中國的經濟增長屬于“利潤拉動”還是“工資拉動”？
——再測功能性收入分配對我國需求增長與結構的影響

劉 盾

一、引 言

改革開放以來，中國的經濟發展集中呈現出兩個特征事實，即經濟總量的高速增長與經濟結構的持續失衡(高帆，2018)。1978—2016年間，中國的GDP年均增長率高達 9.63%①此處指按生產法計算的實際GDP增長率，根據《中國統計年鑒2017》提供的數據計算。，但與之相伴的是消費率的持續下降與收入分配差距的持續擴大。這一現象在改革開放進入“后半程”，即 1999年以來表現得尤為突出。如圖1所示，1978—1999年，我國的居民消費率雖總體上呈現下降趨勢，但屬于“穩中有降”；然而自2000年起，居民消費率開始呈現連續、顯著的下降，從2000年的46.7%一路降至2010年的35.6%(同一時期資本形成率和凈出口率則分別從 34.3%和 2.0%提升至 47.9%和3.0%，而凈出口率曾于 2007年達到 8.6%)，其后才微弱地回升至 2016年的 39.2%①居民消費率指居民消費占支出法GDP的比重，數據來自《中國統計年鑒2017》。。幾乎是在同一時點，衡量功能性收入分配的勞動收入份額和衡量居民收入分配的收入最高 10%人群的收入占比，分別從之前平緩的下降和上升轉變為連續、顯著的下降和上升，并均在2010年之后有微弱的回調。其中，勞動收入份額從1998年的59.3%降至2011年的51.6%②此處指按要素成本法計算的勞動收入份額(labor share at factor cost)，等于勞動者報酬除以收入法GDP扣除生產稅凈額的部分。針對 2004—2007年個體從業者收入歸屬的統計口徑改變，筆者對其做了調整。數據來源與調整方法詳見下文。，尤其表現出與居民消費率的高度相關性。

圖1 改革開放以來我國的收入分配與居民消費率

已有眾多學者提出收入分配不均是我國消費低迷的主要原因(Aziz和 Cui，2007；李揚和殷劍峰，2007；Lu和 Gao，2011)，并實證地測算了不同類型的收入分配差距對我國居民消費率的影響(楊汝岱和朱詩娥，2007；Chen和 Yao，2008；陳斌開，2012；Du等，2014)。然而相比于收入分配的需求結構效應，收入分配對經濟增長的影響卻沒有得到同等的關注。其原因與主流經濟學中供給導向的分配與增長理論有關。在主流經濟學者看來，經濟增長取決于個體最優化決策下的要素供給，收入分配則取決于生產函數的性質及資源稟賦；收入分配或者與經濟增長無關(Solow，1956)，或者只是通過影響人力資本投資(Galor和 Zeira，1993)、再分配政策(Alesina和Rodrik，1994)、投資環境(Alesina和Perotti，1996)等，從供給側影響經濟增長。

相比之下，作為非主流經濟學派重要分支的后凱恩斯主義(Post-Keynesianism)一直秉承生產關系決定收入分配和需求決定增長的理論范式，強調功能性收入分配對需求結構和經濟增長的決定作用。其中，以 Bhaduri和 Marglin(1990)為代表的一組學者強調勞動收入作為需求來源與生產成本的雙重屬性，識別了經濟增長的兩類區制(regimes)——“利潤拉動的增長”(profit-led growth)和“工資拉動的增長”(wage-led growth)。前者意味著提升勞動收入份額對投資和凈出口的抑制作用超過其對消費的促進作用，因而總體上會抑制經濟增長，后者則相反。此模型一經提出，應用該模型的實證研究便如雨后春筍般涌現。目前已有為數不多的幾篇文獻應用Bhaduri-Marglin模型考察了功能性收入分配對我國經濟增長的影響(Wang，2009；黃乾和魏下海，2010；Jetin等，2012；劉盾等，2014；Molero-Simarro，2015)，并大多得出我國的經濟增長屬于“利潤拉動”的論斷。然而這些文獻在變量設定、數據處理和估計方法方面存在諸多不足。關于當前我國的增長區制，有必要做進一步澄清。

金融危機爆發以來十年間的國內外經濟環境與理論爭論，賦予了上述問題格外重要的意義。一方面，越來越多的學者提出，新自由主義改革引發的西方國家收入分配差距擴大，是金融危機爆發的深層次原因(Van Treeck和 Sturn，2012)，收入分配差距擴大(特別是勞動收入份額下降)導致消費需求不足，這一不足不能由自發的投資需求和凈出口填補，以致經濟增長過度依賴由金融化助推的負債消費以及對負債消費國家的凈出口，繼而導致需求結構失衡和系統性金融風險的不斷累積(Palley，2012；Hein，2013)。從 Bhaduri-Marglin模型的視角來看，這意味著相關國家本質上處于“工資拉動增長”的區制，現實卻是勞動收入份額下降，以致內生于收入分配的有效需求不足，經濟增長只能依賴不可持續的外生需求刺激(劉盾等，2014)。反觀我國，危機前后同樣經歷了收入差距擴大、房地產泡沫、地方債務高企、金融資本“脫實向虛”等問題。那么，這些問題是否與西方國家的經濟危機有著相似的根源或邏輯？

另一方面，2008年以來國內工資率開始以趕超勞動生產率的速度上升，帶動了圖1所示的勞動收入份額回升。于是主流輿論對收入差距擴大的關注轉變為對勞動力成本上漲的擔憂；眾多學者或政策制定者呼吁通過產業升級乃至“機器換人”，實現“效率與創新驅動”的增長(劉延平和周開讓，2013； 昉蔡 和都陽，2016；馮永琦和張驀嚴，2018)。言外之意，是唯有勞動生產率的增長超過真實工資率的上漲(即保持勞動收入份額下降)，方可重振經濟增長。我們不禁要問：改革開放以來，我國功能性收入分配的變化到底如何影響了經濟增長與需求結構？在現階段提高勞動收入份額，又將在多大程度上影響我國的經濟增長、需求結構乃至增長方式？是否真如當前的主流輿論所說，唯有保持勞動收入份額下降(或至少防止其進一步上升)才能保證我國經濟的可持續增長？

