政府财政行为对劳动收入占比的影响——基于2004—2011年中国省级面板数据的实证分析

杨 俊，王若愚，沈晓钟

（重庆大学 经济与工商管理学院，重庆 400044）

1 研究背景

1978年党的十一届三中全会以来，改革开放的基本国策为中国带来巨大的“改革红利”，此期间中国国内生产总值的高速增长令世界侧目。然而，中国奇迹背后早已暗流涌动。在收入分配方面，基于要素分配原则的分配制度所释放的“红利”消耗殆尽，所产生的两极分化、分配不公等负外部效应越来越大，它们越来越明显地制约着中国经济朝着又好又快的方向发展。“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会稳定、和谐的重要基石，而居民收入占国民收入分配比重与劳动收入占初次分配比重（即劳动收入占比）偏低被认为是收入分配领域问题的症结所在［1-2］。鉴于此，探究劳动收入占比的变化规律及其影响因素，对于目前正着力深化收入分配制度改革的中国具有重大的理论和现实意义。

市场和政府两种力量基本上涵盖了劳动收入占比的所有影响因素［3］。从市场角度看，几乎所有影响市场环境的因素都会作用于劳动收入占比，如资本深化、技术进步、经济结构、劳动力市场、FDI（foreign direct investment）和全球化等。在中国不断推进中国特色社会主义市场经济改革的过程中，市场因素成为决定劳动收入占比的根本因素。但是，政府在经济社会实际运行过程中所释放的巨大能量也不容忽视，而国内学者对此方面的研究还不多。本文通过分析政府部门的财政行为，探讨其对劳动收入占比的影响，检验自党的十六届六中全会提出“更加注重社会公平”以来政府的财政行为对劳动者收入份额的影响是否显著、是正影响还是负影响，并提出相应的政策建议。

2 文献评述

国外研究劳动收入占比的文献十分丰富。例如，Blanchard通过估算部分欧洲国家的资本-劳动替代弹性，认为资本增强型（capital-augmenting）技术进步是欧洲大陆国家的劳动收入占比下降的原因之一［4］。Harrison发现，全球化的不断推进引致劳动收入占比下降［5］；而Jayadev则进一步认为，资本开放度也对劳动收入份额具有显著的负效应［6］。Bentolila和Saint-Paul计算1970—1993 年13 个OECD（Organization for Economic Co-operation and Development）国家的劳动收入占比，认为资本产出比、劳动的边际生产能力、要素相对价格变化、劳工谈判能力、劳动的调整成本等与劳动收入占比有重要关联［7］。Arpaia、Pérez和Pichelmann 考 虑了劳动力的异质性，其研究成果在一定程度上丰富了Bentolila和Saint-Paul的结论［8］。Acemoglu和Guerrieri从不同生产部门的要素密集度和资本深化的角度，探讨了劳动收入占比与经济非平衡增长的关系［9］。Bental和Demougin 将劳动者的努力“契约化”，并将之与劳动者谈判能力相结合，从博弈和制度的角度解释了劳动收入占比不断下降的原因［10］。Alesina和Rodrik的研究成果表明：政府财政可以通过提供公共服务来提高劳动的边际产出从而提高劳动的收入水平；在追求社会最优经济增长率的前提下，政府财政可以通过改变产出水平和资本产出弹性来影响劳动和资本收入份额［11］。Diwan就贫穷国家和富裕国家的劳动收入占比的影响因素进行了对比分析，其研究结果表明，贫穷国家的财政资金主要用于对劳动者的转移支付，因此增加财政支出有利于提高劳动收入占比，而富裕国家的财政资金往往用于补贴大的利益集团，因此增加财政支出会产生与贫穷国家相反的效果［12］。归结起来，影响劳动收入占比的主要因素有资本积累、技术进步、经济结构、全球化、经济发展水平、对劳动的保护程度和政府作为等。

