金融發展、投資擴張與勞動收入份額
——基于中國省級數據的實證分析

肖明月，楊 君，文雁兵

(1.浙江金融職業學院投資保險學院，浙江 杭州 310018；2.浙江理工大學經濟管理學院，浙江 杭州 310018；3.浙江財經大學經濟學院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

“十三五”是中國實現“雙倍增”計劃的重要時期，而勞動收入倍增計劃是中國跨越“中等收入陷阱”的關鍵所在。近年來，雖然中國勞動收入份額呈上漲趨勢[1]，但長期逆資源稟賦的投資戰略及勞動力過剩與產業結構調整已造成勞動收入份額一直在低位徘徊。勞動收入份額下降導致居民消費水平降低，不利于消費拉動型經濟增長格局的構建，引致經濟增長對投資和出口的依賴加重。另外，勞動收入份額下降也不利于要素收入分配優化，易造成規模性收入分配不均和社會沖突加劇等問題[2]。盡管眾多學者對中國勞動收入份額變動的影響因素做過較為深入的解釋(如產業結構變化、偏向型技術進步、對外貿易和引進外資、所有制變遷和性別比例失衡等)[3][4][5][6][7][8][9]，但由于中國經濟發展的特殊性和勞動收入份額變動成因的復雜性，對勞動收入份額影響因素及其變動機制的探索仍具重要的現實意義。

與本研究較為相似的文獻主要集中在金融發展和投資擴張兩個方面。在Acemoglu(2003)提出偏向型技術進步對要素報酬的影響后[10]，學者對中國是否發生或發生何種類型的技術進步仍存在爭議，但投資驅動型增長模式導致企業偏向使用資本代替勞動是中國經濟發展的顯著特征[11]，而投資率過高引發的宏觀需求結構失調等問題又會導致要素收入分配的變化[12]。由于Acemoglu(2003)及后續相關研究的影響較為深遠[10]，學者在解釋投資對勞動收入份額影響機制方面大多基于技術進步偏向視角，而忽視了另一個與投資較為密切的問題——投資來源。企業投資來源包括自有資金和借貸兩部分，但中國長期存在的結構性和區域性資金短缺使部分地區的投資擴張嚴重依賴于金融借貸，因金融部門的“虹吸效應”而導致資源配置扭曲，從而陷入“脫實向虛”的困境，不僅不利于勞動收入份額增長，也抑制了地區經濟發展[13]，因此有必要基于金融發展的視角來分析投資對勞動收入份額的影響。從中國金融發展和勞動收入份額的變動趨勢來看(1)金融發展采用貸款余額占GDP的比重來表示，其數據來源詳見下文。，兩者存在明顯的相關性并呈同步增減的特征，這正是本文基于金融發展的視角來探索中國勞動收入份額變動的現實考量(如圖1所示)。

圖1 中國金融發展與勞動收入份額

部分學者研究金融發展對勞動收入份額的影響，多數是基于金融規模和融資約束視角的分析，從金融結構視角的研究相對較少，與之相關的文獻主要分析金融結構對收入不平等和城鄉收入差距等的影響[14][15]。由于中國金融市場發展并不完善，大量效率較高的中小企業因信貸支持不足而難以壯大規模，大部分國有企業卻因預算軟約束導致自力更生能力缺失[16]，說明中國金融發展不僅是規模問題，更是結構問題，因此僅分析金融規模的影響可能無法全面闡釋中國金融市場存在的特殊現象。另外，單純分析金融發展指標無法客觀反映企業借貸負擔及償還能力，而超出企業償還能力的負債往往是經營風險上升并導致要素收入分配機制發生變動的主要原因，因此探索金融發展對勞動收入份額的影響機制有著重要的現實意義。