本文嘗試回答上述問題。立足 Bhaduri-Marglin模型(以下簡稱 B-M 模型)，使用1978—2016年的全國時間序列數據，筆者重新測算了提升勞動收入份額對我國總需求增長與結構的潛在影響。通過使用不同的變量取值、模型設置與估計方法，本文得出了與以往同類文獻不同的結論：隨著1999年以來勞動收入份額的持續下降，單位勞動收入份額提升對投資增長的抑制作用逐步減弱，以致我國最遲在 2003—2004年經歷了從“利潤拉動的增長”到“工資拉動的增長”的“區制轉換”(regime switch)。以 2016年為基點，勞動收入份額上升1個百分點，GDP增長率將提高 0.33個百分點，消費率將提升 0.44個百分點，資本形成率和凈出口率則分別下降 0.14和 0.30個百分點。盡管勞動收入份額增量對經濟增長的促進作用將隨其自身水平的提高迅速遞減，但如果有外生變量使消費率持續提高，則我國維持“工資拉動增長”的空間將隨之擴大。當前，我國實現“穩增長、調結構、轉方式”的關鍵在于通過制度層面的供給側改革與需求管理創新來實現收入分配改善與內生需求創造的良性循環。

相比于既有文獻，本文的貢獻主要體現在如下方面。其一，通過對 B-M 模型的發展和更為穩健的估計策略，提出我國的分配-增長關系經歷了區制轉換的觀點。其二，基于估計結果，核算了我國功能性收入分配的演變對經濟增長及需求結構變化的歷史貢獻，并預測了不同情境下勞動收入份額提升對近期經濟增長及需求結構的潛在影響。其三，立足“內生需求”的概念，提出當前我國的經濟結構性矛盾乃是由于現實中的收入分配差距擴大與潛在的“工資拉動增長”區制存在矛盾，以致經濟增長過多依賴不可持續的外生需求刺激，進而提出超越傳統的總需求管理、實現制度供給與內生需求協同的政策思路。

二、理論背景

關于功能性收入分配對經濟增長的影響，一直活躍于政治經濟學的經濟周期與危機理論之中，并呈現出“利潤擠壓論”(profit squeeze)與“消費不足論”(underconsumption)兩派觀點。前者認為，勞動收入份額上升會通過壓低儲蓄率或預期利潤率抑制資本積累，因而勞動收入份額與經濟增長負相關。后者認為，勞動收入份額下降會通過壓低消費率導致有支付能力的消費需求不足，引發產能過剩與投資萎縮的惡性循環，因而勞動收入份額與經濟增長正相關①關于兩派觀點的一個簡要回顧，參見劉盾等(2014)的文章。。用馬克思主義危機理論的術語來說，利潤擠壓與消費不足分別對應剩余價值的生產危機(馬克思，2004a：725-738)與剩余價值的實現危機(馬克思，2004b：272-273)，也被一些學者稱作“供給側危機”與“需求側危機”(Weisskopf等，1985；Sherman，1989)。兩派觀點的根本分歧在于對增長的決定因素以及對勞動收入所扮演角色的看法不同。利潤擠壓論認為長期內生產資源均可被充分利用，因而經濟增長取決于要素供給；消費不足論則認為生產資源的未充分利用屬于常態，經濟增長即便在長期也由需求決定。前者將勞動收入視作生產成本，而后者將勞動收入視作需求來源。

Bhaduri和 Marglin(1990)在堅持需求決定增長的基礎上，通過兼顧勞動收入作為需求來源和供給成本的雙重屬性，將“利潤擠壓論”和“消費不足論”結合了起來。一方面，由于勞動收入的平均消費傾向大于資本收入，故勞動收入份額上升，同等條件下的消費需求隨之提高。但是另一方面，勞動收入份額上升，意味著單位產品利潤邊際的下降，其他條件不變的情況下，它會對投資增長產生抑制作用；此外在開放經濟中，勞動收入份額上升意味著單位勞動力成本上漲，后者部分地傳導至產品價格上，導致本國產品相對于外國產品的價格上升，繼而出口增長下降，進口增長上升。當提高勞動收入份額對消費需求的促進作用超過它對投資需求和凈出口的抑制作用，進而促進了總需求的增長，則宏觀經濟屬于“工資拉動的增長”，反之則屬于“利潤拉動的增長”。

Bhaduri和Marglin的理論可用如下模型加以說明，將支出法GDP(Y)表述為消費(C)、投資(I)與凈出口(X-M)之和：

各需求分量均為勞動收入份額LS的函數，且C、I、M一般也為總需求Y的函數。由于在實證研究當中，通常使用需求量的對數值，并且在大多數情況下，需求量、LS及其他控制變量均為非平穩時間序列且不存在協整關系，因此需要估計 LS變化量與需求量增長率(即對數值的一階差分)之間的關系。于是將式(1)轉變為需求量增長率之間的關系：

其中 g代表環比增長率。式(2)意味著總需求增長率等于各需求分量增長率的加權之和，其權重為各需求分量在總需求中的占比。并且有：

dLS代表LS增加的百分點。式(2)兩邊對dLS求導：

整理得到：

式(4)中h1是LS的單位變化對各需求分量增長率的邊際影響的加權之和；1/(1-h2)為總體乘數，取決于總需求增長對各需求分量增長的反饋作用。根據宏觀穩定條件，1-h2＞0。于是，?gY/?dLS的符號只取決于h1。通常情況下：

于是式(5)中不同邊際效應的相對強弱，決定了 h1的正負。當 h1＞0，經濟增長屬于“工資拉動”的區制，反之則屬于“利潤拉動”的區制。顯然現實中經濟增長屬于何種區制，只能通過對各需求分量函數的實證研究加以識別。

關于B-M模型本身及其應用，還有以下幾點需要闡明。

其一，該模型將 LS視作外生變量，主要由勞動關系、財稅政策、市場結構等制度因素決定。然而實際上，經濟增長也會對 LS產生反作用，特別是面臨要素供給約束時。于是便有了系統估計法與單方程估計法的區別。系統估計法兼顧了LS與增長率之間的互動關系，但缺點是很難就 LS對經濟增長的單向影響得出明確的結論(Stockhammer等，2009)。目前大多數應用 B-M 模型的實證研究使用單方程估計法，即依次估計LS變化對各需求分量的影響，再把這些影響加總。考慮到本文主旨以及在我國制度因素對收入分配發揮決定性作用，本文也使用單方程估計法。

其二，正如 Bhaduri和 Marglin(1990：383-384)所暗示的，增長區制理應是一個階段性的概念：當某一經濟體處于“工資拉動的增長”并經歷了長時間的 LS上升，意味著消費一直以快于投資的速度增長，此時產能約束將日益凸顯，勞資分配的對抗性也將逐漸增強，廠商的投資行為將對LS的變化更加敏感，直至增長區制轉變為“利潤拉動的增長”。同理，當某一經濟體處于“利潤拉動的增長”并經歷了長時間的LS下降，產能一直以快于消費的速度擴張，勢必發展成消費不足與產能過剩，此時廠商的投資行為將對產能利用率的變化更加敏感，增長區制也終將回歸“工資拉動的增長”。然而，現有實證研究卻忽略了投資函數的時變特性，將整個統計區間歸結為單一區制。對于經歷了由賣方市場向買方市場轉變、當前面臨產能過剩問題的我國來說，識別這種可能的區制轉換至關重要。

