基于1978-2006年我国经济增长的最优居民收入份额研究，本文主要内容关键词为：经济增长论文,最优论文,份额论文,居民收入论文,我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F124.7 文献标识码：A 文章编号：1005-0892(2008)06-0014-06
一、引言
居民收入在国民生产总值中所占的份额，不仅是衡量一国居民对经济增长成果和国民财富分享程度的标准，而且是推动经济增长的动力。较高的居民收入份额不仅对经济增长具有激励效应，可以提高劳动力的数量和质量，而且能够刺激消费。①但居民收入份额的提高有一定的限度，过高的居民收入份额将会损害经济中的各种比例关系，同时还将影响企业投资的积极性和政府的宏观调控能力。②经济中居民收入份额与经济增长的内在联系是：居民收入份额必须达到一定的比例，才有利于经济增长。当国民收入份额由低向高变化时，国民生产总值将持续提高。而当居民收入份额达到一个临界点时，居民收入份额的继续提高将不再引起国民生产总值的继续提高，相反，会出现递减甚至负增长。居民收入份额与经济增长之间的这种关系，可用图1表示。
图1表示了居民收入份额过高或过低都不利于经济的长期增长。在E点上，经济增长率最大，E点为最优的居民收入份额。但在经济发展的不同时期，最优居民收入份额的具体数值是不同的。假定居民收入份额是经济增长的凹函数，其关系可表示为：
这说明，存在一个最优的居民收入份额，它能够最大限度地促进经济增长。
经济学家的大量研究集中于劳动和资本对经济增长的贡献，并证明了按照对经济增长的贡献，劳动者的报酬应该在经济增长中享有多少份额。③柯布和道格拉斯根据美国1879-1922年的统计数据得出了柯布－道格拉斯生产函数Y=A
。式中α代表劳动对经济增长的贡献，β代表资本对经济增长的贡献。[1]通过对此函数的估算，乔根森和格瑞里彻斯得出1945-1965年美国劳动对经济增长的贡献为70.8%，资本对经济增长的贡献为29.2%。[2]丹尼森则认为，1950-1962年美国年平均劳动收益占总国民收入的78.6%，年平均资本和土地收益占21.4%。[3]卡米勒·达格穆通过对加拿大、美国和英国要素分配的历史考察，得出雇员报酬在经济增长中是稳步上升的，加拿大的雇员报酬从1929年的55%上升到1984年的72.9%，美国从1870年的50%上升到1984年的74.3%，英国从1860年的45.2%上升到1984年的66.6%。[4]对我国经济增长源泉的分析表明，我国过去的经济增长主要支撑要素是资本和全要素生产率，劳动投入的贡献仅为15%左右。邹至庄估计1952-1998年劳动对经济增长的贡献为13%。[5]黄晓红认为，1978-2004年劳动对GDP增长的贡献只有15%左右。[6]按照这些结论，我国劳动者报酬只应占国民生产总值的15%左右，这显然是不正确的。因为，在增长核算中，产出增长多大程度上归因于全要素生产率的改进，以及多大程度上归因于投入的增长，依赖于构造投入度量的方法。[7]国内关于居民收入在国民收入中应该占有多少比例的研究文献尽管较多，但多为逻辑推理的文字描述，得出具体数据的研究并不多。④本文将在描述我国历年特别是1978年以来居民收入及其在国内生产总值中的比重变动的特征的基础上，分析居民收入份额与经济增长之间的关系，并运用计量经济模型计算基于经济增长的最优居民收入份额。
二、数据来源与事实说明
本文的目的是通过计量经济模型来确立居民收入份额与经济增长之间的因果关系。在此基础上，从经济增长的角度计算最优的居民收入份额。衡量居民收入份额的公式是：
式中，CI和RI分别为城市和农村人均可支配收入，CP和RP分别表示城市和农村人口，GDP为国内生产总值。本文的数据全部来自国家统计局公布的数据，其中，1952-2004年来自中国统计出版社2005年出版的《新中国五十五年统计资料汇编》，2005-2006年数据来自2006、2007年《中国统计年鉴》。若数据为绝对额，则采用名义值除以GDP平减指数换算成真实值。由于《中国统计年鉴》没有公布GDP平减指数，本文采用如下公式进行换算：
在1952-1977年计划经济时期，为了加速实现工业化，我国长期实行低工资政策来维持较高的投资率。由于缺乏居民的有效需求对经济的拉动，与高投资率相对应的是较低的经济增长率。如图2所示，1952-1977年间我国投资率均保持在20%以上，多数年份在30%以上，与之相对的是很低的经济增长率，并有不少年份为负。如1961年的投资率为21.53%，而经济增长率为-15.44%。