有鑒于此，本文重點分析金融規模和金融結構對勞動收入份額的影響，并基于投資擴張的視角闡釋其中的影響機制，可能的研究貢獻在于：首先，通過構建理論模型分析金融發展對勞動收入份額的影響機理；其次，借助多種計量方法分析金融規模擴張對勞動收入份額的影響，為勞動收入增長的差異化政策構建提供有益啟示；再次，基于金融結構視角解釋勞動收入份額變動的成因，彌補僅使用金融規模進行研究的不足；最后，基于投資擴張系數的角度，分析金融規模和金融結構出現區域異質性的原因。

二、理論機理

借鑒Song等(2011)和張勛等(2016)對金融發展的研究[17][18]，本文構建一個金融發展影響勞動收入份額的理論分析模型。首先，假設經濟的產出函數為：

(1)

其中，Yt、At、Kt和Lt分別為產出、技術水平、資本投入和勞動投入。

假定企業本期的投資Kt包含上期的資金Kt-1和上期末的借貸資金Jt-1。由于面臨金融發展約束，企業借入資金的數量受到限制，因此假定企業上一期借入資金的利息支出與企業本期資本回報額的比值小于一個系數ηt(0<ηt<1)：

Jt-1Rt≤ηtρt(Kt-1+Jt-1)

(2)

其中，ηt(0<ηt<1)表示企業受到的融資約束，Rt是貸款利率，ρt是投資的總回報率。

假定除支付單位勞動者的報酬wt外，企業還按產出的固定比例()支付企業家報酬，因此生產利潤(π)可表示為：

(3)

借助利潤最大化的一階條件，我們可推導最優的勞動投入為：

(4)

假定利率等于資本的邊際產出，則有：

Rt=αAt(Kt/Lt)α-1

(5)

進一步地，我們可推導最大化的利潤為：

πt=(1-φ)RtKt

(6)

此時的利潤扣除借貸的利息支出便是凈資本回報，因此可求出凈資本回報率為：

(7)

結合式(2)、(5)和(7)，可得：

(8)

由式(8)可知，資本收入份額為：

KSt=Ktrt/Yt=α(1-φ)(1-ηt)

(9)

?KSt/?ηt=-α(1-φ)<0

(10)

由于勞動收入份額與資本收入份額之間呈反向變動關系，因此金融發展對勞動收入份額(LSt)變動的影響可表示為：

?LSt/?ηt=α(1-φ)>0

(11)

根據式(11)可知，金融發展對勞動收入份額具有促進作用。另外，考慮企業不存在借貸約束的情況，此時企業借貸不再受ηt影響，式(2)的約束條件也不復存在。如果企業借貸過多，則可能導致投資收益小于借貸的利息支出，即

Bt-1Rt≥ρt(Kt-1+Bt-1)

(12)

此時，企業可能減少下一期投資規模或增加舉債規模，但債務最終到期時，企業必須償還所借債務及其利息。因此，從長期來看，企業自有資金必然減少，企業生產的資本密集度也隨之降低，進而可能導致生產函數中的α值減少。根據式(11)可知，勞動收入份額因α值的下降而下降。因此，金融發展過度會因過多的收益被用于利息支出而“侵蝕”勞動收入，最終降低勞動收入份額。

三、實證研究結果及分析

(一)模型構建

根據上文分析，本文構建如下的實證模型：

wit=α0wit-1+α1finit+βXit+εit+μi

(13)

其中，w表示勞動收入份額，fin表示金融發展，X為控制變量，ε為殘差項，μ為省份效應。對式(13)進行差分，以消除省份效應，則模型可改寫為：

wit-wit-1=α0(wit-1-wit-2)+α1(finit-finit-1)+β(Xit-Xit-1)+εit-εit-1

(14)

對式(14)，選擇差分GMM方法進行估計。由于變量較多，它們之間可能存在內生性。例如，金融發展對勞動收入份額具有重要影響，但勞動收入份額變動也可能通過消費和投資影響金融發展。因此，使用GMM方法進行回歸較為適宜。本文使用變量的滯后項作為工具變量，并根據Hansen檢驗和AR(2)檢驗確定滯后項并檢驗模型的有效性。為確保檢驗結果的穩健性，我們選擇交叉項納入控制變量，并同時使用差分和系統GMM方法進行估計。

