資本深化、制度變遷與勞動收入份額——基于中國省級面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

■ 朱 勇，張建武

一、引言

改革開放后，我國經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，資本深化①張軍（2002）將我國經(jīng)濟(jì)增長中資本產(chǎn)出比不斷上升的特征稱為“資本深化”。是我國經(jīng)濟(jì)增長的重要推動力。另一方面，制度變遷在我國的經(jīng)濟(jì)增長中亦功不可沒，我國制度變遷意指計劃經(jīng)濟(jì)體制向市場經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)軌的過程，是市場在資源配置中逐漸起決定性作用的漸進(jìn)演變過程，意味著經(jīng)濟(jì)、社會和法律制度的變革，也即市場化改革。市場化改革的全面鋪開，引起制度的變遷，活躍了市場，提高了資源配置效率。從1997年到2007年，市場化進(jìn)程對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)達(dá)到年均1.45個百分點(diǎn)（樊綱等，2011）。然而，在訴說資本深化與制度變遷帶來的巨大增益的同時，我們也注意到，國民收入初次分配領(lǐng)域中我國勞動收入份額持續(xù)下降。資本相比勞動而言，在居民中的分配更加不均勻，勞動收入份額的下降會惡化居民收入差距，不利于居民收入分配狀況的改善。這種現(xiàn)象引起國內(nèi)各界的廣泛關(guān)注，對勞動收入份額影響因素的研究是一個具有重要理論價值和現(xiàn)實(shí)意義的話題。

現(xiàn)有關(guān)于勞動收入份額影響因素的研究中，Kongsamut（2001）、羅長遠(yuǎn)和張軍（2009b）等關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素的作用，王永進(jìn)和盛丹 （2010）、張莉（2012）等則從偏向性技術(shù)進(jìn)步的角度進(jìn)行探討，還有 一 些 學(xué) 者 如 Spilimbergo et al（1999）、Diwan（2001）、Harrison（2003）、Askenazy（2005） 等 研 究 全球化因素對勞動收入份額的影響。然而，與西方發(fā)達(dá)國家不同的是，資本深化是我國經(jīng)濟(jì)增長的重要推動力，資本深化反映的是經(jīng)濟(jì)發(fā)展中投入要素之間的比例關(guān)系，而要素投入的變動是研究要素報酬占比的起點(diǎn)。因此，探究我國勞動收入份額變動的影響因素，資本深化是一個較為直接和重要的方面。關(guān)于我國資本深化與勞動收入份額的關(guān)系，已有經(jīng)驗(yàn)研究并未取得一致的結(jié)果。羅長遠(yuǎn)和張軍（2009a）的研究支持資本與勞動的互補(bǔ)關(guān)系，從而得出資本深化有助于我國勞動收入份額改善的結(jié)論，魏下海等（2012）的研究則得出相反的結(jié)果，白重恩和錢震杰（2010）卻認(rèn)為資本深化對勞動收入份額并不存在顯著的影響。本文認(rèn)為現(xiàn)有研究結(jié)論的分歧可能與我國轉(zhuǎn)型期制度變遷緊密相關(guān)，資本深化對勞動收入份額的作用很可能受到我國制度的異質(zhì)性的影響。因?yàn)樵谖覈Y本深化的過程中，我國的制度也在發(fā)生巨大變化，市場化程度顯著提高。不同的制度環(huán)境下，不同的資本深化路徑①我國的資本深化一直被認(rèn)為是我國長期維持較高投資率水平的結(jié)果，李治國和唐國興（2005）曾提到，這是從供給的角度，以投資的資金來源對資本形成予以解釋，他們的研究得出的基本結(jié)論是：隨著市場化改革的推進(jìn)，需求導(dǎo)向的資本存量調(diào)整機(jī)制已經(jīng)在我國的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中基本形成，資本的內(nèi)在調(diào)整動機(jī)逐漸轉(zhuǎn)向需求一方，即資本深化的路徑逐漸由供給導(dǎo)向向需求導(dǎo)向轉(zhuǎn)變。很可能造成其對勞動收入份額影響的差異，也因此國內(nèi)關(guān)于我國資本深化與勞動收入份額關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)研究未能得出一致的結(jié)論。