其三，此處所謂的增長區制指LS提升對經濟增長的潛在影響，是一個應然層面的概念。然而現實中的收入分配未必朝著有利于經濟增長的方向變化。比如當某一經濟體處于“工資拉動增長”的區制，而現實中卻經歷了 LS的下降，則該經濟體將因“內生需求”不足而陷入停滯，除非依靠“外生需求刺激”維持高速增長。此處所謂的內生需求，即內生于收入分配的有效需求①“內生需求”的思想當然并非筆者的原創。Bhaduri(2006)在將 B-M 模型動態化的基礎上，提出了由收入分配決定的內生增長(endogenous growth)理論(不同于新古典經濟學的供給側內生增長理論)，已然隱含了內生需求的概念。Palley(2012)所說的“需求創造機制”(demand generation process)也接近于這一概念。不過確實未見有學者明確使用“內生需求”這一提法。；而外生需求刺激——從計量的角度來說——指各需求分量函數中除LS之外的外生變量，它們通常不可持續②何為內生，何為外生，取決于看問題的角度。B-M模型將收入分配作為決定需求的核心變量，自然將LS決定的需求視為內生需求。然而我們還有其他理由為這一說法辯護：LS對需求的影響，根植于居民、廠商內在的、穩定的行為取向，而其他變量只是對居民、廠商的行為造成暫時的刺激，且通常不可持續。。實際上，已有學者指出2008年金融危機的根源，恰在于相關國家潛在的“工資拉動增長”與現實中的 LS下降發生矛盾，以致經濟增長依賴金融化助推的負債消費以及對負債消費國家的凈出口(Lavoie和 Stockhammer，2012；Hein，2013)。這一思路啟發了本文對近年來我國房地產泡沫、產能過剩等問題根源的認識。

三、對既有實證研究的批評

盡管應用 B-M 模型對西方國家尤其是發達國家的實證研究成果頗豐(Hein和Vogel，2008；álvarez等，2019)，但針對我國的實證研究為數寥寥。表1列示了這些文獻的基本信息與測算結果。表1中的消費效應、投資效應和凈出口效應分別代表在統計期間的平均水平上，單位 LS提升對消費、投資和凈出口增長率的邊際影響；各種效應與相應需求分量占比的乘積之和，即為單位LS提升對總需求增長率的邊際影響，也就是式(4)中的 h1。其中，黃乾和魏下海(2010)只考察了國內需求的增長區制，并未考察LS對凈出口的影響。除此以外，只有劉盾等(2014)得出了我國總需求屬于“工資拉動增長”的結論，其他學者均認為我國屬于“利潤拉動的增長”。在總效應上得出相似結論的學者，在各需求分量效應上的估算結果差別迥異。

表1 既有實證研究的基本信息與測算結果

為了找出造成上述差異的原因進而澄清爭議，需要探究現有實證研究的不足。一方面，這些研究各自具有一些“個性化”的不足。劉盾等(2014)為了規避 dLS與投資增長之間的內生性問題，簡單地用 dLS的一階滯后值作為 OLS估計的解釋變量或者GMM 估計的工具變量，得出投資增長對 dLS的反應不顯著的結果；對于年度數據來說，這并不是一個恰當的做法。Onaran和Galanis(2014)雖然也發現投資增長對dLS的反應不顯著，但其使用的是非公有部門的固定資本形成數據。正如 Malero-Simmarro(2015)指出，考慮到國有企業投資在規模及其引導性上的重要性，將其從投資函數中剔除將使估計結果與經濟現實相差甚遠；更何況沒有理由認為國有企業投資不會對利潤做出反應(尤其是改制之后)。Wang(2009)和 Malero-Simmarro(2015)直接估計了dLS對凈出口的影響，而不是采取以出口價格和本國價格作為中間變量的兩步估計法，這么做會因為遺漏了同時導致LS下降與凈出口增加的因素，而得到有偏的參數估計。此外，除Onaran和 Galanis(2014)和劉盾等(2014)，其他文獻在投資函數中將利潤總額增長率作為利潤份額變化的代理變量。這么做當然是不恰當的，因為利潤總額的增長已然包含了 Y的增長，其系數“分擔”了相當一部分 Y的增長對投資增長的促進作用，以致嚴重高估了dLS對投資增長的抑制作用。

另一方面，這些文獻還存在一些共性的不足，本文的貢獻也主要來自對這些不足的改進。首先，如前文所述，沒有考慮投資行為對 dLS的反應受到 LS水平值的調節，因而忽略了可能存在的增長區制轉換。其次，沒有納入充分的控制變量。比如對于投資函數，一般只使用dLS和dlnY這兩個核心變量；由于忽略了可能同時影響投資增長與LS的變量(如金融化)，會導致遺漏變量偏差。對于可能導致進出口函數結構突變的間斷點(2001年)，既有文獻也未作處理。再次，使用統一的GDP平減指數折算各需求分量的真實增長率，而不是使用各自對應的價格指數。盡管在理論上，這種做法不會對最終結果造成影響，但考慮到居民消費價格指數、固定資產投資價格指數和進出口價格指數的顯著差異以及統計誤差的存在，使用兩套價格指數的估算結果肯定會有所不同。最后，沒有應用估計結果就LS的變化對我國經濟增長與需求結構的實際(或潛在)影響做出核算(或預測)。

四、研究設計

（一）總體方法

本文使用 1978—2016年的全國時間序列數據，就提升 LS對消費、投資與進出口增長的影響依次進行單方程估計。既有文獻中，黃乾和魏下海(2010)、Wang(2009)、Malero-Simarro(2015)均使用省級面板數據。盡管相比于時間序列數據，面板數據具有諸多優點(Baltagi，2001)，但本文仍使用時間序列數據，主要出于以下理由。首先，某些變量缺乏分省數據，或者只有較短時間跨度的分省數據。更重要的是，面板數據分析通常假定截面個體擁有相同的變量系數，其估計值實際是個體真實系數的簡單平均(pooled mean)；由于不同省份在經濟發展水平、產業結構、市場環境等方面差別懸殊，其需求增長對勞動收入份額變化的反應系數也各不相同。在各省份的經濟規模極不均衡的情況下，根據相關系數估計值的簡單平均值所得出的增長區制很可能與全國實際的增長區制不符。特別是在考慮到省際轉移支付的影響以及各省間經濟增長的相依性時，上述問題會變得更加復雜。盡管我們可以采取對不同省份分組估計并將估計結果按經濟體量加權加總的方法，但是如果分組過多(乃至采用最一般的變系數模型)，面板數據的優勢會大打折扣，又徒增了問題的復雜性。更何況后文還要進行需求增長與結構效應的核算與預測，使用單一的時間序列數據，有利于我們聚焦于主要問題。