(二)數據來源

本文數據的時間段為2000～2015年，金融相關指標來自Wind統計數據庫，其他指標主要來源于歷年的《中國統計年鑒》和30個省市的統計年鑒(除西藏外)。為使各數據之間具有可比性，統一以2000年為基期處理數據并取自然對數，以消除數據的劇烈波動。

1.勞動收入份額(w)。作為被解釋變量，勞動收入份額以GDP中勞動報酬的占比為代理變量，也可使用勞動報酬/(勞動報酬+固定資本折舊+營業盈余)來衡量。使用前一種方法的結果進行基準分析，后一種方法的結果進行穩健性檢驗。

2.金融規模(fin1)。金融規模擴張一方面增加企業可利用的資金數量，增加其規模和效益，另一方面也可能帶來企業債務負擔的增加，不利于效益增長。金融發展還通過資本配置影響經濟發展[19]，進而對要素收入分配產生影響。以往研究大多使用全部信貸與GDP的比重來衡量金融發展，但該指標易高估金融發展水平。考慮到當前中國銀行業貸款占企業融資的比重較大，本文使用銀行業貸款余額占GDP的比重來衡量金融規模。

3.金融結構(fin2)。由于政府干預和腐敗等問題導致大量信貸流向效率低下的經濟部門[16]，不利于金融資源優化配置功能的發揮，因此金融規模擴張并不意味著金融結構的優化。本文借助回歸模型估算非國有企業獲得的貸款占全部貸款比值作為金融結構的代理變量[20]。由于部分數據缺失，選擇的時間段為2000～2014年。

4.控制變量。政府干預(gov)使用扣除教科文衛支出后的政府支出占GDP的比重來衡量。借助DEA-Malmquist指數法估算各省市的全要素生產率，以此作為技術進步(tfp)的代理變量。外貿依存度(tr)使用進出口總額占GDP的比重作為代理變量。失業率(un)采用城鎮登記失業率。資本深化(k)使用資本存量與勞動力數量的比值來衡量。經濟發展水平(gdp)采用人均GDP。

(三)金融規模對勞動收入份額的影響

表1報告了全國和東部地區的回歸結果。全國和東部地區的金融規模擴張對勞動收入份額有著顯著的促進作用。根據古典經濟理論關于邊際報酬遞減規律可知，金融規模的快速擴張使企業更容易獲得外部資本，但勞均資本的提升會導致資本邊際產出下降，資本收入份額可能因此下降，進而帶來勞動收入份額的上升。同時，企業資本數量增長使勞動力相對數量下降，勞動邊際報酬出現增長，從而提高勞動收入份額。Kalina和Yu(2016)的研究還發現融資約束導致企業偏向于從事低附加值的加工貿易[21]，這類企業的勞動報酬占比往往比一般貿易要低，而金融規模的擴張可改善企業面臨的融資約束，鼓勵企業從事一般貿易，進而提升勞動收入份額。

除經濟發展水平、政府干預和失業率外，東部地區其他變量的回歸結果與全國基本保持一致。全國的回歸結果顯示，經濟發展水平提升對勞動收入份額有著負向影響，這與李稻葵等(2009)的結論一致[2]。東部地區因經濟在全國領先，已處于勞動收入份額與經濟發展水平之間U型關系的上升區(2)本文將人均GDP的平方項納入全國的回歸方程中，結果顯示其系數顯著為正，驗證了勞動收入份額與經濟發展水平之間存在U型關系。。政府主要通過轉移支付和各種保障制度完善來提高勞動收入，但在市場化程度較高的東部地區，勞動力收入與勞動生產率的匹配程度較高[22]，因此政府干預的作用較難發揮。東部地區失業率增加反而提高勞動收入份額，可能的解釋是：東部地區低端產業逐漸向中西部地區轉移，導致低技術勞動力失業率上升，地區產業結構不斷改善，中高端勞動力占比隨之增加，而該類勞動力的收入遠高于低端勞動力，因此勞動收入份額得以提升。

