技術偏向效應下的國民收入結構變動

摘要：我國資本收入與勞動收入間的差距在近年來不斷擴大。文章首先通過一個兩部門增長模型對此進行闡釋，表明技術的“弱均衡偏向效應”是導致資本收入份額不斷提高的機制。接著文章構建了一個三變量VAR模型，根據CEIC等數據庫提供的1978年-2014年的相關數據對上述機制進行了檢驗。結果顯示，投資增長率和GDP增長率這兩者均與資本收入的變化存在正向關系，即資本收入的提高是技術的弱均衡偏向效應所致。因此，政府在鼓勵自主創新的同時，應重視收入分配結構的平衡，避免資本收入與勞動收入之間差距的擴大。

關鍵詞：內生增長;技術進步偏向;弱均衡偏向效應;資本收入變化

一、 引言

一些研究認為，資本收入在國民收入中占比的上升（或等價地，勞動收入占比的下降）是由于資本—勞動替代彈性較大、廠商傾向于用資本替代勞動所致。但是這在兩個方面產生了問題。首先是混淆了要素加強型技術和技術偏向性的概念。前者意味著某要素通過使用一項技術提高了自身的有效供給數量，后者意味著某要素通過使用一項技術提高了自身的邊際產出。資本—勞動替代彈性大于1的時候，資本加強型技術的屬性是資本偏向的，會提高資本的邊際產出;小于1的時候，資本加強型技術的屬性是勞動偏向的，反而降低了資本的（相對）邊際產出（等價地，它提高了勞動的相對邊際產出）。那么如果廠商更偏好研發資本加強型技術，而資本-勞動替代彈性數值小于1，結果應該是勞動收入占比提高，除非該值大于1。反之，如果廠商更偏好研發勞動加強型技術，而資本—勞動替代彈性數值大于1，結果也應該是勞動收入占比提高，除非該值小于1。但一些定量的測度表明，國內各產業部門中資本—勞動的替代彈性數值有些大于1，有些小于1（鐘世川，2014），資本加強型和勞動加強型技術也是同時存在的。按照上述理論就很難解釋資本收入占比不斷提高的現象。其次是忽略了廠商的研發偏好，沒有弄清“弱均衡偏向效應”的作用機制。廠商經常會就研發何種技術做出選擇，如果存在資本深化趨勢，那么不論廠商的選擇如何，技術屬性皆為資本偏向（如果替代彈性大于1，廠商會選擇資本加強型技術，此時該技術為資本偏向;如果小于1，廠商會選擇勞動加強型技術，此時該技術依然為資本偏向），從而導致資本收入占比的持續提高。這實際上也表明，只要存在 “弱均衡偏向效應”，替代彈性的數值大小只會影響廠商關于技術類型的選擇，卻改變不了所選擇技術的偏向屬性，因而也就不能成為解釋資本收入占比提高的核心因素。

基于以上分析，本文首先構建一個兩部門增長模型，對引起資本相對收入（即資本收入/勞動收入，下文簡稱資本收入）變化的機制，即“弱均衡偏向效應”進行論證，接著利用中國1978年～2014年的相關數據進行實證檢驗。剩余部分的安排如下：第二部分是理論模型、第三部分是相關機制分析，第四部分是數據處理及實證檢驗，最后對文章進行總結并給出相關建議。

二、 理論模型

1. 總體環境。

（1）存在一個CRRA偏好、時間貼現率為ρ的代表性家庭;不存在人口增長，勞動供給無彈性。

由技術偏向的定義可知，？滓>1時，該式為正值，此時普遍研發的是資本加強型技術，該類技術的水平將提高，進而提高了資本的邊際產出，整個經濟的技術特征呈現資本偏向;？滓<1時，該式為負值，此時普遍研發的是勞動加強型技術，該類技術的水平會提高，進而提高了資本的邊際產出，整個經濟的技術特征依然是資本偏向的。

結合上面的推導可知，無論？滓大于或小于1，K/L增加通常會提高資本的相對邊際產出，進而表明國民收入中資本收入上升。當？滓>1，K/L上升使資本加強型技術QK（t）的市場前景看好，廠商更有動機研發這種技術，進而這種機器的質量水平相對提高，這提高了資本的相對邊際產出（QK（t）是資本偏向型技術）;當？滓<1，K/L上升使勞動加強型技術QL（t）的市場前景較好，廠商更有動機研發這種技術，這種機器的質量相對提高，由（30）式可知此時資本的相對邊際產出也是提高的（QL（t）是資本偏向型技術）。因此技術的弱均衡偏向效應決定了資本收入的提高，而并非由？滓的大小來直接決定。

四、 相關數據與實證檢驗

1. 數據描述。由于弱均衡偏向效應，資本收入的變化受 變化的影響，而后者的變化主要取決于投資和GDP增長率;同時，投資與GDP增長率又可能受到資本收入變化的影響。基于這種判斷，可以構建一個三變量VAR模型來進行估計和檢驗，形式如下：