国内关于劳动收入占比的研究大多集中于探讨其不断下降的原因。例如，白重恩和钱震杰从中国三次产业结构的角度进行研究，发现中国劳动收入份额的下降主要是由结构效应引起的［13］。罗长远和张军认为，劳动收入份额波动的加剧是产业结构变化以及产业间劳动收入份额正相关共同造成的［14］。两人还利用1987—2004年中国的省级面板数据进行研究，发现资本产出比与劳动收入份额显著正相关，表明现阶段资本深化有助于提高劳动报酬占GDP的份额。他们将此归因于中国拥有丰富的劳动力资源，而资本积累促进劳动资本拥有量和劳动边际产出提高［15］。然而，杨俊和邵汉华却得出相反的结论，即具有资本增强属性的技术进步和资本深化偏离了现阶段中国的要素禀赋结构，从而显著降低了中国的劳动报酬份额［16］。白重恩、钱震杰和武康平利用微观数据进行的实证研究结果显示，在所有劳动收入占比的解释变量中，资本产出比的解释能力最小，资本-劳动替代弹性接近1［17］。姜磊和张媛重点考察了对外贸易对劳动收入占比的影响，其研究结果表明，出口对劳动收入份额的作用为正，进口则具有负面影响［18］。但是，周明海、肖文和姚先国在利用世界银行对中国企业的调查数据进行实证研究时却发现，出口对劳动收入占比具有显著的负效应［19］。而白重恩和钱震杰的研究表明，对外贸易对劳动收入份额的影响并不显著［13］。申瑜、孙建平和谢延浩则从交易管制的角度考察了居民收入分配，认为交易管制越严，则居民工资性收入越低［20］。近年来，许多学者开始从微观角度研究劳动收入占比。例如，伍山林［21］、宁光杰［22］等的研究表明，市场结构、要素市场状况、工资率、生产技术、企业制度、工作激励方式、劳动者的谈判力量等对劳动收入占比具有重要影响。

由上述可知，国内的相关研究主要从市场角度考察劳动收入占比的影响因素，但忽视了对政府这只“有形之手”的考察。这种情况发生在政府的经济地位举足轻重的中国不能不说是一种遗憾。也有学者将政府行为纳入研究范围。例如：杨俊和廖尝君［23］考察了地方政府由竞争而采取的赶超行为对劳动收入占比的影响；祁毓和李祥云［3］研究了财政分权、劳动保护与劳动收入占比的关系。但是，他们未将政府财政收支这一重要的经济行为作为主要考察对象。另外，国内学者前期的研究重点在于探索中国劳动收入占比不断下降的原因，但是近年来中国许多省份的劳动收入占比却呈回升趋势（见图1），而大多数学者的研究并没有顾及此新情况。针对上述研究不足，本文通过分析中国政府的财政行为，探讨其对劳动收入占比的作用，检验自党的十六届六中全会以来中国政府的财政行为是否朝着有利于提高居民劳动收入占比的方向发展。

图1 2004—2011年中国各省劳动收入占比及变化趋势

3 实证研究

3.1 计量模型的设定

内生增长理论认为，功能性财政收支是影响经济增长的重要力量，并通过影响一系列内生要素对初次分配格局产生作用。基于Barro［24］提出的政府生产性支出内生增长模型以及上述文献的理论和实证研究成果，本文设定如下计量模型：

式（1）中：被解释变量LSi，t为劳动收入占比；c为常数 项；LSi，t-1为被解 释变量LSi，t的一阶滞后项；解释变量GOVi，t为政府财政行为，包括财政支出GOV1i，t和 财政收入GOV2i，t以及GOV1i，t的平方项GOV11i，t；Xi，t为控制变量矩阵；α、β1 和β2 为相应变量的系数；γi为地区差别；εi，t为残差项；下角标i和t分别表示省份（自治区、直辖市）和年度。

主要的控制变量有：①产业结构（IND3i，t），用第三产业增加值占地区GDP的比重表示；②劳均资本存量（KPLi，t），用地区资本存量与地区就业人口的比值表示；③人力资本（EDUi，t），用加权平均受教育年数表示；④劳动保护（LPi，t），用劳动力保护程度即参加工会工人比例表示；⑤对外贸易（DFTi，t），用外贸依存度即地区进出口贸易总额与地区生产总值的比值表示。

