鄭延智 黃順春

（江西理工大學(xué)，贛州 341000）

一、引言

改革開放30多年來，中國經(jīng)濟(jì)獲得了高速增長，大量投資和強勁的對外出口對推動中國經(jīng)濟(jì)增長做出了非常巨大的貢獻(xiàn)，相比之下，消費所起的作用卻并不令人滿意。2012年政府工作報告中指出“擴(kuò)大內(nèi)需特別是消費需求是我國經(jīng)濟(jì)長期平穩(wěn)較快發(fā)展的根本立足點”，要繼續(xù)“深化收入分配制度改革”。因此如何完善收入分配，有效發(fā)揮消費需求在促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)增長中的作用值得我們認(rèn)真地思考。

1978年以來我國勞動者報酬呈現(xiàn)出逐年增長的趨勢，但相比GDP的增速，勞動者報酬增速則要緩慢的多，同時勞動者報酬占GDP的比重持續(xù)下降。我國勞動者報酬占GDP比值由1978年的49.81%下降到2007年的39.68%，降幅達(dá)10.13%，江西省勞動者報酬占GDP比值更是從1978年的65.93%下降到2009年的40.73%，降幅高達(dá)25.2%。勞動者報酬占比下降的同時，居民消費率也呈下降趨勢，1978年我國居民消費率為48.26%，到2009年下降到35.27%，降幅達(dá)13%，而江西省居民消費率由1978年的65.52%下降到2009年的35.93%，降幅高達(dá)29.6%。居民消費率的持續(xù)降低將影響到我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展，缺乏消費支撐的經(jīng)濟(jì)增長必然難以為繼。因此，廓清勞動者報酬下降和消費率下降之間的關(guān)系對于增加居民消費、促進(jìn)消費拉動經(jīng)濟(jì)，深刻認(rèn)識緩解社會收入差距矛盾的理論基礎(chǔ)，制訂相關(guān)的收入分配政策等，都具有積極的現(xiàn)實意義和理論價值。

二、國內(nèi)外研究綜述

Bowles和Boyer（1995）把勞動收入比重提高對總需求產(chǎn)生正影響稱為工資驅(qū)動型經(jīng)濟(jì)，把勞動收入比重提高對總需求產(chǎn)生負(fù)影響稱為利潤驅(qū)動型經(jīng)濟(jì)，他們通過實證研究發(fā)現(xiàn)英、美屬于工資驅(qū)動型經(jīng)濟(jì)，而法、德、日為利潤驅(qū)動型經(jīng)濟(jì)。但Nastepad和Storm（2007）則發(fā)現(xiàn)英、法、德、意等國屬于工資驅(qū)動型，而美、日屬于利潤驅(qū)動型。國內(nèi)學(xué)術(shù)界近幾年才開始對收入分配、勞動者報酬與居民消費關(guān)系進(jìn)行研究。汪同三（2007）認(rèn)為勞動收入下降是我國近年來消費不振的原因，要擴(kuò)大國內(nèi)消費需求，最重要的是努力增加居民收入，提高勞動報酬在初次分配中的比重。楊天宇（2009）利用分組的家庭戶數(shù)據(jù)估計了各收入組的邊際消費傾向差異，結(jié)果表明中國的收入分配顯著影響了居民消費，中低收入階層的收入份額提高對居民消費需求增加具有顯著作用，因此正確的收入分配政策有利于擴(kuò)張居民消費需求。劉社建和李振明（2010）應(yīng)用1989年-2007年的數(shù)據(jù)，通過引入收入差距、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、制度因素變量后發(fā)現(xiàn)，居民消費率受勞動者報酬比重的影響最為顯著，勞動者報酬過低導(dǎo)致的居民消費能力不足是最終消費率持續(xù)走低的根本原因，因此提升勞動者報酬占比，是擴(kuò)大消費需求，拉動經(jīng)濟(jì)增長的根本所在。儲德銀和閆偉（2011）運用panel data形式的協(xié)整與誤差修正模型測算出我國勞動者報酬對居民消費的彈性系數(shù)為0.7888，得出居民消費的增加主要應(yīng)依靠勞動者報酬占比的增加。黃乾和魏下海（2010）利用1994年-2007年中國省級面板數(shù)據(jù)，實證分析得出中國國內(nèi)需求體系屬于工資領(lǐng)導(dǎo)型，勞動者報酬占比提高有利于擴(kuò)大內(nèi)需。沈坤榮和劉東皇（2011）采用1978年-2009年數(shù)據(jù)，利用誤差修正模型實證研究結(jié)果表明，我國內(nèi)需體系從改革開放初期的工資領(lǐng)導(dǎo)型需求轉(zhuǎn)變?yōu)楫?dāng)前的利潤領(lǐng)導(dǎo)型需求，在其他條件不變的情況下提升勞動者報酬對居民消費有積極影響。