支出法GDP(Y)等于最終消費(C)、資本形成總額(I)與貨物和服務凈出口(X-M)之和。單位根檢驗表明，各需求量與 LS的對數值均為一階單整序列，且 Johansen檢驗、AEG檢驗和 PO檢驗均不支持協整關系，故應使用其一階差分即增長率序列進行估計。由于C包含了居民消費(CH)和政府消費(CG)，I包含了固定資本形成總額(FI)和存貨(INVEN)，而 CG和 INVEN在理論上與收入分配不存在直接關系，故假設 CG在C中、INVEN在I中的比例保持不變。于是依照式(2)，GDP增長率可表示為：

作為記號規則，未加標記的各需求量(Y、CH、FI、X、M 等)代表按當年價格計算的名義值，dln(即對數值的一階差分)代表名義增長率，g代表經某種價格指數調整的真實增長率。出于測算需求增長效應與結構效應的不同需要，同時也為了考察估計結果對于數據選擇的穩健性，下文在估計時將同時使用各需求分量的名義增長率與兩套真實增長率(分別記作 g1與 g2)。g1沿襲既有文獻的做法，用各需求分量的名義增長率減去統一的 GDP平減指數得到。g2則用各需求分量的名義增長率減去其各自的價格指數求得。其中，1978—2004年的 gCH2、gFI2可直接從《中國國內生產總值歷史核算資料1952—2004》中得到，2005—2016年的gCH2、gFI2以及所有年份的gX2、gM2分別用相應年份的居民消費價格指數、固定資產投資價格指數、出口和進口價格指數求得；進出口價格指數可從 WDI數據庫(始于 1980年)或《中國統計年鑒》(始于1983年)獲取，兩套數據不完全一致，筆者對它們都進行了嘗試。

兩套真實增長率數據各有利弊。使用 g1能確保各需求分量的增長率加權之和等于支出法 GDP增長率，而使用 g2則因統計誤差未必能保證這一點。但對于各需求分量來說，g2才是真正意義上的真實增長率，在各自的方程中具有更明確的經濟意義。因此，在測算需求增長效應時，筆者以 g2為準，并以 g1作為參照；而在測算需求結構效應時，則使用名義增長率的估計結果(畢竟需求結構是用各需求分量的名義值占比計算的)。為了盡可能少地犧牲自由度，除了核心變量與常數項之外，系數顯著性水平低于20%且通過冗余變量檢驗的變量將從方程中剔除。

除有隨文說明，文中所用數據均來自《新中國60年統計資料匯編》、《中國國內生產總值核算歷史資料1952—1995》、《中國國內生產總值歷史核算資料1952—2004》、歷年《中國統計年鑒》、歷年《中國金融年鑒》以及世界銀行WDI數據庫。

（二）勞動收入份額的核算

按照我國的統計口徑，收入法 GDP(YI)包括勞動者報酬、生產稅凈額、固定資產折舊和營業盈余。其中，勞動者報酬即勞動收入(W)，后兩者合成資本收入(R)，生產稅凈額(NTP)屬于政府收入。勞動收入份額可按市場價格法或要素成本法核算；前者等于W在YI中的占比，后者等于W在(YI-NTP)中的占比。由于NTP并不反映勞資分配，如同插入勞資雙方的“楔子”，故本文遵循慣例，使用要素成本法的勞動收入份額，即：

正如 Qian(2014)指出，我國每逢全國經濟普查都會對國民經濟核算方法進行一些調整，其調整涉及行業分類、增加值計算方法以及企業、政府、住戶部門的收入統計口徑，都會對LS的計算造成不同程度的影響。其中影響較大的是對個體自雇者收入的統計口徑調整：2004年以前，個體自雇者的所有收入統一作為勞動者報酬；2004年經濟普查之后，除農戶之外的個體自雇者的所有收入全部視作營業盈余；2008年經濟普查之后，個體自雇者的所有收入又被重新調回勞動者報酬①參見國家統計局依次于 2003年、2006年、2010年發布的《中國國民經濟核算體系 2002》、《中國經濟普查年度國內生產總值核算方法》、《中國非經濟普查年度國內生產總值核算方法(修訂版)》中涉及部門收入法增加值核算的各頁。。可見為了獲得縱向可比的LS數據，需要將2000—2007年的個體自雇者收入調回勞動者報酬。

遵循Gollin(2002)及Zhou等(2010)的方法，使用兩種方法調整個體自雇者收入，并取兩種方法所得 LS的平均值。一種方法假設個體自雇者的人均收入和工薪勞動者的人均收入相同，于是按照總就業人數相對工薪勞動人數的比例擴張勞動報酬總額；另一種方法假設個體自雇者和工薪勞動者人均貢獻的增加值相同，于是將按照人均增加值乘以個體就業人數得到的個體經濟總收入加回到勞動報酬總額當中。調整后的LS如圖2所示。為了顯示生產稅凈額的影響，圖2同時展示了市場價格法的LS。2003年與2008年的數據缺失，使用線性插值法填補。

圖2 1978—2016年我國的勞動收入份額

可見個體收入調整彌補了 2004—2007年的 LS驟降。要素成本法與市場價格法LS的變化大體同步，說明生產稅凈額的份額相對穩定，區別在于要素成本法 LS的連續下降始于1999年，而非市場價格法LS的1996年。關于1999年后的LS下降，學者們給出的解釋包括國企改制與農村剩余勞動力大量轉移造成的勞方議價能力下降、市場自發或政府主導的資本偏向型技術進步、地方政府的“趕超型”發展戰略、要素市場分割、金融抑制、國企上游壟斷等(王宋濤等，2017；張彤進和任碧云，2016；鄭猛和楊先明，2017；張曉磊等，2018)。可見制度因素發揮了主要作用。