3.2 指标解释及数据来源

收入法在核算GDP 时将生产总值分为劳动者报酬、生产税净额、固定资产折旧和营业盈余4个部分，本文中被解释变量LSi，t即劳动者报酬占地区生产总值的比重。解释变量中的财政支出（GOV1i，t）由地区财政赤字占地区生产总值的比重表示，财政收入（GOV2i，t）则由地区生产税净额与所得税之和占地区生产总值的比重表示。另外，在进行稳健性检验时，引入政府财政支出占地区生产总值的比重（GOV3i，t）和财政收入占地区生产总值的比重（GOV4i，t）两个指标替代GOV1i，t和GOV2i，t。目前国内学者对劳均资本存量（KPLi，t）的测算方法并未达成一致，主要是因为资本存量的估计差异较大。本文利用谢群和潘玉君［25］提供的部分资本存量数据并沿用其计算方法，将各省资本存量数据更新至2011年，再除以各地区的就业人口总数，从而得到劳均资本存量（KPLi，t）数据。根据中国教育年限常用设置，按照文化程度将人口划分为不识字或识字很少、小学、初中、高中（含中专）和大学（含大专和研究生）5 组，按其各自的受教育年限进行加权平均，从而计算得出人力资本（EDUi，t）数据。本文所用的地区GDP、产业增加值、财政收支、就业人口等的数据主要来自2004—2012年的《中国统计年鉴》《中国财政年鉴》《中国劳动统计年鉴》《中国人口年鉴》及各省的统计年鉴。另外，考虑到统计口径的一致性①如收入法GDP核算中的劳动者报酬项目在2004年发生了重大调整，导致2004年以前的数据与2004年及以后的数据在统计口径上有很大差异。和研究成果的时效性，本文以2004—2011年为样本期，利用中国31个省级行政单位②不包括我国港澳台地区。的面板数据进行实证研究。各变量数据的描述性统计结果如表1所示。

表1 变量的描述性统计结果

3.3 计量方法

为了消除地区的差异性，对式（1）进行差分操作：

图2 主要变量的散点图矩阵

对于式（1）和式（2），可以预见会存在内生性问题，如将被解释变量的一阶滞后项也作为了解释变量。此外，其他解释变量（如教育水平，劳均资本存量等）也可能存在内生性问题。因此，如果使用一般的面板数据处理方法，则所得结果可能具有不一致性。针对此情况，本文采用广义矩估计法（generalized method of moments，GMM）来克服内生性问题。GMM 方法有两种——差分GMM 法和系统GMM 法。前者的基本思路是：首先对回归方程进行一阶差分运算以消除地区固定效应，然后将滞后变量作为差分方程中相应内生变量的工具变量估计差分方程，由此得到的估计量为一阶差分广义矩估计量。但是，针对差分矩估计容易受到弱工具变量和小样本偏误的影响的不足，Arellano、Blundell和Bond提出了系统广义矩估计，其具体做法是：将水平回归方程和差分回归方程结合起来进行估计，滞后水平作为一阶差分的工具变量，而一阶差分又作为水平变量的工具变量［26］。综上，笔者认为系统GMM 方法具有更大优势，因此本文主要采用系统GMM 估计法。此外，运用GMM 方法时需要检验工具变量的有效性，本文主要通过Sargan检验和自回归（AR）检验来实现。前者又称为过度识别的约束检验或Hansen检验，主要用于判别是否存在过度识别约束，估计过程中样本矩条件工具变量是否总体有效；而后者主要用于检验差分回归和系统差分-水平回归的残差项是否存在序列相关。

3.4 实证结果分析

在前文分析的基础上，得到劳动收入占比影响因素的回归结果，如表3所示。第（1）列数据是政府财政支出对劳动收入占比影响的回归结果。第（2）列数据将虚拟变量year2006纳入模型的回归结果，考察的是自2006年中国政府提出“更加注重社会公平”以来政府的财政支出行为是否有助于提高初次分配中劳动收入的份额，即各地区政府政策执行的效果。第（3）列数据是将财政支出的平方项（GOV11）纳入模型的回归结果，即更深层次地探讨政府财政支出与劳动收入占比的动态关系。第（4）列数据重点考察的是政府财政收入对劳动收入占比的影响。表3还显示，Sargan检验结果均不显著，因此可接受“系统GMM 估计工具变量有效”的原假设；AR（2）检验结果在一般显著水平下均不显著，表明模型回归的二阶残差项不存在序列相关性。模型在统计上具有有效性和一致性，从而可证明本文模型构建的合理性。下面对估计结果进行简要描述和讨论。

首先，因变量的滞后项与因变量显著正相关，可见劳动收入占比变化的持续效应明显，也说明近年来中国劳动收入占比不断下降的局面的确得到了改善，该结果与前文的数据描述结果（见图1）相互印证。