二、實(shí)證模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）實(shí)證模型

根據(jù)上文的文獻(xiàn)梳理及理論分析，資本產(chǎn)出比與勞動收入份額存在確切的函數(shù)關(guān)系，而本文引入制度的異質(zhì)性，在制度變遷的視角下研究資本深化對勞動收入份額變動的影響，為此我們引入制度變遷變量及其與資本深化變量的交互項(xiàng)，并控制其他可能影響勞動收入份額的因素，設(shè)定如下計量回歸模型：

其中，下標(biāo)i、t分別表示省份和年份，μi為不可觀測省份固定效應(yīng)，ωt為年份固定效應(yīng)，εit為特異誤差項(xiàng)。LS為勞動收入份額，是本文中的被解釋變量， KY、lnst、lnst_sq及交互項(xiàng) KY*lnst是本文的核心解釋變量，KY為資本深化，lnst為制度變遷，Z為其他影響勞動收入份額的控制變量。

（二）研究變量

1.被解釋變量

勞動收入份額。勞動收入份額（LS）是指國民收入初次分配中勞動者報酬占GDP的比重。一般有兩種計算勞動收入份額的方法，一種是不考慮間接稅，另一種是將間接稅視作資本收入的一部分。本文中采用前一種方法來計算勞動收入份額，即用勞動者報酬除以扣除生產(chǎn)稅凈額后的GDP。當(dāng)然，后文我們也用勞動者報酬除以未扣除生產(chǎn)稅凈額的GDP計算的勞動收入份額替換LS進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

資本深化。本文中選擇資本產(chǎn)出比（KY）表示資本深化，通常用實(shí)際資本存量與實(shí)際GDP的比值來刻畫資本產(chǎn)出比。我們參照單豪杰（2008）的處理方法，沿用較為成熟的“永續(xù)盤存法”，計算出實(shí)際資本存量，最后計算出資本產(chǎn)出比。

制度變遷。鑒于樊綱等歷年編制的市場化指數(shù)深入研究了中國市場化進(jìn)程的內(nèi)在機(jī)理和影響因素，是對中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌過程中各地區(qū)市場化程度進(jìn)行測度的較好指標(biāo)，能夠測量我國不同地區(qū)的制度變遷情況，并且在相關(guān)實(shí)證研究中得到了較為廣泛的應(yīng)用（魏下海等，2013；唐躍軍等，2014）。本文采用樊綱等（2011）編制的市場化指數(shù)總體評分（Inst）來衡量我國各省市的制度變遷，越高的數(shù)值代表越優(yōu)的制度水平。

3.控制變量

本文在模型中加入了一系列的控制變量，這些控制變量主要考慮了已有研究文獻(xiàn)中所提出的影響勞動收入份額差異及其變化的重要因素，它們包括以下變量：

全球化。全球化是影響勞動收入份額的重要因素 （Spilimbergo et al，1999；Diwan，2001；Harrison，2003；Askenazy，2005）， 我國是一個開放的國家，這里引入控制全球化對勞動收入份額的影響。貿(mào)易開放度（Open）和外商直接投資（Fdi）是本文中用于衡量全球化的指標(biāo)，其中貿(mào)易開放度（Open）用各省當(dāng)年進(jìn)出口總額除以當(dāng)年名義GDP來表示，外商直接投資（FDI）為各省當(dāng)年實(shí)際利用外資金額占當(dāng)年名義GDP的比重。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。羅長遠(yuǎn)和張軍（2009a）發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化和不同產(chǎn)業(yè)勞動收入份額以正相關(guān)性同時變化，均加劇了勞動收入份額的變動。本文運(yùn)用工業(yè)在GDP中所占比重（Structure）來表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動。

政府支出。政府財政支出作為政府行為的代理變量，既影響資本深化和市場化改革的進(jìn)程，又會對勞動收入份額產(chǎn)生重要影響。本文采用各省政府財政支出占各省GDP的比值（Gov）來表示政府支出的變化。

人口年齡結(jié)構(gòu)。魏下海等（2012）利用我國省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證確認(rèn)了老年撫養(yǎng)比上升是我國勞動收入份額下降的重要因素。本文用老年人口撫養(yǎng)比（Edratio）來表示人口年齡結(jié)構(gòu)的變化，計算指標(biāo)為65歲以上人口與15～64歲人口的比值。

（三）數(shù)據(jù)說明

未經(jīng)特別說明，本文所使用數(shù)據(jù)來自各省份1997～2009年的統(tǒng)計年鑒、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》以及中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

