于檢驗差分回歸和系統差分-水平回歸的殘差項是否存在序列相關。

3.4 實證結果分析

在前文分析的基礎上，得到勞動收入占比影響因素的回歸結果，如表3所示。第（1）列數據是政府財政支出對勞動收入占比影響的回歸結果。第（2）列數據將虛擬變量year2006納入模型的回歸結果，考察的是自2006年中國政府提出“更加注重社會公平”以來政府的財政支出行為是否有助于提高初次分配中勞動收入的份額，即各地區政府政策執行的效果。第（3）列數據是將財政支出的平方項（GOV11）納入模型的回歸結果，即更深層次地探討政府財政支出與勞動收入占比的動態關系。第（4）列數據重點考察的是政府財政收入對勞動收入占比的影響。表3還顯示，Sargan檢驗結果均不顯著，因此可接受“系統GMM 估計工具變量有效”的原假設；AR（2）檢驗結果在一般顯著水平下均不顯著，表明模型回歸的二階殘差項不存在序列相關性。模型在統計上具有有效性和一致性，從而可證明本文模型構建的合理性。下面對估計結果進行簡要描述和討論。

首先，因變量的滯后項與因變量顯著正相關，可見勞動收入占比變化的持續效應明顯，也說明近年來中國勞動收入占比不斷下降的局面的確得到了改善，該結果與前文的數據描述結果（見圖1）相互印證。

表3 基于系統GMM 估計的勞動收入占比影響因素回歸結果

然后，觀察主要解釋變量的回歸結果。由表3中第（1）列和第（2）列的數據可知，財政支出均為正值且在很高的水平下顯著，說明在本文驗證樣本期內財政支出的擴張是有利于提高勞動收入占比的。這與方文全［27］的研究結成果恰恰相反，原因可能是方文全考察的樣本期為2006年之前。而當引入時間虛擬變量后，這一猜想得到了證實：設2006年（包括2006年）之前的年份的時間虛擬變量值為0、之后的年份為1，其他變量不變，回歸結果見第（2）列數據。時間虛擬變量year2006系數顯著為正，說明2006年以來政府實施的財政政策起到了改善勞動收入份額的效果，“提高勞動報酬在初次分配中的比重”這一政府目標得到了一定程度的實現，這也從側面進一步證明了包括地方政府在內的政府經濟行為對勞動者的收入有著重要而顯著的影響。當進一步引入政府支出的平方項時，發現政府財政支出與勞動收入占比之間存在顯著的倒U 型關系（如表3中的第（3）列數據所示）。這說明過度的財政支出會對勞動收入份額產生“擠出”效應，可能是因為“過多”的財政支出成為資本友好型支出，從而擠占了勞動收入份額。從第（4）列數據發現，財政收入指標GOV2的系數顯著為負，以生產稅、所得稅為收入主要來源的政府財政顯示出較強的資本依賴性。在本文選取的樣本觀察期內，中國生產稅占年度財政收入總額的比重均超過70%，遠高于OECD 國家的平均水平。這說明政府通過把控間接稅過多地干預初次分配，不利于勞動收入占比的提高。

產業結構指標的回歸結果顯示，第三產業占比對勞動收入占比的影響顯著為正，說明提高第三產業比重是有利于提高勞動收入占比。勞均資本存量對勞動收入占比有顯著的正向影響，說明資本積累促使勞均資本存量增加和勞動邊際產出提高，如果按邊際產出獲得報酬，則勞動者的收入將隨著人均資本的積累而提高，資本-勞動替代彈性的絕對值小于1，表明資本與勞動之間存在互補型關系。作為人力資本替代指標的人均受教育年限的回歸系數大部分不顯著且為負值，可能是因為：當教育發展到一定水平后，勞動者會獲得更高比例的非勞動性收入，如高文化素質的勞動者可能更多地進入資本市場以獲得財產性收入，導致勞動收入占比相對下降。外貿依存度的回歸系數顯著為負，說明對外貿易對勞動收入占比具有不可忽視的副作用。筆者認為其原因可能是：現階段中國的外向型經濟結構在權衡勞動與資本的利益分配時更偏向于后者。另外，勞動保護的回歸系數的顯著性不穩定但符號都為正，說明通過發展工會組織來加強勞動保護在一定程度上有利于勞動收入占比的提高，但其影響力仍有待加強。

3.5 穩健性檢驗

選取指標具有一定的隨機性，這往往導致一些重要指標對被解釋變量影響的估計結果出現偏誤，故本文分別將財政支出和財政收入的替代指標GOV3和GOV4以及GOV3的平方項GOV33納入模型進行回歸，以此判斷上述實證分析結果是否可靠。筆者仍使用系統GMM 方法進行穩健性檢驗，穩健性檢驗結果如表4所示。

從表4所示的各變量的回歸系數及其顯著性來看，財政收支的檢驗結果與表3中的回歸結果完全一致，控制變量中只有兩個指標的系數顯著性水平與表3中的對應結果不一致，但符號是一致的。綜上，本文的回歸結果較為有效。

表4 穩健性檢驗結果

4 結語

本文通過構建GMM 模型并利用2004—2011年中國的省級面板數據，考察了政府財政行為及其他相關因素對中國勞動收入占比的影響，并對研究結果進行了穩健性檢驗。研究結果表明，政府財政行為間接作用于勞動收入占比。具體來看：政府財政支出行為對勞動收入占比的影響顯著為正，尤其是當引入時間虛擬變量后，政府財政政策的效果更加明顯；更進一步，本文還發現政府財政支出與勞動收入占比之間存在顯著的倒U 型關系，而財政收入的資本依賴性則使其對勞動收入占比的影響為負。

