摘要：我國資本收入與勞動收入間的差距在近年來不斷擴大。文章首先通過一個兩部門增長模型對此進(jìn)行闡釋，表明技術(shù)的“弱均衡偏向效應(yīng)”是導(dǎo)致資本收入份額不斷提高的機制。接著文章構(gòu)建了一個三變量VAR模型，根據(jù)CEIC等數(shù)據(jù)庫提供的1978年-2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)對上述機制進(jìn)行了檢驗。結(jié)果顯示，投資增長率和GDP增長率這兩者均與資本收入的變化存在正向關(guān)系，即資本收入的提高是技術(shù)的弱均衡偏向效應(yīng)所致。因此，政府在鼓勵自主創(chuàng)新的同時，應(yīng)重視收入分配結(jié)構(gòu)的平衡，避免資本收入與勞動收入之間差距的擴大。

關(guān)鍵詞：內(nèi)生增長;技術(shù)進(jìn)步偏向;弱均衡偏向效應(yīng);資本收入變化

一、 引言

一些研究認(rèn)為，資本收入在國民收入中占比的上升（或等價地，勞動收入占比的下降）是由于資本—勞動替代彈性較大、廠商傾向于用資本替代勞動所致。但是這在兩個方面產(chǎn)生了問題。首先是混淆了要素加強型技術(shù)和技術(shù)偏向性的概念。前者意味著某要素通過使用一項技術(shù)提高了自身的有效供給數(shù)量，后者意味著某要素通過使用一項技術(shù)提高了自身的邊際產(chǎn)出。資本—勞動替代彈性大于1的時候，資本加強型技術(shù)的屬性是資本偏向的，會提高資本的邊際產(chǎn)出;小于1的時候，資本加強型技術(shù)的屬性是勞動偏向的，反而降低了資本的（相對）邊際產(chǎn)出（等價地，它提高了勞動的相對邊際產(chǎn)出）。那么如果廠商更偏好研發(fā)資本加強型技術(shù)，而資本-勞動替代彈性數(shù)值小于1，結(jié)果應(yīng)該是勞動收入占比提高，除非該值大于1。反之，如果廠商更偏好研發(fā)勞動加強型技術(shù)，而資本—勞動替代彈性數(shù)值大于1，結(jié)果也應(yīng)該是勞動收入占比提高，除非該值小于1。但一些定量的測度表明，國內(nèi)各產(chǎn)業(yè)部門中資本—勞動的替代彈性數(shù)值有些大于1，有些小于1（鐘世川，2014），資本加強型和勞動加強型技術(shù)也是同時存在的。按照上述理論就很難解釋資本收入占比不斷提高的現(xiàn)象。其次是忽略了廠商的研發(fā)偏好，沒有弄清“弱均衡偏向效應(yīng)”的作用機制。廠商經(jīng)常會就研發(fā)何種技術(shù)做出選擇，如果存在資本深化趨勢，那么不論廠商的選擇如何，技術(shù)屬性皆為資本偏向（如果替代彈性大于1，廠商會選擇資本加強型技術(shù)，此時該技術(shù)為資本偏向;如果小于1，廠商會選擇勞動加強型技術(shù)，此時該技術(shù)依然為資本偏向），從而導(dǎo)致資本收入占比的持續(xù)提高。這實際上也表明，只要存在 “弱均衡偏向效應(yīng)”，替代彈性的數(shù)值大小只會影響廠商關(guān)于技術(shù)類型的選擇，卻改變不了所選擇技術(shù)的偏向?qū)傩?，因而也就不能成為解釋資本收入占比提高的核心因素。

基于以上分析，本文首先構(gòu)建一個兩部門增長模型，對引起資本相對收入（即資本收入/勞動收入，下文簡稱資本收入）變化的機制，即“弱均衡偏向效應(yīng)”進(jìn)行論證，接著利用中國1978年～2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗。剩余部分的安排如下：第二部分是理論模型、第三部分是相關(guān)機制分析，第四部分是數(shù)據(jù)處理及實證檢驗，最后對文章進(jìn)行總結(jié)并給出相關(guān)建議。