2.拓寬教育資源共享的平臺建設(shè)。近年來，我國國家精品開放課堂建設(shè)規(guī)劃通過慕課等方式展開，突破了時間和空間的范圍，優(yōu)質(zhì)的課程資源可供在校師生通過互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)免費(fèi)獲得。但我們也應(yīng)該看到它存在的一些問題，比如：優(yōu)質(zhì)課程資源和現(xiàn)有課程資源不匹配，資源共享還有待提高，開放教育共享資源的質(zhì)量也需進(jìn)一步提高。為了更好解決這些顯著的問題，有關(guān)部門應(yīng)大力支持，時常監(jiān)督網(wǎng)絡(luò)平臺建設(shè)和運(yùn)行的狀況，多方位、多途徑招賢納士，建立一支專業(yè)的信息科研隊(duì)伍，并以開發(fā)出種類更豐富的、數(shù)量更多的能滿足廣大社會需要的課程資源為重任，推進(jìn)高質(zhì)量課程資源的開發(fā)并促進(jìn)其普遍應(yīng)用。

表1提供了對各變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計。

表1 變量描述性統(tǒng)計

三、檢驗(yàn)結(jié)果及討論

我們根據(jù)所設(shè)定的計量模型，利用中國1997～2009年31個省市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計。首先，我們采用雙向固定效應(yīng)方法對模型進(jìn)行估計，同時對回歸結(jié)果進(jìn)行具體分析，得出本文研究的基本結(jié)論；其次，通過變量重新定義、剔除異常值及分位數(shù)回歸、分區(qū)域回歸等方法對基本估計結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（一）基本估計結(jié)果

在對 （1）式進(jìn)行估計時，F(xiàn)檢驗(yàn)、LM檢驗(yàn)與Hausman檢驗(yàn)均強(qiáng)烈拒絕了混合回歸模型與隨機(jī)效應(yīng)模型的適用性①F檢驗(yàn)值為22.20，P值0.000；LM檢驗(yàn)值為543.12，P值0.0000，均拒絕混合回歸模型。Hausman檢驗(yàn)中P值0.000，拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型。，出于無偏一致性的考慮，我們使用對個體與時間異質(zhì)性控制最為嚴(yán)格的雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計。同時為了保證回歸估計結(jié)果的穩(wěn)健性，采取 Driscoll&Kraay（1998）穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤差以控制數(shù)據(jù)中可能存在的序列相關(guān)和異方差問題對統(tǒng)計推斷的影響，并且，加入不同控制變量進(jìn)行回歸以進(jìn)行比較，從而對回歸結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行初步考察。表2報告了在全樣本基礎(chǔ)上，基于不同回歸模型的基本估計結(jié)果。

表2 基本估計結(jié)果

表2中第（1）列為加入所有控制變量的回歸結(jié)果。可以看出，資本深化變量和制度變遷變量的系數(shù)為負(fù)，兩者的交互項(xiàng)的系數(shù)為正，且都在1%的顯著性水平下顯著，同時在所有模型的估計結(jié)果中，系數(shù)符號和顯著性水平都不變，而且，系數(shù)的大小也并未有太大的變化。這說明，1997～2009年間，資本深化對我國勞動收入份額的直接效應(yīng)為負(fù)。更為重要的是，我們注意到資本深化變量與制度變遷變量的交互項(xiàng)系數(shù)為正，這說明資本深化與勞動收入份額之間確實(shí)存在非線性關(guān)系，資本深化對勞動收入份額的作用受到制度變遷的影響，在本文使用的數(shù)據(jù)樣本中，較優(yōu)的制度水平有利于抑制資本深化對勞動收入份額的負(fù)向效應(yīng)，證明了我們前文所提出的假設(shè)1。另外，根據(jù)第（1）列報告的結(jié)果，我們可以估算出我國平均制度水平下，資本深化對我國勞動收入份額的總效應(yīng)為0.0001②計算方法為：β1+β3*lnsti，t，即求制度均值水平上，資本深化對勞動收入份額的邊際效應(yīng)。，說明我國平均制度水平上資本深化有助于改善勞動收入份額，但影響較小，這同時也是對目前關(guān)于資本深化與我國勞動收入份額關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)論不一致的最好佐證，制度的異質(zhì)性在其中扮演了重要的角色。正的交互項(xiàng)也表明，隨著制度水平的不斷提高，資本深化對勞動收入份額的總效應(yīng)會逐漸由負(fù)變?yōu)檎@與王丹楓（2011）的研究所指出的資本深化在長期會使勞動收入份額提升的結(jié)論是一致的。