表1 全國和東部地區的回歸結果

注：*、** 和*** 分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著；括號內是標準差。下表同此。

表2報告了中部和西部地區的回歸結果。與東部地區不同，中部地區金融規模擴張對勞動收入份額的影響并不顯著，西部地區金融規模擴張則對勞動收入份額有著顯著的負向影響。出現這一結果的可能原因是：相較于東部地區，中西部企業面臨的金融約束較高，易導致企業流動資本投入加工貿易等低端產業，因此勞動收入份額提升困難重重。與中部地區相比，西部地區資本匱乏問題更為嚴重，對金融借貸資金的依賴較高，因此金融規模擴張極易導致企業背負沉重的債務負擔。此時，企業投資收益大多被用于借貸利息支出，用于技術研發和結構改善的支出不足，產業陷入“低端發展”的困境，而且投資收益過多地流向金融部門必然導致勞動力分配收益減少，出現勞動收入份額持續下降。為驗證中西部地區是否存在金融規模過度擴張等問題，下文將對各地區的投資擴張系數進行測算，以進一步揭示金融發展對勞動收入份額產生區域異質性影響的原因。

另外，中部地區經濟發展水平對勞動收入份額的影響不顯著，西部地區則有著顯著的負向影響。結合東部地區經濟發展水平對勞動收入的正向影響結果，我們認為勞動收入份額與經濟發展水平之間的U型關系是成立的。

表2 中西部地區的回歸結果

(四)金融結構對勞動收入份額的影響

為更全面分析金融發展對勞動收入份額的影響，本部分使用金融結構再次進行回歸分析(如表3所示)。限于篇幅，文中沒有報告控制變量的估計結果。

表3 全國和東中西部地區的回歸結果

東部地區的回歸結果顯示，金融結構優化對勞動收入份額有著促進作用，但并沒有通過顯著性檢驗。一種可能的解釋是：長期以來，金融錯配嚴重制約了金融發展對生產效率的促進作用，因而金融結構優化還沒有充分發揮其對勞動收入份額的積極影響。但上文的分析結果顯示，金融規模擴張對勞動收入份額有著顯著的正向影響，即東部地區勞動收入份額仍靠金融規模的促進，而不是金融結構的改善。中部地區的回歸結果顯示，金融規模與金融結構對勞動收入份額的影響均不顯著，即金融發展對中部地區勞動收入份額的影響“失效”。而西部地區的回歸結果顯示，金融規模擴張和金融結構優化均對勞動收入份額有著顯著的負向影響，即西部地區有可能陷入“金融擴張陷阱”。因此，金融發展對勞動收入份額的影響存在明顯的區域異質性。那么，造成這一現象的原因是什么呢？與金融發展密切相關的是企業投資來源，如果企業全部使用自有資金擴張，則導致金融發展的影響“失效”，而適度利用外部資金擴張，則可能促進企業更快增長，發揮金融發展的積極作用。但企業如果過度借貸，則極易背負沉重的債務負擔，陷入“低端發展”的困境。因此，地區發展對外部資金的依賴程度不同，可能是金融發展出現區域異質性影響的重要原因。為驗證這一推測，下文將從投資擴張模式的角度來分析，以揭示金融發展對勞動收入份額影響的可能機制。