二、 理論模型

1. 總體環(huán)境。

（1）存在一個CRRA偏好、時間貼現(xiàn)率為ρ的代表性家庭;不存在人口增長，勞動供給無彈性。

由技術(shù)偏向的定義可知，？滓>1時，該式為正值，此時普遍研發(fā)的是資本加強型技術(shù)，該類技術(shù)的水平將提高，進(jìn)而提高了資本的邊際產(chǎn)出，整個經(jīng)濟的技術(shù)特征呈現(xiàn)資本偏向;？滓<1時，該式為負(fù)值，此時普遍研發(fā)的是勞動加強型技術(shù)，該類技術(shù)的水平會提高，進(jìn)而提高了資本的邊際產(chǎn)出，整個經(jīng)濟的技術(shù)特征依然是資本偏向的。

結(jié)合上面的推導(dǎo)可知，無論？滓大于或小于1，K/L增加通常會提高資本的相對邊際產(chǎn)出，進(jìn)而表明國民收入中資本收入上升。當(dāng)？滓>1，K/L上升使資本加強型技術(shù)QK（t）的市場前景看好，廠商更有動機研發(fā)這種技術(shù)，進(jìn)而這種機器的質(zhì)量水平相對提高，這提高了資本的相對邊際產(chǎn)出（QK（t）是資本偏向型技術(shù)）;當(dāng)？滓<1，K/L上升使勞動加強型技術(shù)QL（t）的市場前景較好，廠商更有動機研發(fā)這種技術(shù)，這種機器的質(zhì)量相對提高，由（30）式可知此時資本的相對邊際產(chǎn)出也是提高的（QL（t）是資本偏向型技術(shù)）。因此技術(shù)的弱均衡偏向效應(yīng)決定了資本收入的提高，而并非由？滓的大小來直接決定。

四、 相關(guān)數(shù)據(jù)與實證檢驗

1. 數(shù)據(jù)描述。由于弱均衡偏向效應(yīng)，資本收入的變化受 變化的影響，而后者的變化主要取決于投資和GDP增長率;同時，投資與GDP增長率又可能受到資本收入變化的影響?；谶@種判斷，可以構(gòu)建一個三變量VAR模型來進(jìn)行估計和檢驗，形式如下：

這里的VAR模型有三個變量：資本收入/勞動收入（2014年價）、實際GDP增長率和以支出法計算的固定資本形成總額（2014年價）。所使用的數(shù)據(jù)主要來自《中國經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》以及CEIC數(shù)據(jù)庫（網(wǎng)頁版）。

我們利用GDP法計算1978年～2014年間勞動收入在國民收入中的比重，并此可以推出資本收入所占的比重并得到資本對勞動收入之比。計算勞動收入份額所涉及數(shù)據(jù)來自CEIC數(shù)據(jù)庫（網(wǎng)頁版）和《中國統(tǒng)計年鑒》，一些省份的勞動者報酬數(shù)據(jù)在1993年之后才有，因此參考陳宇峰等（2013）關(guān)于勞動收入份額變化的數(shù)據(jù)進(jìn)行推算得到1978年～1993年間的數(shù)值;進(jìn)而可以得到資本收入的值，以kincome來表示這一比值。另外，從《中國經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》和CEIC數(shù)據(jù)庫（網(wǎng)頁版）中可以得到1978年～2014年實際GDP增長率及固定資本形成總額，分別以growth和investment來表示。

2. 數(shù)據(jù)處理與實證檢驗。經(jīng)ADF檢驗可知，kincome和investment兩組時間序列均為單位根過程，因此要對其進(jìn)行處理以轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)時間序列。首先對kincome和investment做對數(shù)差分，分別以dlogkincome和dloginvestment表示，它們?yōu)橘Y本收入增長率和投資增長率。然后對三個時間序列變量的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果表明，這三組時間序列變量在5%的置信區(qū)間水平上不存在單位根，因而是平穩(wěn)時間序列。

其次，根據(jù)信息準(zhǔn)則來確定VAR模型的滯后階數(shù)，結(jié)果表明，除SBIC之外，F(xiàn)PE、AIC和HQIC三項判斷準(zhǔn)則認(rèn)為滯后兩期較為合適，故該VAR模型為一個兩期滯后的自回歸方程組。