有趣的是，制度變遷的系數(shù)也在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)，這表明，1997～2009年間，我國市場化改革所引起的制度變遷對勞動收入份額的直接效應(yīng)為負(fù)，這與蔣為和黃玖立（2014）的結(jié)論一致。但是我們認(rèn)為，制度變遷對勞動收入份額存在正反兩方面的作用。一方面，市場化改革引起的經(jīng)濟(jì)效率的提升會對勞動收入份額產(chǎn)生一個負(fù)向的沖擊（周明海等，2010）。另一方面，市場化改革逐漸破除要素壁壘，從而要素流動性提高、要素市場扭曲減少，同時，各項(xiàng)勞動保護(hù)的相關(guān)法律法規(guī)建設(shè)日趨完善，這兩者共同提高了勞動力的議價能力，從而有助于勞動收入份額的提高。因此，制度變遷對勞動收入份額的作用取決于上述兩方面力量的大小，從本文的研究結(jié)果來看，負(fù)向沖擊占據(jù)主要的地位。這也不難理解，考慮到制度變遷的漸進(jìn)演進(jìn)性，勞動保護(hù)制度等法規(guī)的建設(shè)與提升經(jīng)濟(jì)效率的改革相比較為滯后。

關(guān)于其他控制變量的估計結(jié)果，貿(mào)易開放度的估計系數(shù)為正，且均在1%的顯著性水平下顯著，說明貿(mào)易全球化總體上改善我國勞動收入份額，這同白重恩和錢震杰（2010）的研究結(jié)論相一致，也符合赫克歇爾—俄林理論的預(yù)期，我國擁有豐富的勞動力資源，利用比較優(yōu)勢，出口勞動密集型產(chǎn)品，進(jìn)口資本密集型產(chǎn)品，總體上有利于我國勞動份額的改善。FDI的估計系數(shù)為正，但均不顯著，說明外商直接投資對我國勞動收入份額的影響可能難以確定。工業(yè)占GDP比重的系數(shù)顯著為負(fù)，說明由于工業(yè)在三大產(chǎn)業(yè)中勞動收入份額最低，工業(yè)占GDP比重的增加會降低勞動收入份額，這一結(jié)論也得到既有研究的支持（羅長遠(yuǎn)和張軍，2009b；白重恩和錢震杰，2009）。政府財政支出占GDP比重的系數(shù)為負(fù)，且所有模型中均在1%的顯著性水平下顯著，說明政府財政支出不利于勞動收入份額的提高，這一結(jié)果與魏下海等（2012）的研究結(jié)論一致，但與羅長遠(yuǎn)和張軍（2009a）的研究不同，他們利用中國省級面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)政府財政支出有利于勞動收入份額的改善，我們認(rèn)為，政府支出代表政府對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)，導(dǎo)致要素市場扭曲和勞動力談判能力的下降，進(jìn)而降低勞動收入份額。老年人口撫養(yǎng)比的系數(shù)顯著為負(fù)，表明現(xiàn)階段人口老齡化不利于我國勞動收入份額的改善。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.變量替換

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：變量替換

首先，前文采用勞動者報酬除以扣除生產(chǎn)稅凈額后的GDP的方法來計算勞動收入份額，作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)的一個方法，此處將勞動收入份額定義為勞動者報酬除以未扣除生產(chǎn)稅凈額的GDP，以此作為因變量來觀察資本深化與勞動收入份額之間的關(guān)系是否穩(wěn)健。我們依然采用雙向固定效應(yīng)方法進(jìn)行估計，回歸結(jié)果見表3第（1）列。和表2對比可以發(fā)現(xiàn)，資本深化、制度變遷及其交互項(xiàng)的符號、系數(shù)大小及顯著性并無太大變化。

其次，勞動收入份額變化范圍處于0～1之間，是典型的受限因變量，如果不作任何處理，容易得出有偏且不一致的結(jié)果。常用的做法是對勞動收入份額進(jìn)行Logistic變換后再進(jìn)行回歸，從而將數(shù)值映射到（-∞，+∞）。 表 3 中第（2）、（3）列中的因變量分別是對按照兩種方法計算的勞動收入份額進(jìn)行Logistic變換后的回歸結(jié)果，關(guān)鍵變量的顯著性和符號并未發(fā)生太大變化。值得一提的是，資本深化的系數(shù)絕對值變大了，可能是對因變量進(jìn)行Logistic變換后，模型的擬合度提高了。

