中国工业部门要素分配份额决定因素研究.docx
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中国工业部门要素分配份额决定因素研究
中国工业部门要素分配份额决定因素研究
白重恩钱震杰武康平
内容提要:
本文讨论我国工业部门要素分配份额的决定因素问题。
在标准的新古典要素分配份额模型中,本文引入Dixit-Stiglitz垄断竞争以及企业目标函数的差异,建立了要素分配份额的决定模型。
根据这个理论模型,我们建立了中国工业部门要素分配份额的计量模型,并利用系统GMM方法进行估计。
回归结果表明,垄断能力越高,资本收入份额越高,国有和非国有企业的资本收入份额存在明显差异,国有企业的资本收入份额明显低于非国有企业,各类经济性质企业的资本收入份额从高到低依次为外商投资企业、港澳台企业、法人投资企业、集体企业、私有企业和国有企业。
传统新古典分配模型考虑的技术因素,包括要素投入比的变化和技术进步,对要素分配份额的变化没有显著影响,表明我国工业部门要素替代弹性为1,因而劳动与资本相对价格的变化对要素分配份额没有显著影响。
我们的结论是,工业部门要素分配份额变化的主要原因是产品市场垄断增加和国有部门改制引起的劳动力市场环境改变。
关键词:
功能性分配要素分配份额资本收入份额要素替代弹性系统GMM估计
一、引言
要素分配份额指国民收入中资本收入和劳动收入所占的比例。
如果不考虑间接税,则资本收入所占的份额(简称资本收入份额)和包括工资、奖金、补贴等在内的所有劳动者报酬所占的份额(简称劳动收入份额)之和为1。
要素分配份额概括了国民收入在要素间的分配情况,也称为国民收入的功能性收入分配(functionaldistributionofnationalincome),与通常所说的规模性收入分配不同(sizedistributionofincome),但又有密切关系,理解前者对于理解后者有重要的意义。
在卡尔多关于稳态经济增长的六个典型事实中,有两个与要素分配份额有关。
其一,对单个经济而言,要素分配份额在长期内保持不变;其二,对多个经济而言,资本收入份额越高的经济,投资率越高。
由于宏观经济学家对第一个事实的广泛认同,导致要素分配份额问题在二十世纪七、八十年代的研究中一直乏人问津。
近十年来,一些国家要素分配份额的变化,引起了研究者的关注,围绕上述两个关于要素分配份额事实的论断,出现了一系列重要的理论和经验研究成果。
首先,就一国的要素分配份额而言,人们发现它并非常数。
Blanchard(1997)利用OECD企业部门数据(OECDBusinessSectorData)计算劳动收入份额时发现,该值至少在中期内不是一个常数,他发现自二十世纪80年代开始,西班牙、意大利、法国和德国等四个欧洲大陆国家的资本收入份额呈现增长趋势,而包括英国、美国和加拿大在内的盎格鲁-萨克森地区,资本收入份额并无明显变化趋势。
类似的,Poterba(1997)计算了G7国家的劳动收入份额,发现上个世纪80年代到90年代间,法国、德国和意大利三国的劳动收入份额呈下降趋势,而英、美和加拿大三国却没有明显的变化。
Hofman(2001)计算了自1950年到二十世纪90年代末,8个拉丁美洲国家的劳动收入份额,发现拉美国家劳动收入份额在这50年间呈下降趋势。
Bentolila和Saint-Paul(2003)利用OECD的经济展望数据(EconomicOutlook)数据,计算了13个OECD国家从1970到1993年的劳动收入份额,发现除了英国比较稳定外,各国的劳动收入份额变化情况各不相同。
Diwan(1999)和Harrison(2002)则分别发现要素分配份额还受金融危机和国际化程度的影响。
其次,对要素分配份额在国别间的比较,目前仍没有确切的结论。
Gollin(2002)利用联合国国民经济核算数据,发现在调整了自雇用劳动者收入(theself-employedincome)的影响后,要素分配份额在各国间没有明显差异;持同样意见的还有BernankeandGürkaynak(2002)。