第三，對該VAR模型的估計結(jié)果表明，模型的總體較為顯著且擬合度較好，各階系數(shù)的殘差無自相關(guān)性;在以資本收入增長率作為被解釋變量的第一個自回歸方程中，投資增長率對資本收入增長率的變化具有顯著的滯后效應(yīng)（一期和二期滯后變量分別在10%和1%的水平上顯著，系數(shù)值分別為0.195和0.457）。在而GDP增長率的影響則并不明顯。以投資增長率和GDP增長率做解釋變量的其余兩個自回歸方程中，資本收入增長率的一期和二期滯后變量的影響均不顯著。變量間的Granger因果關(guān)系檢驗表明：投資增長率是資本收入增長率的原因，而GDP增長率則不然;但從總體上說，兩者顯著地構(gòu)成了資本收入變化的原因。同時經(jīng)檢驗可知，該VAR模型伴隨矩陣的特征根均位于單位圓內(nèi)，因而其是一個穩(wěn)定的動力系統(tǒng)。

第四，通過脈沖反應(yīng)函數(shù)的圖像可以進(jìn)一步考察投資和GDP變化對資本收入的影響，如圖1、圖2所示。

脈沖反應(yīng)函數(shù)的圖像顯示，投資增長率和GDP增長率的正向沖擊會首先提高資本收入增長率：投資和GDP增長的有利變化使廠商傾向擴張產(chǎn)能，短期內(nèi)K/L出現(xiàn)一個躍升，在弱均衡偏向效應(yīng)下資本收入的增長因而有一個加速階段;但正如本文模型所示，對新機器設(shè)備的采購?fù)瑯訉⒓铀偬蕴袡C器設(shè)備，這對K/L上升產(chǎn)生抑制效應(yīng);從中期來看，隨著原有機器設(shè)備陸續(xù)折舊完畢和新機器的持續(xù)補充，K/L回歸自然增長水平，進(jìn)而資本收入的增長率也趨于平穩(wěn)。

最后，為檢驗該VAR模型的有效性，我們將2005年～2014年的數(shù)據(jù)進(jìn)行樣本外預(yù)測，并觀察預(yù)測值與實際值的擬合程度，結(jié)果如圖3所示。

從圖3中可知，該VAR模型的預(yù)測能力較好，三組時間序列的預(yù)測值均位于置信區(qū)間且擬合度較高。從預(yù)測結(jié)果看，投資增長率與GDP增長率也分別呈現(xiàn)下降趨勢，而資本收入的增長速度也相應(yīng)呈現(xiàn)下降趨勢，在2008年金融危機之后這三組時間序列變化更趨一致。這與現(xiàn)實情況是相符合的：金融危機后受外需下降和國內(nèi)擴張性經(jīng)濟政策等因素的影響，產(chǎn)出增長率下降并同時伴隨產(chǎn)能過剩的加劇，進(jìn)而導(dǎo)致資本邊際生產(chǎn)率降低和投資增長速度放緩，由此使得資本收入的增速下降。進(jìn)一步表明了相關(guān)變量之間的長期協(xié)動關(guān)系，而這是經(jīng)濟增長過程中技術(shù)的弱均衡偏向效應(yīng)所致。

五、 總結(jié)

本文基于技術(shù)偏向效應(yīng)的兩部門增長模型闡明了資本收入變化背后的機制：經(jīng)濟中不同類型的技術(shù)，在資本深化趨勢下將產(chǎn)生弱均衡偏向效應(yīng)，因而國民收入結(jié)構(gòu)中出現(xiàn)資本對勞動比重持續(xù)上升之勢。這實際上反映了廠商的創(chuàng)新、技術(shù)研發(fā)的傾向或偏好。以此作為理論依據(jù)，本文構(gòu)建VAR模型，并利用中國1978年～2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)對其進(jìn)行了實證檢驗，所得結(jié)論證實了模型的論證，即技術(shù)偏向效應(yīng)引起國民收入結(jié)構(gòu)的變化，導(dǎo)致資本收入持續(xù)升高。當(dāng)然，本文的相關(guān)論述仍需進(jìn)一步完善，例如可以引入貿(mào)易部門，考慮開放環(huán)境下技術(shù)偏向變化如何影響相關(guān)的結(jié)論。

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作者簡介：包龍飛（1988-），男，漢族，山東省臨沂市人，中國社會科學(xué)院研究生院博士生，研究方向為經(jīng)濟增長、對外直接投資。

收稿日期：2017-03-14。