最后，考慮到制度變遷的漸進(jìn)演進(jìn)性，我國市場化改革帶來的主要變化在于產(chǎn)品市場和要素市場發(fā)育程度的提高，所以目前我國制度變遷也更多地體現(xiàn)在產(chǎn)品市場和要素市場上。因此，此處選取樊綱等（2011）分省市場化指數(shù)中二級指標(biāo)產(chǎn)品市場發(fā)育指數(shù)和要素市場發(fā)育指數(shù)作為制度變遷的代理變量，表 3 第（4）、（5）列呈現(xiàn)了二者的回歸結(jié)果，同表2中對比可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)鍵解釋變量系數(shù)變化不大，且同樣在1%的顯著性水平下顯著，表明了結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.分區(qū)域回歸

我國地理區(qū)域廣闊，經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域特色明顯，這種省區(qū)差異是否會影響資本深化對勞動收入份額的邊際效應(yīng)呢？本文將我國31個省區(qū)分為東中西三個區(qū)域①東部地區(qū)包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)包括：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括：四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆 、廣西、內(nèi)蒙古。進(jìn)行回歸，表4報告了分組回歸結(jié)果。

表 4 第（1）、（3）和（5）列顯示，在未加入控制變量之前，東、中和西部地區(qū)資本深化和交互項(xiàng)的系數(shù)符號與基本估計結(jié)果均一致，資本深化的直接效應(yīng)為負(fù)，交互項(xiàng)符號為正，而且均較為顯著，說明結(jié)論比較穩(wěn)健。在加入所有控制變量后，我們發(fā)現(xiàn)，東部和西部地區(qū)回歸結(jié)果仍穩(wěn)健支持原假設(shè)，但中部地區(qū)資本深化對勞動收入份額并不存在顯著的影響，交互項(xiàng)也并未得到我們預(yù)期的符號，而且并不具有顯著性，這可能是由于中部地區(qū)資本深化的原因更多是因?yàn)檎深A(yù)下，地方國企傾向于重化工業(yè)投資領(lǐng)域所致，所以在控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和政府支出對勞動收入份額的影響后，資本深化失去了顯著性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：分樣本回歸

四、結(jié)論與啟示

20世紀(jì)九十年代中期以來，市場化改革和資本深化是轉(zhuǎn)型期中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的兩個重要因素，但經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的同時出現(xiàn)了國民收入初次分配領(lǐng)域中勞動收入份額的持續(xù)下降，這不利于我國共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)和經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。本文運(yùn)用1997～2009年我國省級面板數(shù)據(jù)和市場化指數(shù)，在我國轉(zhuǎn)型期制度變遷的視角下，實(shí)證研究了資本深化與勞動收入份額的關(guān)系，研究結(jié)果表明：資本深化與勞動收入份額之間存在非線性關(guān)系，資本深化對勞動收入份額的作用受到制度變遷的影響，制度水平的提高會在資本深化對勞動收入份額的偏效應(yīng)中產(chǎn)生正向作用。具體來看，較優(yōu)的制度水平有助于抑制資本深化對勞動收入份額的負(fù)向作用。制度水平會影響資本的形成路徑，制度水平越高，資源配置效率更高，資本的形成越是依賴經(jīng)濟(jì)主體的需求，“需求驅(qū)動”下的資本深化一方面更加符合我國勞動力資源豐富的稟賦優(yōu)勢，增加勞動需求；另一方面，“需求驅(qū)動”下的資本深化能夠吸引更加高效率的資本，且伴隨著更少的政府干預(yù)，好的制度環(huán)境，有利于提高資本的活力和創(chuàng)新能力，帶動新的生產(chǎn)服務(wù)領(lǐng)域和新的產(chǎn)業(yè)鏈的發(fā)展，從而擴(kuò)大就業(yè)，進(jìn)而改善勞動收入份額。

本文可以得出的一個啟示是進(jìn)一步加快全面推進(jìn)市場化改革。進(jìn)一步提高要素市場和產(chǎn)品市場的市場化程度，減少不必要的政府干預(yù)，完善相關(guān)法律法規(guī)建設(shè)，創(chuàng)造良好的制度環(huán)境，吸引“高效率”資本的流入，提高資本的活力和創(chuàng)造能力。

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