五、計量模型與結果

（一）消費函數

假設消費函數采取“規模報酬不變”的柯布-道格拉斯函數形式，則居民消費增長率gCH可表示為勞動收入增長率gW與資本收入增長率gR的線性組合：

αW和αR分別代表勞動與資本收入的消費彈性，通常αW＞αR。在αW＋αR=1成立的前提下，式(8)經整理得到：

αC可理解為居民消費需求相對于 LS的“邊際彈性”，即 LS每提高 1%，CH的增長率提高的百分點。可見αC取決于αW與αR的相對大小以及LS的當期值。

分別以CH的名義增長率(dlnCH)、用GDP平減指數調整的CH增長率(gCH1)和用CPI調整的CH增長率(gCH2)為因變量，對式(8)做回歸。考慮到消費慣性，在方程右側加入被解釋變量或核心解釋變量的一階滯后。控制變量包括政府消費與政府收入的增長率之差(FIST)，以及一年期定期存款利率年內平均值的變化率(dlnDIR或gDIR1、gDIR2)。由此可以發現，不管是以 gCH1還是 gCH2作為被解釋變量，gR1或gR2的系數在各種方程設置下均不顯著。只有在以dlnCH作為被解釋變量時，dlnW和dlnR的系數均告顯著。這一結果并不奇怪：畢竟資本收入主要用于積累而非消費，因而對CPI或混合價格指數的反應并不敏感。由于在αW＋αR=1的前提下，理論上不管是使用名義值，還是在方程兩邊使用同樣的價格指數，參數值并不受影響。考慮到使用名義值的估計結果更符合理論預期，也更符合人們的日常消費決策，故以表2所示的名義值設置的結果為準。

在方程右邊不包含存款利率變化率的情況下(模型 1、模型 3)，dlnW、dlnR的系數均如預期且顯著。對于模型 1和模型3，Wald系數檢驗均接受αW＋αR=1的假設，同時接受兩套系數估計值之間并無顯著差異。取二者的平均值，即αW=0.711，αR=0.195。根據式(8a)可求得各年份的αC。比如在 2016年，給定 LS=56.01%，αC=0.463，意味著 LS每提升 1個百分點，居民消費增長率將提升 0.828個百分點。FIST或 FIST(-1)作為單獨的解釋變量時，系數均不顯著；然而 FIST(-1)與 dlnW 的交互項在 5%的水平上顯著，表明政府消費能夠提升工薪階層的邊際消費傾向，原因應是政府消費中屬于社會保障與公共服務支出的部分有助于降低防衛性儲蓄。然而該交互項的系數值很小，筆者推測是社會支出在我國的政府消費中占比不高、普惠性與累進性不足所致。

表2 消費函數估計結果

然而，一旦將 dlnDIR(-1)加入方程后(模型 2、模型 4)，發現其系數如預期為負并且在5%的水平或10%的邊緣上顯著，dlnR系數的顯著性消失，dlnW的長期系數則高達 0.905。考慮到這一現象部分地由 dlnR、dlnW 和 dlnDIR(-1)之間的多重共線性所致，我們仍使用不包含 dlnDR(-1)時的結果，但需要意識到該結果是對αC的一個相當保守的估計。

（二）投資函數

依照既有文獻，投資取決于利潤份額和產能利用率。利潤份額即(1-LS)，產能利用率則用總需求水平 Y代理。于是將固定資本形成總額的增長率 gFI表述為 gLS、gY和控制變量ZI的線性關系：

控制變量包括 3～5年期貸款利率年內平均值的變化率、人民幣貸款余額與 Y之比(FIN_STOCK)、外部融資增量與 Y之比(FIN_INCRE)、政府支出與政府收入的增長率之差(FIST_I)，以及 1989年、2008年和 2009年這幾個投資增速異常年份對應的年份啞變量。其中，FIN_STOCK和 FIN_INCRE是反映“金融化程度”的指標(Rajan和Zingales，1996)，并做了退勢處理；FIST_I用于反映財政政策的擠入或擠出效應。

作為基線回歸，分別以 dlnFI、gFI1、gFI2作為被解釋變量對式(9)做回歸，發現所有變量的系數至少在部分模型設置中顯著。gLS的系數都如預期為負并且在 1%的水平上顯著。當 gFI2作為被解釋變量時，gLS的系數即αI為-0.841，反映出強勁的投資抑制作用。然而 Quandt-Andrews分割點檢驗表明，投資函數在 1996—2003年之間存在結構斷點(具體斷點隨被解釋變量與模型設置不同而異)。斷點之前 gLS的系數在-2.08～-1.31之間，斷點之后gLS系數的絕對值明顯降低并且大多不顯著，而gY的系數較斷點之前明顯提高。可見 1990年代后期，企業投資行為發生了明顯轉變，由之前對利潤份額的高度敏感變為不再敏感，轉而對產能利用率的變化更加敏感。筆者認為這一轉變契合了我國經濟發展的歷史性轉變。一方面，1990年代后期也是我國完成一系列重要的經濟體制改革的時期，包括 1994年的分稅制改革、1996年的外匯制度改革、1998年前后的國有企業轉制、1999年的房地產市場與土地管理制度改革等。這些改革帶來了地方政府的經濟治理、企業投資行為乃至整個發展方式的重大轉變(Tao，2010；Lu和 Gao，2011；Xu，2015)。另一方面，作為上述體制轉軌與增長方式轉變的結果，LS也于同一時期開始大幅下降；隨著國內由賣方市場轉向買方市場，制約企業投資的主要因素由先前的“工資擠壓利潤”變為消費不足與產能過剩。

Bhaduri和Marglin已然在文章中暗示了投資函數的參數可能隨LS或產能利用率的水平而變化：當LS或產能利用率處于低位(二者通常同時發生)，企業投資對產能利用率的變化將相比于其對LS的變化更加敏感。為了驗證這一假設，在方程中加入Y增長率的一階滯后值與LS變化量(dLS)的交互項，以及LS的一階滯后值與LS變化量的交互項①考慮到 gLS?LS(-1)就是 dLS，為防止 dLS與 gLS的相關性對結果造成干擾，將方程中的 gLS均替換為dLS；實際發現使用gLS抑或dLS對最終結果的影響很小。。回歸結果如表3所示。可見交互項的系數均如預期顯著為負，說明 dLS的系數絕對值隨既有 LS和產能利用率的提高而增加，gFI2中dLS與gY(-1)的交互項不顯著，dLS的系數僅隨LS變化。

表3 投資函數的含交互項回歸結果

續表3

根據回歸結果，給定任一年份的 LS水平，即可得出在此基礎上 LS每提高一個百分點投資增長率將變化的百分點。發現自2005年起，隨著LS降至53.92%，dLS的系數便由負轉正；然而隨著LS自2011年起較快回升，dLS的系數從2014年開始又變為負值。以2016年為基點，LS提高一個百分點，將使下一年的投資增長率下降0.535個百分點。這也說明近幾年社會各界對人工成本上升的擔憂有一定的合理性：LS的進一步上升確實會對企業投資產生明顯的抑制作用。