四、進一步的分析：金融發展、投資擴張與勞動收入份額

(一)基于投資擴張系數的解釋

上文顯示，不同地區的投資擴張對金融資金依賴度的差異可能是金融發展對勞動收入份額產生異質性影響的原因。為衡量各地區對外部資金的依賴程度，本文根據楊君和肖明月(2015)的做法來測度資本回報率和資本存量[23]，然后計算投資擴張系數，即上一年的投資回報額與當年投資額的比值(如圖2所示)。一般地，該值大于1，表明該地區是內源發展型；該值小于1，表明該地區是外源發展型；該值等于1，表明該地區是中性發展模式。

圖2 東中西部地區的投資擴張系數

據圖2可知，在2005年之前，東部和中部地區內源發展特征明顯；2005年之后，東部地區投資擴張系數雖略有下降，但仍在1上下波動，說明東部地區對金融資金的依賴程度較輕，可能存在金融發展不足問題。中部地區投資擴張系數則在2005年之后出現明顯下降，說明中部地區已由內源發展模式轉向外源發展模式。西部地區則在整個時期都屬于外源發展模式且投資擴張系數較低，說明西部地區對外部資金的依賴程度較高，可能存在金融過度發展問題，形成“攫取性”金融體系的概率較大。結合前文的分析，我們認為地區投資擴張模式的差異對金融作用的發揮有著重要影響。

在投資擴張系數較高的東部地區，金融深化不足導致金融結構無法發揮其對勞動收入份額的影響。東部地區有著較高的資本回報率，僅利用投資回報便可進行適度的規模擴張，進而產生“內生發展偏好”。但這也導致金融深化提升困難，無法發揮其對要素收入的優化配置作用。實證結果也顯示，東部地區還需進一步擴大金融發展規模，以充分發揮其積極作用。另外，東部地區大量中小企業和民營企業仍受到嚴重的融資約束，一方面是企業有著較強的借貸意愿卻無法借入足夠資金，另一方面卻是大量信貸資金流向效率低下的國有企業，金融結構優化之路困難重重，加之東部地區本已存在金融深化不足，嚴重制約了金融結構優化對勞動收入份額的積極作用。但從時間上看，2005年之后東部地區投資擴張系數已出現一定幅度的下降，即金融結構優化的作用可能在逐漸增強，后文將通過分樣本、分時段的回歸方法檢驗金融結構優化的動態影響。

在投資擴張系數較低的西部地區，金融過度深化導致金融發展對勞動收入份額產生“攫取效應”。西部地區發展面臨嚴重的資金約束，企業可能更加偏向從事加工貿易等低附加值產業，產業陷入“低端發展”的困境，而該類產業的勞動報酬往往較低，大量發展會導致勞動收入份額下降。另外，過低的投資擴張系數也說明西部地區對外部資金的依賴程度較高，易背負沉重的債務負擔。如果投資收益被大量用于借貸利息的支付，則嚴重擠壓勞動收入。目前，西部地區金融過度深化已導致金融發展出現嚴重的“攫取性”特征，這與李強和李書舒(2017)關于金融發展抑制經濟欠發達地區經濟增長的結論相吻合[13]。

中部地區的投資擴張模式已從內源轉向外源，這可能導致金融發展影響的不確定性，所以需分時段研究金融發展對勞動收入份額的影響。中部地區投資擴張系數處在東部和西部地區之間，對外部資金的依賴程度較西部地區要低，因此可能還未出現金融發展的“攫取效應”。2005年之后，中部地區轉變為外源發展模式，但其投資擴張系數基本保持在0.8左右，說明中部地區金融發展水平得到較大提高，但金融“杠桿”程度仍低于西部地區，因此金融結構優化在2005年之后可能對勞動收入份額產生積極影響。