以上的研究結(jié)果都表明勞動者報酬上升能夠提高我國居民消費水平，這對于我國制定擴(kuò)大居民消費的政策具有重要意義。但現(xiàn)有研究也存在不足：第一，研究結(jié)果上存在較大差異，比如黃乾（2010）的研究得出勞動者報酬的邊際消費傾向是2.31，而沈坤榮（2011）的研究得出勞動者報酬的邊際消費傾向為0.76，兩者相差較大，因此有必要對勞動者報酬與居民消費的關(guān)系做進(jìn)一步的研究。第二，研究對象上缺乏對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的研究，國外文獻(xiàn)的研究對象都是發(fā)達(dá)國家，缺乏對發(fā)展中國家的實證研究，而國內(nèi)學(xué)者實證研究都是基于全國數(shù)據(jù)，缺乏對具體省份的研究，不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相差很大，勞動者報酬提升對居民消費的影響也可能因不同地區(qū)而呈現(xiàn)不同態(tài)勢。本文以江西省為對象來分析勞動者報酬變動對居民消費的影響，這是因為：第一，江西省勞動者報酬水平低，近五年來江西省職工平均工資都位居全國倒數(shù)前三之內(nèi)，按照凱恩斯的邊際消費遞減規(guī)律，收入越低邊際消費傾向越高，那么有必要對江西省勞動者報酬的邊際消費傾向值進(jìn)行估計；第二，江西省毗鄰粵閩浙發(fā)達(dá)省份，是承接珠三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的前沿陣地，同時江西省也是勞工輸出大省，勞動者報酬提升對江西省勞工回流和居民消費水平提高可能有很大影響。因此有必要對江西省勞動者報酬提高對居民消費的影響進(jìn)行研究。

三、江西省勞動者報酬和居民消費率變動的描述性分析

從江西省勞動者報酬的變動趨勢看，改革開放以來江西省勞動者報酬總額總體呈現(xiàn)上升趨勢（如圖1），由1978年的57.36億元增加到2009年的600.79億元。勞動者報酬總額變化呈三階段加速遞增態(tài)勢：1978年-1991年為第一個階段，這期間勞動者報酬增長比較緩慢，年均增速為6.1%；1991年-2001年為第二階段，這個階段的增長速度要明顯快于第一階段，年均增速為8.9%；2001年-2009年為第三階段，該階段的增速又要高于第二階段，年均增速為9.5%。

勞動者報酬總額上升的同時，勞動者報酬占比總體卻呈現(xiàn)下降趨勢。在演變過程中表現(xiàn)為“兩升兩降”的特征：第一階段為1978年-1984年，這個階段勞動者報酬占比上升緩慢，從1978年的65.93%上升到1984年的68.04%，6年間提高了2.09個百分點。第二階段為1984年-1991年，勞動者報酬占比除1990年突然上升外，基本呈現(xiàn)逐年下降的趨勢，從1984年的68.04%下降到1991年的57.91%，7年間下降了10.13個百分點。第三個階段為1991年-1995年，勞動者報酬占比從1991年的57.91%上升到1995年的65.07%，4年間上升了7.16個百分點；第四個階段為1995年以后，勞動者報酬占比持續(xù)下降，從1995年的65.07%下降到2009年的40.73%，14年間下降了24.66個百分點。

江西省居民消費率在1978年-2009年期間總體上呈現(xiàn)下降趨勢，變動方向和勞動者報酬占比變化基本類似。1990年以前居民消費率和勞動報酬占比相差較小，1991年-1999年兩者差距急劇拉大，2000年以后差距開始緩慢縮小。

四、勞動力成本變動對居民消費影響的實證分析

（一）估計模型與數(shù)據(jù)來源

本文根據(jù)Bhaduri and Marglin（1990）提出的消費函數(shù)模型來分析勞動者報酬變動對居民消費的影響，該模型最大特點在于消費函數(shù)中考慮了收入分配結(jié)構(gòu)的影響，其將收入（Y）分為工資收入①在本文中，勞動者報酬、勞動收入、工資收入等幾個概念的含義相同。（W）和利潤收入（R），模型表達(dá)式為：