穩健起見，筆者將LS和Y增長率作為備選的門限變量，將gLS和Y增長率作為系數隨門限變化的解釋變量，對投資函數做門限回歸。當dlnFI和 gFI2作為被解釋變量時，LS被選為門限變量；當 LS分別大于 57.21%和 60.14%時，gLS的系數才顯著為負。當gFI1作為被解釋變量時，gY被選為門限變量；當gY大于9.61%時，gLS的系數才顯著為負。該結果再次驗證了投資函數的時變特性。考慮到投資對LS變化的反應不會呈現門限回歸所示的突變特征，我們依然采用含交互項的估計結果。

（三）出口函數與出口價格函數

依照既有文獻，出口取決于出口目標國的需求量以及出口價格與出口目標國價格水平的相對高低。據此將出口增長率gX表述為如下函數：

其中，gPX、gNEER、gYF分別代表按人民幣價格計算的出口價格變化率、名義有效匯率(nominal effective exchange rate)變化率、外國通貨膨脹率以及外國總需求增長率。其中，gYF由世界銀行WDI數據庫提供的全球 GDP減去中國 GDP后求得，gPF根據外國名義與真實GDP增長率求出。

由于 LS表現為單位勞動力成本上漲，通常會推升出口產品價格。于是將 gPX表述為：

其中，gPD表示本國價格變化率，即GDP平減指數，gPM表示以人民幣價格計算的進口價格變化率。勞動收入份額變化對出口增長的影響即

分別以dlnX、gX1、gX2作為被解釋變量對式(10)做OLS估計，并采用同樣方法估計式(11)。考慮到2001年中國加入WTO很可能使出口函數發生結構突變，在方程中加入相關變量與年份啞變量 DA2001的交互項；2001年及之后，DA2001=1，否則等于0。估計結果如表4所示。使用來自中國統計年鑒或來自WDI數據庫的gPX所得到的估計結果無顯著差異。本表只報告采用WDI數據的估計結果，最終結果則取兩套估計結果的平均值。

表4 出口函數與出口價格函數回歸結果

dlnX函數中 gPX的系數顯著為正，說明出口數量的價格彈性小于 1；這一論斷得到了gX2函數中gPX的系數的印證(該系數正是出口數量的價格彈性)。這說明，按人民幣計算的出口價格下降，反而會使出口總價值下降。gNEER在各種情況下的系數均如預期顯著為負。只有dlnYF或gYF與DA2001的交互項系數顯著為正，說明入世后出口數量的收入彈性大幅增加。此外，殘差項表明 1994年和 2016年是兩個異常點(前者應當是外匯制度改革使人民幣一次性大幅貶值的沖擊結果)，故加入相應年份的啞變量予以控制。

對于 gPX而言，本國價格(gPD)與進口價格(gPM)對其均有顯著的正向傳導效應，但后者的效應在2001年后明顯下降，有可能是我國出口產品附加值率提高使然。殘差項表明 1983年和 1987年是兩個異常點。盡管筆者尚不能對這兩年的異常價格波動做出充分的解釋，考慮到加入年份啞變量使 gLS的系數更加符合理論預期，也使擬合優度和 DW 統計量有所改善，筆者采信加入啞變量之后的結果。根據 gPX函數與gX2函數的估計結果，得到gLS對gX2的影響即αX=-0.451。這意味著在2016年的水平上，LS提升1個百分點，將使出口真實增長率下降0.806個百分點。

（四）進口函數與本國價格函數

進口取決于本國需求量以及進口價格相對于本國價格的高低。據此將進口增長率gM表述為：

國內價格不僅取決于勞動力成本，還取決于進口價格、產能利用率等因素：

于是勞動收入份額變化對進口增長的影響即αM=αM1?αPD1。分別以 dlnM、gM1、gM2為被解釋變量對式(12)做 OLS估計。如表5所示，國內需求增長率的系數均如預期為正，但dlnM和gM1中gPD的系數以及gM2中2001年后的gPD的系數均顯著為負，與理論預期相反。考慮到中國的很大一部分進口是服務于出口，于是在控制了gX2后，gM2中gPD與DA2001的交互項系數不再顯著，gPD的系數一貫地顯著為正，與理論預期相符。1985年的進口增速異常增加，推測是該年城市經濟體制改革啟動以及開放程度與居民消費躍升的結果。

表5 進口函數與本國價格函數估計結果

然而，國內價格函數的估計結果有些令人費解。雖然其他變量的系數符合預期(包括控制了 1988年、1993年這兩個高通貨膨脹年份)，OLS估計得到的 gLS系數卻顯著為負。考慮到gLS與gPD之間可能存在內生性問題，筆者以FIN_STOCK和人均資本存量的變化率作為gLS的工具變量，對gPD做兩階段最小二乘估計，發現gLS系數不再顯著，故可以謹慎地認為gLS對gPD進而對進口增速沒有顯著的單向影響。

（五）效應加總

將各需求分量函數的估計結果按式(4)所示的方式加總，即可得到gLS對gY的總體影響。為了表述方便，將gLS的系數轉化為dLS(即LS變化的百分點數)的系數。結果表明，出于投資函數中dLS系數的時變特性，隨著1999年以來LS的持續下降，總需求由“利潤拉動的增長”轉變為“工資拉動的增長”，提高勞動收入份額由先前的抑制轉變為促進經濟增長。

表6將改革開放以來劃分為4個“十年”(最近的一個階段只有8年)，總結了在每個十年間的平均水平上 LS的每百分點提升對各需求分量增長的邊際效應以及進而在乘數效應發揮前后對總需求增長的邊際效應，同時列出了 2016年以及發生區制轉換年份(2003、2004年)的相應測算結果。可見改革開放的前20年總需求屬于明顯的“利潤拉動的增長”；第三個十年是 LS持續下降的時期，也是發生區制轉換的時期；最近十年總需求則處于明顯的“工資拉動增長”的階段。不過隨著近幾年 LS的回升，2016年的“工資拉動”屬性已經相對微弱：勞動收入份額較現實水平提升 1個百分點(由55.01%提升至56.01%)，僅會使GDP增長率提升0.16個百分點①如果使用g1作為增長效應的測算口徑，發現遲至2008—2009年才發生區制轉換，并且dLS的邊際效應呈現較大波動性。不過以2016年為基點的測算結果相差不大，對應的總需求效應為0.21。。