图2 1952-1977年高投资与低增长的关系
始于1978年我国农村经济体制改革推行的家庭联产承包责任制明确了国家、集体和农户的基本经济关系，实质上给了农户剩余索取权，农户的生产积极性得到了充分发挥。国家还调整了工农产品比价关系，提高了农产品价格，农村居民的收入大幅度提高。同时，城市恢复了计件工资和奖金制，城市居民的收入也得到相应提高。城乡居民收入的提高带动了居民收入份额的快速增长，居民收入份额从1978年的45.70%上升到1981年的60.46%，这是1978年迄今30年间的最高水平。1984年后改革重点由农村转向城市，承包制等国有企业经营形式大幅度提高了企业利润份额。而乱收费、乱罚款和乱摊派等“三乱”现象的逐步盛行，削弱了居民特别是农村居民提高收入的能力，居民收入份额逐年下降，1993年下降到44.44%，这是1978年以来居民收入份额的最低水平。之后，由于国有企业职工下岗分流、社会保障和职工工资正常增长机制缺失、居民投资渠道缺乏以及分税制改革等，企业利润和国家财政收入份额逐步上升，而居民收入份额在低水平下趋于稳定，如图3所示。
图3 1978-2006年居民收入份额的变化趋势
“三乱”现象从三个方面制约了居民收入份额的提高：一是在总收入一定时，财政收入份额的提高必然有居民收入份额或企业利润份额的相应下降；二是由于工商等部门的“三乱”行为，个体私营经济生存困难，⑤失业率居高不降；三是由于企业的减少，现存的企业处于劳动力市场的买方垄断地位，使企业职工工资长期得不到提高，⑥相应的企业利润份额从2000年的19.1%上升到2006年的29.6%，7年间上升10.5个百分点。居民收入份额的下降，使得消费率不断下降，消费对经济的拉动作用逐渐降低，最终消费支出对经济增长的贡献率由1981年的93.4%下降到2006年的39.2%，26年间下降54.2个百分点。这表明，居民收入份额过低，不仅不能实现社会福利和居民效用最大化，而且以降低居民收入份额为代价来带动经济增长也是不可持续的。
自1983年以来，尽管我国居民收入份额是逐渐下降的，但由于经济的较快增长和经济总量的不断增加，居民收入总量还是不断上升的（见图4）。尽管居民收入的增长比GDP增长要慢，但1978年以来我国GDP和居民收入总量的变化趋势都是增长的。
图4和图5显示，
与
这两个变量的变化具有一致的趋势。这表明两个变量之间可能存在协整关系。
三、居民收入份额与经济增长的关系
为了验证经济增长与居民收入之间的确切关系，需要对二者进行协整和因果关系检验。本文采取如下三个步骤确定二者之间的内在关系：首先，利用单位根检验，确定时间序列和的平稳性；其次，检验和之间是否具有协整关系；再次，采用格兰杰因果关系检验，考察和之间的因果关系。这里，所有的检验均使用计量经济软件Eviews5.1。
（一）平稳性检验
非平稳时间序列在各个时间点上的随机规律是不同的，难以通过序列已知的信息来掌握时间序列整体上的随机性。因此，用非平稳序列建立的模型会出现虚假回归问题。而实际中的经济数据大多是非平稳的时间序列，所以，在建模之前，必需进行变量平稳性检验。本文采用单位根检验来确定变量、的平稳性，具体采用ADF方法，其模型为：
其中，a表示截距项，δt表示时间趋势项，
为白噪声，Δ表示变量的一阶差分，最优滞后期由AIC准则确定，即选定的滞后期长度应使AIC的值最小，以保证消除自相关和保持更大的自由度。ADF检验过程见如下公式：
式(9)中，DW=1.7146，ADF统计量在1%和5%显著性水平下的临界值分别为-2.6607和-1.9550。括号内带星号的为ADF值，其余为t统计量。变量的截距项和趋势项均无显著性。由ADF检验可知，和的一阶差分是平稳序列，即～I(1)，～I(1)。
（二）协整检验
协整是对非平稳经济变量长期均衡关系的统计描述。非平稳经济变量间存在的长期稳定的均衡关系，即称为协整关系。本文用Engel-Granger两步法进行协整检验。其方法是：第一步，进行协整回归。若两个变量、的单整阶数相同，则可对模型=α+β+
进行协整回归。第二步，对残差进行平稳性检验。若残差是平稳的，则、存在着协整关系。
由对作OLS估计，得：