當(dāng)總收入Y不變時，將上式對W微分可得：

本文主要運用誤差修正模型（ECM）估計工資收入和利潤收入的消費彈性eCW、eCR，并建立如下回歸模型對ECM估計結(jié)果進(jìn)行驗證。

估計出工資收入與利潤收入的消費彈性后，再參照公式（4）計算出工資收入和利潤收入的邊際消費傾向。

最后，本文還將進(jìn)一步分析勞動者報酬占比對消費率的影響程度，估計方法采用直接把勞動報酬比Ls作為消費率的解釋變量，計量模型如下：

文中數(shù)據(jù)均來自2010年江西省統(tǒng)計年鑒，其中工資收入采用勞動者報酬指標(biāo)，利潤收入采用營業(yè)盈余指標(biāo)，消費采用居民消費指標(biāo)，并對模型中的所有變量統(tǒng)一以1978年為100的不變價格進(jìn)行平減以消除價格變動的影響。

（二）單位根檢驗

單位根檢驗是序列的平穩(wěn)性檢驗，本文采用最常用的ADF檢驗來判斷序列的平穩(wěn)性。

對各變量的檢驗結(jié)果如表1，ln C、ln W、ln R數(shù)據(jù)無論在1%、5%還是10%的置信水平下都不能拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，說明這三個變量序列都存在單位根，即各變量都是非平穩(wěn)過程。經(jīng)過一階差分后的Δln C、Δln W、Δln R數(shù)據(jù)在5%的置信水平下都拒絕“存在單位根”原假設(shè)，即認(rèn)為各變量的一階差分序列為平穩(wěn)過程，說明ln C、ln W、ln R均為一階單整序列。

（三）協(xié)整檢驗

通過單位根檢驗得出各變量符合I（1）過程，滿足協(xié)整檢驗前提。運用Engle－Granger檢驗法進(jìn)行協(xié)整檢驗，結(jié)果表明，殘差單位根檢驗統(tǒng)計量為-4.8171，其相伴概率值為0.0005，說明變量間存在協(xié)整關(guān)系，即方程解釋變量和被解釋變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

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（四）計量模型估計

運用ECM模型計量結(jié)果如表2中的模型1，根據(jù)估計結(jié)果可知，一是誤差修正模型中除了利潤收入變量系數(shù)外，其他系數(shù)在5%的顯著性水平下都通過檢驗，雖然R2值較小，但F檢驗的概率值則證明了誤差修正模型總體存在的顯著性。二是勞動者報酬對居民消費具有顯著正效應(yīng)，工資收入的長期消費彈性為0.7881，即工資收入每增加一個百分點，長期內(nèi)居民消費平均增加0.7881個百分點；而利潤收入對居民消費的影響不顯著，其彈性系數(shù)僅為0.0095。三是工資收入的短期消費彈性為0.4622，即短期內(nèi)工資收入增加1個百分點，居民消費增加0.4622個百分點，而利潤收入在短期內(nèi)對消費影響不顯著；與長期消費彈性系數(shù)相比，工資收入的短期消費彈性系數(shù)與長期消費彈性系數(shù)差距較大，說明了通過提高勞動者報酬刺激居民消費水平提高不能急功近利，而應(yīng)將擴(kuò)大居民消費作為一項長期性工程來做。

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根據(jù)公式（3）計量結(jié)果如表2中的模型2，結(jié)果顯示工資收入和利潤收入的消費彈性分別為0.7774和0.0027，但DW值較小為 1.0537，說明存在序列自相關(guān)，引入 AR（1）、AR（2）重新建立模型3，回歸結(jié)果得出兩個彈性分別為0.7771和0.0064。后兩個模型的檢驗結(jié)果均非常接近模型1的結(jié)果。

三個檢驗的結(jié)果互相對照，結(jié)論基本相同，這說明了本文的估計結(jié)果是可信的，即工資收入提高對居民消費的增加效應(yīng)要遠(yuǎn)大于利潤收入的效應(yīng)。

勞動者報酬和營業(yè)盈余既是勞動和資本兩種生產(chǎn)要素參與市場分配的形式，也是勞動力所有者與資本所有者分別獲得的收入。資本所有者往往都是高收入階層，而依靠出賣勞動力維持生計的通常屬于中低收入階層，按照凱恩斯的邊際消費遞減規(guī)律，資本所有者的邊際消費要明顯低于勞動力所有者。由于資本的逐利性，資本所有者通常會將營業(yè)盈余用于再投資，進(jìn)而使得資本所有者原本就低的邊際消費傾向會進(jìn)一步降低?？ㄈR茨基（Kalecki，1971）提出“資本收入的邊際儲蓄傾向要高于工資收入”，他認(rèn)為利潤份額越低或者說工資份額越高，國民收入就越高，而且在一定的國民收入總量之下，利潤份額越低或者說工資份額越高，全社會的消費率就會越高。所以在資本所有者和勞動所有者之間進(jìn)行有利于后者的初次分配調(diào)整勢必會導(dǎo)致消費需求的增加。