表6 需求增長效應的分階段測算結果

六、事后核算與事前預測

（一）需求增長效應核算

基于對 dLS潛在效應的估計結果，可以核算 LS的實際變化對以往經濟增長的貢獻。將各需求分量表示為 D(D=CH，FI，X，M)，根據各需求分量函數，假定其他外生變量保持不變，則LS變化一個百分點(dLS=1)所引發的各需求分量增長率的增量為：

表7總結了改革開放以來分階段的增長效應核算結果，包括各階段 LS的累計變化量、由此引發的累計需求增長率變化量、實際的累計需求增長率以及進而LS變化對實際需求增長的貢獻率。在第一階段，總需求潛在地屬于較強的“利潤拉動”，實際卻經歷了 LS的上升，故其對經濟增長的貢獻為負；而在第二階段，總需求依然屬于較強的“利潤拉動”，實際經歷了LS的下降，故其對經濟增長的貢獻為正①需要指出的是，第二階段勞動收入份額微弱的累計下降之所以引起如此之強的潛在增長效應，是因為該階段的 LS下降集中在前半期，而該時期的“利潤拉動”屬性更強；后半期 LS連年上升，幾乎抵消了前半期的LS下降，但此時“利潤拉動”的屬性已經減弱。。

表7 改革開放以來勞動收入份額變化的需求增長效應核算結果

值得重點關注的是后兩個階段。1999—2008年，LS大幅下降了 6個百分點，導致居民消費增長與投資、凈出口增長之間的嚴重失衡。隨著此間總需求增長由“利潤拉動”轉為“工資拉動”，LS下降對經濟增長的貢獻逐漸由正轉負，以致其累計貢獻十分有限。換言之，此間年均10.13%的經濟增長率，特別是年均高達13.43%的投資增長率和 20.35%的出口增長率，主要來自外生因素的驅動。對于投資增長，一個重要的外生因素是地方政府通過提供低價工業用地和補貼性基礎設施展開的“招商引資競賽”，以及由此引發的基建投資、開發區建設與房地產開發熱潮(Tao，2010；Du，2014；Xu，2015)；對于出口增長，外生因素主要表現為同時期國外需求的高漲和人民幣匯率的持續下降。在 2009年至今的“后危機時代”，LS回升了 1.72個百分點；由于總需求處于“工資拉動增長”的階段，這一小幅回升貢獻了總需求增長的10.94%。可見2008年以來LS的回升對我國經濟“穩增長”起到了積極作用。

（二）從需求增長到需求結構

只需在各需求分量名義增長函數的兩邊同時減去 dlnY，即可得到相應需求分量占比的變化率，即 dln(D/Y)=dlnD-dlnY。假設其他外生變量保持不變，LS的每百分點提升所導致的各需求分量占比的變化量為：

以上各式中的系數均為使用名義增長率的估計結果。表8總結了同樣的四個階段內 LS的變化所引起的各需求分量占比的潛在變化及其在實際變化中的貢獻率。可以看出，LS下降的時期，通常也是實際居民消費率下降、固定資本形成率上升的時期，與dLS的潛在結構效應相符，只有第一階段的固定資本形成率是例外。然而，凈出口率的實際變化與 dLS引發的潛在變化完全相反。畢竟按照筆者的估計，因出口的人民幣價格彈性小于1，LS上升反而會使出口的名義增長率增加，以致很容易得到LS上升和凈出口率也上升的結果。然而，實際中的凈出口率與 LS反方向變化。筆者認為造成這一現象的原因是作為外生變量的人民幣匯率與國外需求主導了各階段凈出口率的變化。

依然重點關注后兩個階段。1999—2008年間，LS的大幅下降貢獻了居民消費率下降的21.7%，貢獻了固定資本形成率上升的近70%。在最近這一階段，LS的小幅回升貢獻了居民消費率上升的17.0%，顯著抑制了原本會更高的凈出口率，對固定資本形成率下降的貢獻則比較微弱。可見 LS下降是 1999—2008年我國需求結構失衡的重要原因，之后LS的回升對我國經濟“調結構”起到了積極作用。

表8 改革開放以來勞動收入份額變化的需求結構效應核算結果

（三）對總需求增長與需求結構效應的預測

為了預測 LS繼續提升會對未來幾年的經濟增長產生何種影響，需要考慮到dLS、總需求增長與需求結構之間的系統性關系。為此，筆者將式(15)～式(17)作為一個系統方程組，對其做不同情境下的模擬預測。假設從 2017年起，每一年的 LS較上一年提升1個百分點，所有其他外生變量保持不變，并且依然假設政府消費與居民消費、存貨與固定資本形成的比例保持不變；將沒有外生變量導致需求結構變化，僅有 dLS內生地決定需求結構的情境作為基準情境(baseline scenario)。考慮到再分配公平性的增強、居民收入與財富分配差距的改善、產品供給體系的升級乃至房價的合理控制均有利于消費率的提高，進一步將最終消費率一次性地提升5個百分點、資本形成率相應地降低5個百分點作為情境1，將最終消費率一次性地提升10個百分點、資本形成率相應地降低10個百分點作為情境2。情境2相當于需求結構回歸到2000年的水平。圖3展示了不同情境下未來5年的gY增量及需求結構的動向。圖中橫軸代表LS提升的百分點數，縱軸代表相應的LS提升所引發的gY增量以及隨LS變化后的各需求分量占比。

在基準情境下，LS較2016年提升1個百分點(由55.01%提高至56.01%)，將使下一年的經濟增長率提升0.33個百分點，最終消費率提升0.44個百分點，資本形成率下降 0.14個百分點，凈出口率下降 0.30個百分點(即最終消費率、資本形成率和凈出口率將分別從2016年的 53.62%、44.18%和 2.20%變為 54.06%、44.04%和 1.90%)。然而當LS繼續提升時，經濟增長率的增量即開始由正轉負，即當LS提升了2個百分點之后，經濟增長即由“工資拉動”的區制重回“利潤拉動”的區制。最終消費率和資本形成率依然分別保持上升和下降，凈出口率卻因 dLS對進口名義增長率的抑制作用超過其對出口名義增長率的促進作用開始上升。在情境1下，經濟增長依然在LS提升2個百分點后轉入“利潤拉動”，但轉換的臨界點已被推遲。在情境2下，經濟增長則在 LS提升 3個百分點后才轉入“利潤拉動”。可見，最終消費率越高，經濟增長維持“工資拉動”區制的空間越大。