表3 基于系统GMM 估计的劳动收入占比影响因素回归结果

然后，观察主要解释变量的回归结果。由表3中第（1）列和第（2）列的数据可知，财政支出均为正值且在很高的水平下显著，说明在本文验证样本期内财政支出的扩张是有利于提高劳动收入占比的。这与方文全［27］的研究结成果恰恰相反，原因可能是方文全考察的样本期为2006年之前。而当引入时间虚拟变量后，这一猜想得到了证实：设2006年（包括2006年）之前的年份的时间虚拟变量值为0、之后的年份为1，其他变量不变，回归结果见第（2）列数据。时间虚拟变量year2006系数显著为正，说明2006年以来政府实施的财政政策起到了改善劳动收入份额的效果，“提高劳动报酬在初次分配中的比重”这一政府目标得到了一定程度的实现，这也从侧面进一步证明了包括地方政府在内的政府经济行为对劳动者的收入有着重要而显著的影响。当进一步引入政府支出的平方项时，发现政府财政支出与劳动收入占比之间存在显著的倒U 型关系（如表3中的第（3）列数据所示）。这说明过度的财政支出会对劳动收入份额产生“挤出”效应，可能是因为“过多”的财政支出成为资本友好型支出，从而挤占了劳动收入份额。从第（4）列数据发现，财政收入指标GOV2的系数显著为负，以生产税、所得税为收入主要来源的政府财政显示出较强的资本依赖性。在本文选取的样本观察期内，中国生产税占年度财政收入总额的比重均超过70%，远高于OECD 国家的平均水平。这说明政府通过把控间接税过多地干预初次分配，不利于劳动收入占比的提高。

产业结构指标的回归结果显示，第三产业占比对劳动收入占比的影响显著为正，说明提高第三产业比重是有利于提高劳动收入占比。劳均资本存量对劳动收入占比有显著的正向影响，说明资本积累促使劳均资本存量增加和劳动边际产出提高，如果按边际产出获得报酬，则劳动者的收入将随着人均资本的积累而提高，资本-劳动替代弹性的绝对值小于1，表明资本与劳动之间存在互补型关系。作为人力资本替代指标的人均受教育年限的回归系数大部分不显著且为负值，可能是因为：当教育发展到一定水平后，劳动者会获得更高比例的非劳动性收入，如高文化素质的劳动者可能更多地进入资本市场以获得财产性收入，导致劳动收入占比相对下降。外贸依存度的回归系数显著为负，说明对外贸易对劳动收入占比具有不可忽视的副作用。笔者认为其原因可能是：现阶段中国的外向型经济结构在权衡劳动与资本的利益分配时更偏向于后者。另外，劳动保护的回归系数的显著性不稳定但符号都为正，说明通过发展工会组织来加强劳动保护在一定程度上有利于劳动收入占比的提高，但其影响力仍有待加强。

3.5 稳健性检验

选取指标具有一定的随机性，这往往导致一些重要指标对被解释变量影响的估计结果出现偏误，故本文分别将财政支出和财政收入的替代指标GOV3和GOV4以及GOV3的平方项GOV33纳入模型进行回归，以此判断上述实证分析结果是否可靠。笔者仍使用系统GMM 方法进行稳健性检验，稳健性检验结果如表4所示。

从表4所示的各变量的回归系数及其显著性来看，财政收支的检验结果与表3中的回归结果完全一致，控制变量中只有两个指标的系数显著性水平与表3中的对应结果不一致，但符号是一致的。综上，本文的回归结果较为有效。

表4 稳健性检验结果

4 结语

本文通过构建GMM 模型并利用2004—2011年中国的省级面板数据，考察了政府财政行为及其他相关因素对中国劳动收入占比的影响，并对研究结果进行了稳健性检验。研究结果表明，政府财政行为间接作用于劳动收入占比。具体来看：政府财政支出行为对劳动收入占比的影响显著为正，尤其是当引入时间虚拟变量后，政府财政政策的效果更加明显；更进一步，本文还发现政府财政支出与劳动收入占比之间存在显著的倒U 型关系，而财政收入的资本依赖性则使其对劳动收入占比的影响为负。

基于以上结论，本文提出如下政策含义：政府部门在国民收入初次分配中扮演着重要角色，改变中国劳动收入份额偏低的现状，不能仅靠市场这只“看不见的手”，政府也应发挥其建设性作用。党的十八届三中全会明确指出，要“提高劳动报酬在初次分配中的比重”。为实现这一目标，政府部门应进一步推进财税制度改革，使财政目的更多地向民生方向倾斜。在财政支出方面，政府应进一步加大对公共服务领域的投入，尤其是进一步加大对事关普通民众和劳动者生存发展权的教育、培训和医疗等事业的扶植力度，形成结构优化、促进社会公平的财政支出结构，发挥财政支出对劳动收入占比的正向作用。财政支出与劳动收入占比之间的倒U 型关系则告诉我们，需要保持适度的财政支出规模，这也从国民收入分配的角度为目前中国控制政府债务的工作提出了要求。在财政收入方面，政府应进一步推进税收制度改革，适当减少间接税比重，降低财政对资本的依赖性，提高劳动者在收入分配中的地位，弱化政府财政收入行为对劳动收入占比的负向作用。

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