三、勞動收入比重影響經濟增長率的實證結果

本報告運用自回歸分布滯后模型（ADL）和誤差修正模型（ECM），對勞動收入比重影響消費率、投資率的程度進行估計以得出和。需要指出的是，用誤差修正模型來估計，實際上假定了勞動收入比重是外生變量，而事實上可能并不是如此。在歐洲，總需求可能從兩個方面影響收入分配：其一，包含勞動收入份額的加成率（mark-up）是順周期的，這可能與周期性因素引起的工會談判力量的變化有關；其二，總需求波動可能會對工資收入有負效應。但我們認為這兩條途徑在中國可能并不存在首先是因為中國還不存在工會力量影響勞動收入份額的機制，其次是根據中國人民大學經濟研究所的2010年第三季度報告，我國工資上漲的趨勢不是周期性的而是長期性的。因此，我國勞動收入比重的決定力量更有可能是政府的政策變化或制度改革，所以可以將勞動收入比重視為外生性變量。

（一）勞動收入比重影響消費率的估計結果

消費在計量估計中通常被當作收入的函數。為了把收入分配變量納入消費方程中，我們采取了兩種方式：第一種方式，將收入分為勞動收入和資本收入，分別估計兩種收入與消費之間的關系，并得出eCW和eCR，從而得出?C/?W和?C/?R；另一種方式則是直接把勞動收入比重Ls作為消費的解釋變量。

我們首先對解釋變量和被解釋變量的各個序列進行了ADF檢驗，結果各序列均不能拒絕“存在單位根”的零假設，即各變量均是非平穩過程。而對各變量一階差分序列進行檢驗時，結果顯示為平穩過程，即各序列均為一階單整過程I（1）。模型中所有的變量都被設定為對數形式，計量結果見表1。從表1可以看出，所有的估計結果都是有意義和統計顯著的。

注：eCW, eCR, eCY, eCLs分別是工資性收入、財產性收入、總收入、勞動收入比重的消費彈性；?C/?W, ?C/?R, ?（C/Y）/?Ls分別是工資性收入、財產性收入、勞動收入比重變動對消費的邊際效應。所有的邊際效應都指的是樣本均值。

在第一項檢驗中（表1的左半部分），消費的勞動收入彈性和資本收入彈性分別為0.81和0.18。這表明，在長期內勞動收入增加1%，可使總消費提高0.81%；資本收入增加1%，可使總消費提高0.18%。這說明在長期內我國消費的增長主要取決于勞動收入的提高。根據（4）式可以把它們分別轉換為?C/?W和?C/?R。從表1中可以看出，?C/?W為2.33，而?C/?R為0.41，二者之間的差額（1.92）就是功能收入分配對消費率的邊際影響，即）。這個結果表明，勞動收入比重每增加1個百分點，消費率（消費占GDP比重）將增加1.88個百分點。

由于上述消費函數是以對數形式進行估計的，消費的勞動收入彈性和資本收入彈性之和應等于消費的總收入彈性eCY。表1左半部分的eCY等于0.99，很接近1，這個數字符合持久收入假說的預期。在表1右半部分的第二項檢驗中，功能收入分配對消費率的邊際影響是1.76，消費支出的總收入彈性是0.97，均非常接近第一項檢驗的結果。兩項檢驗的結果互相對照，結論基本相同，這在一定程度上說明本報告的估計結果是可信的。

總之，我們對勞動收入比重影響消費率的估計結果表明，勞動收入比重的變動確實會影響消費支出。這也意味著，在標準的消費函數中加入收入分配變量，將會提供關于宏觀消費行為的新信息。

（二）勞動收入比重影響投資率的估計結果

在宏觀經濟模型中，投資經常被表述為產出、長期真實利率和其他資本成本的函數。在我們的模型（1）式中，除上述因素外，資本收入也被納入模型作為投資的解釋變量，該變量可以代表收入再分配對投資的影響。因此在投資方程中，解釋變量分別是GDP、資本收入和長期真實利率。首先，我們用無約束的誤差修正模型估計投資函數；其次，我們將產出對投資的長期影響系數約束為1，并再次估計投資函數。加入這個約束實際上意味著，長期里投資—產出比例是穩定的。表2分別報告了兩種方式的估計結果，其中左半部分是無約束的估計，右半部分是有約束的估計。