基于以上結論，本文提出如下政策含義：政府部門在國民收入初次分配中扮演著重要角色，改變中國勞動收入份額偏低的現狀，不能僅靠市場這只“看不見的手”，政府也應發揮其建設性作用。黨的十八屆三中全會明確指出，要“提高勞動報酬在初次分配中的比重”。為實現這一目標，政府部門應進一步推進財稅制度改革，使財政目的更多地向民生方向傾斜。在財政支出方面，政府應進一步加大對公共服務領域的投入，尤其是進一步加大對事關普通民眾和勞動者生存發展權的教育、培訓和醫療等事業的扶植力度，形成結構優化、促進社會公平的財政支出結構，發揮財政支出對勞動收入占比的正向作用。財政支出與勞動收入占比之間的倒U 型關系則告訴我們，需要保持適度的財政支出規模，這也從國民收入分配的角度為目前中國控制政府債務的工作提出了要求。在財政收入方面，政府應進一步推進稅收制度改革，適當減少間接稅比重，降低財政對資本的依賴性，提高勞動者在收入分配中的地位，弱化政府財政收入行為對勞動收入占比的負向作用。

［1］孫文杰.中國勞動報酬份額的演變趨勢及其原因［J］.經濟研究，2012（5）：120-131.

［2］李稻葵，劉霖林，王紅領.GDP中勞動份額演變的U 型規律［J］.經濟研究，2009（1）：70-82.

［3］祁毓，李祥云.財政分權勞動保護與勞動收入占比［J］.南方經濟，2011（11）：42-53.

［4］BLANCHARD O.The medium run［J］.Brookings Papers on Economic Activity，1997，28（2）：89-158.

［5］HARRISON A E.Has globalization eroded labor’s share？Some cross-country evidence［Z］.UC-Berkeley and NBER Working Paper，2002.

［6］JAYADEV A.Capital account openness and the labor share of income［J］.Unpublished Material Under Review，2007，31（3）：423-443.

［7］BENTOLINA S，SAINT-PAUL G.Explaining movements in labor share［J］.The B.E.Journal of Macroeconomics，2003，3（1）：1-33.

［8］ARPAIA A，PéREZ E，PICHELMANN K.Understanding labor income share dynamics in Europe［Z］.European Economy Working Paper，2009，No.379.

［9］ACEMOGLU D，GUERRIERI V.Capital deepening and non-balanced economic growth［Z］.NBER Working Paper，2006，No.12475.

［10］BENTAL B，DEMOUGIN D.Declining labor shares and bargaining power：an institutional explanation［J］.Journal of Macroeconomics，2010，32（1）：443-456.

［11］ALESINA A，RODRIK D.Distributive politics and economic growth［J］.The Quarterly Journal of Economic，1994，109（2）：465-490.

［12］DIWAN L.Debt as Sweat：labor，financial，crises，and the globalization of capital［J］.World Bank Working Paper，2001.

［13］白重恩，錢震杰.國民收入的要素分配：統計數據背后的故事［J］.經濟研究，2009（3）：27-41.

［14］羅長遠，張軍.經濟發展中的勞動收入占比：基于中國產業數據的實證研究［J］.中國社會科學，2009（4）：65-79.

［15］羅長遠，張軍.勞動收入占比下降的經濟學解釋——基于中國省級面板數據的分析［J］.管理世界，2009（5）：25-35.

［16］楊俊，邵漢華.資本深化、技術進步與全球化下的勞動報酬份額［J］.上海經濟研究，2009（9）：10-17.

［17］白重恩，錢震杰，武康平.中國工業部門要素分配份額決定因素研究［J］.經濟研究，2008（8）：16-28.

［18］姜磊，張媛.對外貿易對勞動分配比例的影響——基于中國省級面板數據的分析［J］.國際貿易問題，2008（10）：26-33.

［19］周明海，肖文，姚先國.企業異質性，所有制結構與勞動收入份額［J］.管理世界（月刊），2010（10）：24-33.

［20］申瑜，孫劍平，謝延浩.交易管制對居民要素收入份額的影響——基于我國省際截面樣本的檢驗［J］.技術經濟，2012（3）：110-115.

［21］伍山林.勞動收入份額決定機制：一個微觀模型［J］.經濟研究，2011（9）：55-68.

［22］寧光杰.市場結構與勞動收入份額：基于世界銀行對中國企業調查數據的分析［J］.當代經濟科學，2013，35（2）：61-70.

［23］楊俊，廖嘗君.經濟分權模式下地方政府趕超與勞動收入占比——基于中國省級面板數據的實證分析［J］.財經研究，2010，36（8）：4-14.

［24］BARRO R.Government spending in a simple model of endogenous growth［J］.Journal of Political Economy，1990，98（5）：103-125.

［25］謝群，潘玉君.中國內地各省區1952—2009年實物資本存量估算［J］.當代經濟，2011（1）：122-128.

［26］劉生龍，胡鞍鋼.交通基礎設施與經濟增長：中國區域差距的視角［J］.中國工業經濟，2010（4）：14-23.

［27］方文全.中國勞動收入份額決定因素的實證研究：結構調整抑或財政效應［J］.金融研究，2011（2）：32-41.