圖3 勞動收入份額連續5年提升的經濟增長與需求結構效應預測

上述預測似乎意味著，當前我國已處于重歸“利潤拉動增長”的邊緣，通過繼續提升 LS促進經濟增長的空間已經不大。然而，筆者并不這么認為。理由是面對不同的模型設置，筆者選擇的都是更有利于“利潤拉動”的估計結果。首先就消費函數而言，文中已指出如果加入存款利率變量，dlnR的系數不再顯著，dlnW 的系數αC接近于 1；筆者因這一結果存在多重共線性導致的偏差而不予采信，但這同樣意味著被采信的αC(=0.463)存在由遺漏變量導致的低估。其次就投資函數而言，筆者根據含有交互項的估計結果，得到LS每提升1個百分點，下一年dLS的系數就下降0.47，這是一個非常快的下降速率。現實情況應當是，只有 LS提高至某個臨界點的附近時，投資增長才會對 LS的進一步上升變得高度敏感；畢竟對投資函數的門限回歸也表明，只有 LS高于 60.14%時，gLS的系數才顯著為負。被采信的結果規避了門限回歸中不切實際的突變效應，但代價是造成了一定范圍內對αI絕對值的高估。綜上，筆者相信當前結果低估了經濟保持“工資拉動增長”的潛力；即便最終消費率不會有外生性的提高，能夠促進經濟增長的LS提升空間將不止2個百分點(出于同樣的原因，發生區制轉換的年份應略早于2003年)。

七、結論與啟示

隨著 1999年以來勞動收入份額的下降，投資增長對勞動收入份額變動的敏感程度逐漸降低，以致我國經濟最遲在 2003—2004年由“利潤拉動的增長”轉變為“工資拉動的增長”。當前我國仍處于“工資拉動的增長”區制，提升勞動收入份額能在提升居民消費率的同時，促進經濟更快增長。盡管這一促進作用將隨著勞動收入份額的回升而遞減，但基于預測結果并考慮到被采信的估計結果存在傾向于“利潤拉動增長”的偏差，在經濟保持“工資拉動增長”的區制內繼續提升勞動收入份額仍有一定空間，且該空間會隨著消費率的提高進一步擴大。當前適度提高勞動收入份額并使其保持穩定，有利于經濟“穩增長、調結構、轉方式”。以用工成本上漲之名片面強調“產業升級”乃至人為補貼“機器換人”，盡管會在短期內促進投資增長，但如果不能配合以真實工資與勞動生產率的同步提高，只會進一步惡化消費不足，引發新一輪的產能過剩。

本文提供了解讀當前我國經濟結構性問題的另一種視角。自20世紀末以來，諸多制度因素導致的勞動收入份額下降雖在短期內促進了企業投資與外貿盈余的增長，但也引發了日益嚴重的消費不足與產能過剩。于是，降低勞動收入份額對投資增長的促進作用迅速遞減，以致其對總需求增長的邊際效應由正轉負。在此情況下，勞動收入份額的進一步下降只會導致“內生需求”不足，以致經濟增長愈發依賴不可持續的“外生需求刺激”。

如果說金融危機之前歐美國家的外生需求刺激主要依靠某些國家的負債消費，那么我國的外生需求刺激主要通過地方政府扭曲要素價格來實現。出于事權支出責任與考核晉升壓力，地方政府普遍實行“經濟趕超戰略”，并通過提供低價工業用地與補貼性基礎設施、提供信貸便利、放松勞動保護與環境管制，對區位特質性較弱的制造業投資展開競爭。這些舉措進一步加劇了資本密集程度提高、勞動收入份額下降、產能過剩、消費與投資增長失衡等一系列問題。另據有學者指出，由于制造業發展存在對服務業的“溢出效應”，地方政府具有通過低價工業用地換取更多商服、住宅用地出讓金的激勵；于是在商住用地“壟斷少供”的作用下，房地產價格也水漲船高(陶然等，2009；陸銘等，2015)。面對需求不振、產能過剩帶來的實體經濟利潤率下降，越來越多的資本投向利潤相對可觀的房地產業。房價高漲又進一步惡化了收入分配差距(寧光杰，2009；張傳勇，2018)，擠壓了居民消費(陳斌開和楊汝岱，2013)，進而構成了一個諸多結構性問題之間互為因果、彼此強化的正反饋循環。

2008年以來，隨著《勞動合同法》《社會保險法》等法規的出臺，各地連續上調最低工資，勞動保護與監察力度的增強以及市場自發的逆周期調整，勞動收入份額溫和回升，居民收入分配差距有所減小。盡管這些措施“不幸”地遭遇全球經濟危機，以致有學者提出勞動權益保障“過頭”的言論；然而正如筆者的研究結果表明，近年來勞動收入份額的回升對穩增長、調結構起到了積極作用。不過面臨嚴峻的經濟下行壓力，基于傳統總需求管理的外生刺激仍在持續，產能過剩、房地產泡沫、金融資本“脫實向虛”等問題有增無減。此時越來越多的學者主張用供給側結構性改革超越或替代需求管理，甚至否認需求不足的現實性。這一觀點固然有其合理成分，但它忽視了收入分配、內生需求與供給側改革之間的協調關系。

傳統觀點將需求管理與供給側改革視作獨立并行、各司其職的兩個方面。本文則提供了超越這種二元對立的思路。以“注資”(pump priming)、信貸寬松和資本密集型投資為主要手段的傳統需求管理，立足于主流經濟學的“滴流”(trickle down)理念，旨在通過改善企業、銀行的資產負債與現金流狀況，“自上而下”地促進投資和拉動就業。然而這些手段不僅拉動就業的作用有限，還會進一步惡化收入分配(Tcherneva，2014)。新的思路應當是通過完善制度供給，調節收入分配的決定機制，實現供給側改革與內生需求創造的協同。這意味著一方面改進宏觀調控方式，優先選擇更有利于拉動就業和改善民生的公共支出項目，并通過結構性減稅、增強社會保障與公共服務的公平性與普惠性，更好發揮財稅政策的“自動穩定器”功能。另一方面則是完善要素市場相關的各項制度供給。首先，健全勞動關系調節機制，加強行業集體協商與企業民主管理，實現權益保障與職業能力提升并重的“體面勞動”。其次，在加強金融審慎性監管的同時，放寬金融市場的行業準入，建立更加多元、普惠和包容性的金融體系。再次，進一步深化戶籍制度改革與公共服務均等化，釋放外來務工人員“市民化”的消費潛力，并通過土地和戶籍制度聯動改革(如“土地換戶籍”政策；陸銘，2016)，在增加農民財產性收入的同時，擴大土地供給，抑制房價過快上漲，從而提升消費率，增加“工資拉動增長”的潛力。最后，理順地方政府的事權、支出責任分配與考核激勵機制，消除導致收入分配差距擴大、增長方式失衡的深層次誘因。