從表2可以看出，兩項估計得出的長期系數都比較相似。無約束條件下估計出的投資的資本收入彈性是0.15，而有約束條件下投資的資本收入彈性是0.17。也就是說，從長期來看，資本收入每增加1%，將使得總投資增加0.15%。這表明在總體國民收入水平不變的情況下，勞動收入比重提高會導致總投資下降。根據（5）式可以進一步估計得出勞動收入比重影響投資率的邊際效應，分別是-0.10和-0.13，即勞動收入比重每增加1個百分點，投資率（投資占GDP比重）將減少0.10個百分點左右。可見，與消費類似，勞動收入比重變動也會影響投資，只不過影響投資的效應小于對消費的影響。這個結果證實了新聞界和部分學者對提高勞動收入比重或者提高勞動者工資的宏觀后果的猜測，即漲工資可能會提高勞動成本，降低預期利潤率，從而對投資產生負面效應。但本報告的計量結果也表明，雖然這種負面效應客觀存在，但它可能更多地體現在微觀層面某些具體的企業上，從宏觀層面來看，由于勞動收入比重提高影響投資率的邊際負效應大大低于影響消費率的邊際正效應，所以該比重的提高對整體經濟增長率的作用可能是正面的，這說明很多人的擔心是不必要的。

（三）勞動收入比重變動影響國內需求的估計結果

下面我們嘗試求出勞動收入比重提高對國內總需求的影響效應，這可以通過計算來估計出。表1和表2提供了1992—2007年間和的平均值，從這兩個平均值可以看出，在封閉經濟體系下（即不考慮凈出口）,16年間勞動收入比重變動對消費率的正面影響遠遠高于對投資率的負面影響。為了準確地解釋16年間的動態變化，我們運用同樣的方法得出了1992—2007年間每一年的和，結果見表3。從表3可以看出，1992—2007年間每一年中勞動收入比重變動對消費率的正面影響都遠遠高于對投資率的負面影響，因此國內勞動收入比重每提高一個百分點，將對國內需求產生積極的促進作用。按照表3的數據，勞動收入比重提高將使國內需求增加1.53%～2.15%，平均增加1.82%，這表明中國國內需求屬于工資驅動型，勞動收入比重提高將有利于擴大內需。這一結論有重要的政策含義，許多人擔心勞動收入比重的提高將引起勞動密集型的企業大量倒閉，私人投資萎縮。香港經濟學家張五常甚至將提高勞動者工資與歐洲的社會福利病相提并論，聲稱提高勞動者工資將使中國出現歐洲式的長期不景氣，而這里的計量結果表明，這種擔心是不必要的。因為勞動收入比重提高的總效應是擴大內需，在長期里對經濟增長反而有利。

（四）勞動收入比重對經濟增長率的影響

最后，我們需要計算勞動收入比重變動對經濟增長率的影響。根據（3）式可知。其中可變換為+，也就是表3所列出的推算結果。為了考察勞動收入比重變動對本國總產出的影響，我們借鑒Stockhammer（2007）的方法，推算1992—2007年的乘數。估計出乘數之后，即可根據（3）式計算出勞動收入比重對經濟增長率的影響（見表4）。由于乘數在穩定狀態下應為正數，而表3中列出的+每一年都是正數，因此在1992—2007年，勞動收入比重提高對本國經濟增長率的影響也必然每一年都是正數。所以，我們沒有列出每一年的影響系數，而只是列出了1992年、2007年和平均值情況下的影響系數。從表4可以看出，在不考慮勞動收入比重對凈出口的影響下，勞動收入比重每提高一個百分點，將使本國總產出增加1個百分點以上。按平均值計算，1992—2007年間的勞動收入比重每提高一個百分點帶來的本國總產出增長率為1.16%，這證實了我們先前的判斷，即勞動收入比重提高在總體上不僅不會損害經濟增長，而且有利于經濟增長。這也意味著，如果政府把提高勞動收入比重作為一項經濟政策的話，那么該政策可以起到同時兼顧效率和公平的作用。因為勞動收入比重提高不但能夠提高工資收入者的經濟地位，而且它本身就有縮小規模收入分配差距的作用。Daudey和Garcia-Penalosa（2007）的跨國研究就表明，勞動收入比重提高可以降低基尼系數。我們利用中國的省級面部數據也證明出，中國的勞動收入比重提高有利于縮小居民收入不平等的程度（楊天宇，2010）。

依據表4的結果，我們還可以進一步計算出，如果“十二五”規劃期間實施居民收入倍增計劃，會給經濟增長帶來何種程度的影響。本報告引言已經指出，如果“十二五”規劃期間GDP年增長率為9.5%，則居民收入倍增計劃就相當于居民收入占GDP的總量由現在的57%上升至60%。如果換算成勞動收入比重，則相當于勞動收入比重由2007年的42%左右提高到2015年的50%左右，即提高約8個百分點。而根據表4，按照1992—2007年勞動收入比重變動影響經濟增長率的平均值計算，2007—2015年勞動收入比重提高8個百分點，將使得2007—2015年期間的本國總產出增加9.28%。這相當于在“十二五”規劃期間（2011—2015年）使本國總產出增加5.8%。可見，居民收入倍增計劃刺激經濟增長的作用是相當強的。