在上表中，检验形式(C，T，L)表示常数项、时间趋势和滞后期数。由于常数项和时间趋势项均无显著性，因此，在检验结果中去除。由表1知，无论在1%还是在5%的显著性水平下，都是平稳的。所以，变量和存在协整关系，即二者存在长期的均衡关系。
（三）格兰杰因果关系检验
格兰杰(Granger)因果关系检验实质上是检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量方程中。一个变量如果受到其他变量的滞后影响，则称它们具有Granger因果关系。在一个二元P阶的VAR模型中：
从表2中可以看出，3阶和5阶滞后期检验结果在5%的水平上均拒绝了不是的格兰杰原因的原假设，表明经济增长是居民收入份额的格兰杰原因；6阶滞后期检验结果在5%的水平上拒绝了不是的格兰杰原因的原假设，同时拒绝了不是的格兰杰原因的原假设，表明居民收入份额和经济增长互为格兰杰因果关系；7阶和8阶滞后期拒绝了不是的格兰杰原因的原假设，表明居民收入份额是经济增长的格兰杰原因。⑦上述检验结果显示，居民收入份额和经济增长互为格兰杰原因。
四、基于经济增长的最优居民收入份额
本文在建立居民收入内生经济增长模型，并对所有变量进行平稳性和协整检验的基础上，对模型进行协整回归分析，从而求得最优的居民收入份额。
（一）模型设定
本文运用巴罗自然效率条件估计最优的居民收入份额。[9]影响经济增长的因素主要有劳动(L)和资本(K)，本文已经证明居民收入也是经济增长的原因。因此，在生产函数中加入居民收入(RES)的变量，即经济增长的内生变量由劳动、资本和居民收入三种要素组成。假设生产采用柯布—道格拉斯生产函数，其方程如下：
当居民收入份额为最优时，居民收入的边际产出MPRES=1。由于居民收入每提供1个单位的生产产品都要使用1个单位的社会资源，即居民收入的边际成本等于1，而居民收入的边际收益为MPRES。根据边际成本等于边际收益的原则，理论上决定最优的居民收入份额的自然效率为MPRES=1，即当居民收入每消耗1个单位的社会资源时，也向社会提供1个单位的产出，此时，居民收入份额是最优的。若MPRES＞1，表明居民收入份额不足；若MPRES＜1，表明居民收入份额过大。
设γ为居民收入的边际产出弹性，由
可知，居民收入的产出弹性γ=MPRES[,t]×
。当MPRES=1时，可以决定最优的居民收入份额。设居民收入份额为，则γ=MPRES·size，由于MPRES=1，因此，最优居民收入份额为size=γ。
（二）平稳性和协整检验
为求得最优的居民收入份额，本文将对(13)式进行估计，以求出r，从而估计出我国最优的居民收入份额。在估计之前，首先应对变量进行平稳性检验和协整检验。
如果常数项
与时间趋势项
不显著，则从方程中剔除，其滞后阶数的选择原则是保证回归式的残差ε[,t]符合白噪声，最优滞后期的选择由AIC准则确定，临界值采用麦金农临界值。检验结果如表3。
由上述检验结果知，模型中所包含的变量都是非平稳的，且单整阶数为1。这说明变量之间可能存在协整关系。为此，还必需对这些变量进行协整检验。由于有多个变量，这里采用Johansen极大似然估计法对变量进行协整检验。检验结果如表4。
由表4知，LnGDP、LnK、LnL、LnRES之间在5%水平上至少存在三个协整方程。
（三）基于经济增长的最优居民收入份额
表4已经证明，LnGDP、LnK、LnL、LnRES之间在5%水平上至少存在三个协整方程。这说明变量确实存在协整关系，即变量之间存在长期均衡关系，可以直接进行协整回归。其估计的结果如表5。
由回归结果可知，回归方程拟合程度相当好，不存在自相关和异方差，方程总体解释显著，各变量在 5%水平上显著。由居民收入的边际产出弹性值，可得出最优的居民收入占GDP的比重为59.50%。这表明在整个经济中，居民收入份额的最优值为59.50%。
五、结论与政策含义
本文的研究结论是，基于经济增长的最优居民收入份额为59.50%。这一比例既能实现社会福利和居民效用最大化，又能通过扩大内需、优化投资—消费比例，实现经济的持续快速增长。2006年我国居民收入份额为44.72%，这与当前最优的比例相差14.78个百分点。除1982-1984年我国居民收入份额处于这一最优的比例之外，其余年份均与最优比例相背离。特别是20世纪90年代以来，居民收入份额长期低于最优比例10个百分点。这表明我国居民的利益长期被忽视，由此陷入了当前内需不振、外汇储备居高不下，并不断承受国际汇率波动和人民币持续升值的困境。