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依據(jù)表2的長期彈性系數(shù)，我們分別基于樣本均值、1978年、1992年、1999年、2004年和 2009年6個樣本點的數(shù)據(jù)，根據(jù)公式（4）將消費彈性換算成邊際消費傾向，結(jié)果如表3。從表中可知，基于樣本均值的勞動者報酬邊際消費傾向為0.6653，這和沈坤榮（2011）的結(jié)論也基本一致。不同年份提升工資收入對居民消費的積極影響有所不同，1978年邊際消費傾向為0.7832，到1999年下降到0.5637，近年來又有所上升，到2009年又上升到0.6952。

為更深一步研究勞動者報酬與居民消費的關(guān)系，本文將采用公式（5）來揭示勞動者報酬占比與消費率之間的關(guān)系。不同的階段居民消費率與勞動者報酬占比間的耦合程度并不相同（劉社建、李振明2010），根據(jù)前面的描述性分析，1995年以后勞動者報酬占比的變動與之前的變動趨勢有很大不同，故這里只對第四階段即1995年-2009年的勞動者報酬占比與消費率的關(guān)系進(jìn)行實證分析。運用Eviews6.0軟件回歸結(jié)果如下：

其中：R2=0.8439，F(xiàn)=70.3062，DW=1.6493，這表明在5%的顯著性水平上，模型對數(shù)據(jù)的擬合程度較好。統(tǒng)計結(jié)果表明，江西省勞動者報酬占比每增加一個百分點，消費率提高0.6094個百分點。

五、結(jié)論與建議

本文實證研究結(jié)果表明，勞動者報酬上升對居民消費的促進(jìn)作用遠(yuǎn)大于利潤收入增加對居民消費的作用；勞動者報酬提高對居民消費的長期效應(yīng)大于短期效應(yīng)。因此改革收入分配體制，提升江西省勞動者報酬及其比重，對擴(kuò)大居民消費具有顯著的積極影響。提升江西省勞動者報酬，一方面能夠增加勞動者的收入水平，提高居民消費能力，從而促進(jìn)居民消費需求的擴(kuò)張，增強消費對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用；另一方面有利于人力資本的提升，改變企業(yè)長期依附于低成本人力資源的現(xiàn)狀，增強企業(yè)創(chuàng)新能力，使企業(yè)向高附加值產(chǎn)業(yè)升級，從而提升經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量，促使經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變。

中國共產(chǎn)黨的十七屆五中全會公報指出，要“合理調(diào)整收入分配關(guān)系，努力提高居民收入在國民收入分配中的比重、勞動報酬在初次分配中的比重”。要增加勞動報酬在初次分配中的比重，須注意幾點：需要政府在確保經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長的同時，進(jìn)一步深入加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，有效平衡投資消費關(guān)系；要持續(xù)加大經(jīng)濟(jì)發(fā)展中對高素質(zhì)勞動力投入，改變以投資出口為主要驅(qū)動的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式為以消費為主要驅(qū)動的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式；要進(jìn)一步加強教育的發(fā)展，不斷加大培訓(xùn)力度，努力提高勞動者的人力資本水平，加大高素質(zhì)人力資本在推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的比重；要進(jìn)一步深入推進(jìn)收入分配體制改革，不斷提升收入分配中勞動者所得的比重，構(gòu)建有效提升勞動者收入水平的體制機制，把提高居民工資收入作為一項長期民生工程來抓；要進(jìn)一步拓寬就業(yè)渠道，通過各種途徑提高居民工資收入特別是中低收入群體的收入，從而刺激與釋放不同收入階層的潛在消費需求，增強居民消費能力。

〔1〕Bowles and Boyer．Wages，Aggregate Demand，and Employment in an Open Economy：An Empirical Investigation．In Epstein，G.A.and H.M.Gintis（eds.），Macroeconomic Policy after the Conservative Era：Studies in Investment，Saving and Finance[M].New York：Cambridge University Press，1995．

〔2〕Naastepad and Storm.OECD demand regimes（1960-2000）[J].Journal of Post Keynesian Economics，Vol.29，No.2，2007：211-246.

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〔4〕楊天宇，侯玘松.收入再分配對我國居民總消費需求的擴(kuò)張效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2009（9）：39-45.

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〔10〕劉社建，李振明.擴(kuò)大消費研究：提高勞動者報酬份額的思路[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2010（2）：13-19.