(二)基于分時段的回歸分析

為進一步分析金融發展在不同投資擴張模式下可能存在的不同影響，本文根據投資擴張系數對樣本進行分段回歸。東部和中部地區的投資擴張系數在2000～2005年間均顯著高于1，對該時段回歸可檢驗投資擴張系數高于1時金融結構的影響；2006～2014年間的東部地區投資擴張系數在1附近波動，中部地區的投資擴張系數則低于1，但仍遠大于西部地區的60%，對該時段回歸可檢驗投資擴張系數居中時金融結構的影響。另外，西部地區的投資擴張系數在2000～2005年間也處于居中水平，2006～2014年則可能處于金融過度發展狀態。分時段的回歸結果顯示，在投資擴張系數較低的時期，金融結構優化對勞動收入份額的影響并不顯著。隨著投資擴張系數的下降，當投資擴張轉變為外源發展模式時，金融結構優化對勞動收入份額的影響也轉變為顯著正向。因此，適度的金融深化是金融發展產生積極作用的前提，但金融過度深化則導致金融發展的影響發生逆轉(如西部地區金融過度深化已導致金融規模和金融結構均對勞動收入份額產生負向影響)。

表4 分時段的回歸結果(3) 限于篇幅，本表僅報告核心解釋變量的差分GMM結果。

(三)穩健性檢驗

本文從三個方面進行穩健性檢驗：首先，以GMM方法回歸，可使用基于2SLS的面板數據工具變量法進行穩健性檢驗，為與前文保持一致，我們選擇解釋變量的一階滯后項作為工具變量進行2SLS回歸；其次，使用勞動報酬/(勞動報酬+固定資本折舊+營業盈余)對勞動收入份額重新計算，并使用差分GMM方法進行回歸；最后，使用地區股票市場總市值與金融機構貸款余額之比作為金融結構的代理變量，并根據投資擴張系數分時段進行差分GMM回歸。上述方法在核心解釋變量的回歸結果方面均與前文保持一致(4)限于篇幅，穩健性檢驗的回歸結果已略去，作者備索。。

五、結論與啟示

本文從金融規模和金融結構兩個角度分析金融發展對勞動收入份額的影響，并基于投資擴張的視角解釋金融發展對勞動收入份額產生異質性影響的原因，得到的主要結論和啟示包括：

“內生發展偏好”與“融資約束”共存導致東部地區金融發展不足，限制金融發展對勞動收入份額的促進作用。一方面，東部地區資本回報率較高，依靠自有資金發展的能力較強，對金融系統的依賴程度較低，內生發展能力較強；另一方面，東部地區大量中小企業存在融資約束難題，無法向金融部門借到足夠資金。“內生發展偏好”與“融資約束”共同導致東部地區金融發展不足，也使金融結構優化缺乏金融規模的有力支撐，無法促進勞動收入份額提升。未來，東部地區仍應進一步擴大金融規模，適度提升金融“杠桿率”，以充分發揮金融系統對資源的優化配置作用。

西部地區存在金融過度發展問題，導致金融發展出現“攫取效應”。西部地區外源發展特征最為明顯，金融規模擴張和金融結構優化均對勞動收入份額產生負向影響。金融過度發展一方面導致產業陷入“低端發展”的困境，另一方面導致投資收益大量流向金融部門，嚴重扭曲收入分配，使“攫取效應”不斷顯現。因此，西部地區發展仍面臨因資金缺乏導致的“攫取性”金融問題，應盡快改變過度依賴外部資金發展的模式，探索并實現金融發展由“攫取性”向“共容性”轉變的發展之路。

隨著中部地區投資擴張模式的轉變，金融發展的積極作用逐漸顯現，說明金融適度發展是金融發揮積極作用的基礎。中部地區在早期屬于內源發展模式，存在金融發展不足問題，因此金融發展無法對勞動收入份額產生積極影響。2005年之后，中部地區雖已轉為外源發展模式，但投資擴張系數遠高于西部地區，金融發展并未出現“攫取效應”。分樣本和分時間段的實證分析也顯示，在金融適度發展的區域和階段，金融發展均對勞動收入份額提升有著積極影響。因此，降低金融過度發展地區的“攫取效應”、提升金融發展不足地區的“杠桿率”、保障金融適度和均衡發展應成為各地區提升勞動收入份額的重要舉措。