這里的VAR模型有三個變量：資本收入/勞動收入（2014年價）、實際GDP增長率和以支出法計算的固定資本形成總額（2014年價）。所使用的數據主要來自《中國經濟與社會發展統計數據庫》以及CEIC數據庫（網頁版）。

我們利用GDP法計算1978年～2014年間勞動收入在國民收入中的比重，并此可以推出資本收入所占的比重并得到資本對勞動收入之比。計算勞動收入份額所涉及數據來自CEIC數據庫（網頁版）和《中國統計年鑒》，一些省份的勞動者報酬數據在1993年之后才有，因此參考陳宇峰等（2013）關于勞動收入份額變化的數據進行推算得到1978年～1993年間的數值;進而可以得到資本收入的值，以kincome來表示這一比值。另外，從《中國經濟與社會發展統計數據庫》和CEIC數據庫（網頁版）中可以得到1978年～2014年實際GDP增長率及固定資本形成總額，分別以growth和investment來表示。

2. 數據處理與實證檢驗。經ADF檢驗可知，kincome和investment兩組時間序列均為單位根過程，因此要對其進行處理以轉化為平穩時間序列。首先對kincome和investment做對數差分，分別以dlogkincome和dloginvestment表示，它們為資本收入增長率和投資增長率。然后對三個時間序列變量的平穩性進行單位根檢驗，結果表明，這三組時間序列變量在5%的置信區間水平上不存在單位根，因而是平穩時間序列。

其次，根據信息準則來確定VAR模型的滯后階數，結果表明，除SBIC之外，FPE、AIC和HQIC三項判斷準則認為滯后兩期較為合適，故該VAR模型為一個兩期滯后的自回歸方程組。

第三，對該VAR模型的估計結果表明，模型的總體較為顯著且擬合度較好，各階系數的殘差無自相關性;在以資本收入增長率作為被解釋變量的第一個自回歸方程中，投資增長率對資本收入增長率的變化具有顯著的滯后效應（一期和二期滯后變量分別在10%和1%的水平上顯著，系數值分別為0.195和0.457）。在而GDP增長率的影響則并不明顯。以投資增長率和GDP增長率做解釋變量的其余兩個自回歸方程中，資本收入增長率的一期和二期滯后變量的影響均不顯著。變量間的Granger因果關系檢驗表明：投資增長率是資本收入增長率的原因，而GDP增長率則不然;但從總體上說，兩者顯著地構成了資本收入變化的原因。同時經檢驗可知，該VAR模型伴隨矩陣的特征根均位于單位圓內，因而其是一個穩定的動力系統。

第四，通過脈沖反應函數的圖像可以進一步考察投資和GDP變化對資本收入的影響，如圖1、圖2所示。

脈沖反應函數的圖像顯示，投資增長率和GDP增長率的正向沖擊會首先提高資本收入增長率：投資和GDP增長的有利變化使廠商傾向擴張產能，短期內K/L出現一個躍升，在弱均衡偏向效應下資本收入的增長因而有一個加速階段;但正如本文模型所示，對新機器設備的采購同樣將加速淘汰原有機器設備，這對K/L上升產生抑制效應;從中期來看，隨著原有機器設備陸續折舊完畢和新機器的持續補充，K/L回歸自然增長水平，進而資本收入的增長率也趨于平穩。

最后，為檢驗該VAR模型的有效性，我們將2005年～2014年的數據進行樣本外預測，并觀察預測值與實際值的擬合程度，結果如圖3所示。

從圖3中可知，該VAR模型的預測能力較好，三組時間序列的預測值均位于置信區間且擬合度較高。從預測結果看，投資增長率與GDP增長率也分別呈現下降趨勢，而資本收入的增長速度也相應呈現下降趨勢，在2008年金融危機之后這三組時間序列變化更趨一致。這與現實情況是相符合的：金融危機后受外需下降和國內擴張性經濟政策等因素的影響，產出增長率下降并同時伴隨產能過剩的加劇，進而導致資本邊際生產率降低和投資增長速度放緩，由此使得資本收入的增速下降。進一步表明了相關變量之間的長期協動關系，而這是經濟增長過程中技術的弱均衡偏向效應所致。

五、 總結

本文基于技術偏向效應的兩部門增長模型闡明了資本收入變化背后的機制：經濟中不同類型的技術，在資本深化趨勢下將產生弱均衡偏向效應，因而國民收入結構中出現資本對勞動比重持續上升之勢。這實際上反映了廠商的創新、技術研發的傾向或偏好。以此作為理論依據，本文構建VAR模型，并利用中國1978年～2014年的相關數據對其進行了實證檢驗，所得結論證實了模型的論證，即技術偏向效應引起國民收入結構的變化，導致資本收入持續升高。當然，本文的相關論述仍需進一步完善，例如可以引入貿易部門，考慮開放環境下技術偏向變化如何影響相關的結論。

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作者簡介：包龍飛（1988-），男，漢族，山東省臨沂市人，中國社會科學院研究生院博士生，研究方向為經濟增長、對外直接投資。

收稿日期：2017-03-14。