政府和企业的收入份额过高，将不利于经济增长。如果政府收入份额过高，则必然会影响市场机制的正常运行。同时，政府收入过多，必然导致居民或企业收入减少。若居民收入减少，则会从人力资源和有效需求等方面损害经济增长。当前我国内需不足就是它的集中体现。若企业收入减少，则因利润减少而影响企业投资。当前我国私营经济不断减少，就是源于政府有关部门的“三乱”行为扼制了它的生存空间。企业利润过高，同样会损害经济增长。按照新古典经济学的理论，当完全竞争市场中企业获得超额利润时，就会有新的企业进入，直至每一个企业都获得正常利润。但市场的常态是不完全的，当企业的利润源于工人的低工资时，就会影响企业的人力资本积累。当前出现的就业困难与沿海发达城市人力资源短缺并存就是明证。此外，如果国民收入不能为广大群众分享，就无法实现社会福利最大化和居民效用最大化，出现有增长无发展的困境，而这种经济增长模式也是不可持续的。
提高居民收入在国民收入分配中的比重，其主要措施有：一是规范政府行政行为，清除行业进入壁垒，为各种所有制企业创造平等竞争的环境，鼓励其依法创业和投资。二是控制投资过快增长，调整出口政策并控制净出口规模，让经济增长的利益更多地为国内居民享有。三是完善社会保障制度和最低工资制度，并逐步提高其标准；建立企业职工工资正常增长机制和支付保障机制，随着经济增长来适时调整最低工资标准。四是规范初次分配秩序，使劳动报酬增长与经济增长和企业效益增长相适应。同时，要全面实行劳动合同制度和工资集体协商制度。
收稿日期：2008-04-03
注释：
①马克思认为，劳动力维持生存、延续后代及掌握必要的劳动技能，需要消耗生活资料。因此，劳动力商品价值包括三个部分：第一，维持劳动者自身所必须的生活资料的价值；第二，延续后代需要的生活资料的价值；第三，为使劳动者掌握一定的劳动技能所必须的教育和训练费用。参见：马克思.资本论（第一卷） [M].北京：人民出版社，2004:198-203.
②凯恩斯认为，古典和新古典经济学家关于劳动力市场自动趋向充分就业均衡的观点是不正确的。由此建议：在经济衰退时，应当通过降低工资的办法来提高资本边际效率，以刺激投资，摆脱经济危机。但他又认为，不应该直接降低货币工资来实现上述目标，而应通过通货膨胀降低实际工资的办法来实现。这样，既可以刺激投资，只可以在货币幻觉的作用下工人不至于反抗。参见：John Maynard Keynes.The General Theory of Employment Interest and Money[M].New York:Harcourt,Brace and Company,1936.
③在数量上，劳动者报酬与居民总收入比较接近。
④这正如Atkinson所说：“没有任何一个经济问题比收入分配更令人感兴趣，但也没有任何一个经济问题像收入分配一样那么缺乏科学研究。”参见：A.Atkinson,Mickle J.Wright.Economic Transformation in Eastern Europe and the Distribution of Income[M].Cambridge:Cambridge University Press,1992.
⑤目前针对个体户的执法大队越来越多，乱执法、重复执法和交叉执法的现象严重，个体户的生存环境越来越艰难，导致从1999年到2006年6月的7年半时间里，个体户总数减少650多万户。参见：王红茹，夏一仁.个体户7年减少650万户，创业艰难是主因[N].中国经济周刊，2006-10-16.
⑥我国工资长期处于较低状态。国际劳工组织最新公布的数据显示，2000-2005年中国人均产出增长63.4%，但高劳动生产率却并没有体现在工资水平的增长上。这表明公民没有充分分享到劳动生产率提高的成果。参见：时寒冰.我国工资长期较低，落后于经济增长有违世界潮流[N].上海证券报，2007-5-24.
⑦统计量P值为检验的概率值，若P值小于0.05，表示格兰杰非因果关系在5%的显著性水平下成立；若P值小于0.1，表示格兰杰非因果关系在10%的显著性水平下成立。反之，格兰杰非因果关系不成立。
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