但Harrison(2002)计算了更长的时间序列,发现各国间要素分配份额存在明显差异;RodríguezandOrtega(2006)利用联合国工业统计数据(UNIDO)发现资本收入份额与人均收入呈负相关。
我们认为,简单的跨国比较存在很多问题,比如各个国家由于税制不同造成要素分配份额统计量的内涵也不同,因而用同一国的数据得到的结论可能更加可信。
在我国,由于在很长一段时间内都遵循按劳分配制度,忽视按要素分配,因此对要素分配份额问题缺乏足够的关注。
李扬(1992)首次计算了建国后到1990年间的劳动收入份额,发现改革开放前劳动收入份额被抑制在较低的水平,而改革开放后劳动收入份额逐渐增加,他认为改革开放前大部分劳动报酬表现为非工资收入,改革开放后劳动报酬则逐步向工资收入转移,从而引起劳动收入份额增加。
向书坚(1997)、杨少华和徐学清(2000)等对1978年到1995年间要素分配份额的研究,也得到了类似结果。
Bai,HsiehandQian(2006)的研究发现,自上个世纪90年代中期以来资本收入份额持续增加。
李扬和殷剑峰(2007)利用资金流量表,计算了居民部门的劳动报酬和财产收入在GDP中的比重,发现两者在近年来同时下降。
不过,对近十年来我国资本收入份额上升的原因,迄今为止尚无深入的研究。
深入地探讨近十年来资本收入份额上升的原因,至少在两个方面有重要意义。
首先,理解要素分配份额的变化有助于理解人们普遍关心的规模性收入分配的变化。
由于资本在居民间的分布要比劳动力更加不均,当资本收入份额上升时,规模性收入分配的不均程度将随之增加。
其次,理解资本收入份额的变化有利于理解目前较高的投资率。
近年来,投资率高企的现象引起了研究者广泛的关注,在众多的研究中,对这一现象的解释都直接或间接地指向了资本收入份额增加这一事实(参见Kuijs,2005;Bai,Hsieh,andQian,2006)。
要解释一个经济中要素分配份额的变化,常见的思路是分别研究各产业部门的要素分配份额变化,再讨论这些产业部门之间的结构变化和各自的要素分配份额变化对总体要素分配份额的影响(Solow,1958;Serresetal.,2002;BoldrinandRuiz,2006)。
利用HsuehandLi(1999)和国家统计局(2007)分行业的收入法GDP数据,我们计算了农业、工业、建筑业和第三产业,以及全国的资本收入份额。
测算结果表明,自1995年以来,全国资本收入份额逐年增加,农业、工业和建筑业资本收入份额也逐年增加,第三产业则基本保持不变。
在三个资本收入份额增加的部门中,工业部门对国民收入贡献的比例最大,因此对资本收入份额的行业分析,显然应该从工业部门开始。
本文的另一个目的,是以工业部门的分析为例,介绍一个适用于我国经济现实的资本收入份额的理论框架。
具体地,在本文第二节,我们以新古典要素分配模型为基础,利用生产函数反映要素相对价格变化对要素分配份额的影响,并引入产品市场的不完全竞争,通过假设经济性质不同的企业在经营目标上存在差异,引入要素市场扭曲,建立了适合于中国工业部门的要素分配份额决定模型。
第三节介绍了数据集的基本情况,探讨了变量选择和模型设定等问题。
第四节介绍了系统GMM方法在估计资本收入份额模型中的应用价值。
第五节报告了回归结果。
第六节总结全文。
二、理论模型
大量的理论研究和经验研究表明,对于一个行业或部门而言,要素收入份额的变化由技术变化(FergusonandMoroney,1969;Sato,1970;BentolilaandSaint-Paul,2003),产品市场的竞争程度变化(Kalecki,1938;Blanchard,1997;Giammariolietal.,2002),以及要素市场的扭曲变化导致(例如劳动力对资本的谈判能力的变化,参见Giammariolietal.,2002;BentolilaandSaint-Paul,2003;BlanchardandGiavazzi,2003)。
其他因素,如国际化、金融危机、石油危机等,无非是通过上面三个因素间接地影响要素收入份额。
特别地,根据新古典要素分配理论,在完全竞争条件下,要素相对价格变化对要素分配份额的影响表现在两个方面:
一是要素投入比例发生变化;二是引致有偏技术创新。
在前一种情况下,要素相对价格变化导致最优边际技术替代率发生变化,使企业更多地选用相对价格较低的要素,从而要素投入比发生变化,要素分配份额的变化方向则由要素相对价格和要素投入比的变化共同决定。
为概括这种变化导致的要素分配份额变化,罗宾逊夫人在其1933年出版的《不完全竞争经济学》中,引入了要素替代弹性这一概念,用要素投入比变化和要素替代弹性来概括要素分配份额的变化,省略了对要素相对价格的讨论(琼.罗宾逊,1961)。
第二个方面的影响来自Hicks(1939)的创见,他认为要素相对价格改变会诱使企业家进行技术创新,使用相对价格较低的要素,产生有偏技术进步(biasedtechnologicalprogress)。
希克斯的这一思想,到二十世纪六十年代,演变为诱致性技术创新理论(inducedtechnologicalprogress)(Kennedy1964;Acemoglu2003)。
这两方面变化都表现为生产技术的变化,为同时考虑要素相对价格在这两方面对生产技术的影响,进而对要素分配份额的影响,我们遵循Sato(1970)的建议,选用具有要素体现型技术进步的生产函数。
考虑到我国行业垄断程度在近年有所增加,我们在产品市场引入了经典的Dixit-Stiglitz的垄断竞争模型。
在要素配置方面,由于国有企业肩负稳定就业的社会责任,倾向于雇佣过多劳动力(laborhoarding)(Bai,Lu,andTao,2006),也更容易得到国家的低息或无偿贷款,因此国有企业的要素投入通常偏离最优水平(BrandtandZhu,2000;Allenetal.,2007);另外,不同经济类型的非国有企业的公司治理水平也存在差异(XuandWang,1999),部分非国有企业也会偏离最优要素投入水平,从而影响要素配置效率(HsiehandKlenow,2006)。
上述国有与非国有企业的差异,以及非国有企业之间的差异,可以通过企业经营目标的差异来反映。
本文采用Bai,Li,andWang(1997)的方法,在企业目标函数中引入差异,以讨论要素配置上的这一扭曲对要素分配份额的影响。
需要注意的是,区别于文献中通常讨论的以工会谈判和罢工为具体形式的劳动市场扭曲(Blanchard,1997;BentolilaandSaint-Paul,2003;Giammariolietal.,2002),我国的要素市场不存在讨价还价机制,故产品市场的垄断租金将全部作为资本收入。
考虑一个行业i,其总产出由J种有差异的产品加总而成,并具有如下的CES函数形式:
,
其中,
,是行业i中各异质产品之间的替代弹性,同时也是产品j的需求弹性。
Yjt是厂商j在时期t内的总产出,较高的
则意味着行业i内产品异质化程度较低,厂商的垄断力较小。
令pjt为产品j的价格,
为行业i在t期的价格指数。
对于厂商j而言,他面临的产品需求函数由下式给出:
,
假设在行业i内的厂商具有如下的含要素体现型技术进步的生产函数:
,
其中,
是由行业i的生产技术决定的要素分配参数,
是行业i中劳动和资本之间的替代弹性,
为资本增强型技术进步系数,体现为资本投入
的效率,
是劳动增强型技术进步系数,体现为劳动投入
的效率。
假设在行业i中,所有的企业具有相同的
,
和
;
不随时间改变,但
或
可随时间变化,同时不要求
或
有相同的变化率,从而允许有偏技术进步。
考虑到我国不同所有制企业间的差异,我们定义企业的目标函数如下:
其中,θjt
[0,1],是目标参数,代表企业的规模偏好。
对于国有企业而言,企业有扩大产出以保持过剩劳动力的倾向;另外,根据公司治理文献的结论,经理人为稳固自己的地位,倾向于扩大企业的市场份额,忽略利润导向,因此在目标函数中引入产出最大化目标能够恰当反映不同企业在资源配置效率上的差异。
当θjt为0时,为利润最大化的企业,而正的θjt则体现了国有企业或公司治理结构不佳的企业为扩大产出、增加就业、增加市场份额等目的,对最优要素配置水平的偏离。
Bai,Li和Wang(1997)曾使用类似的目标函数解释了中国企业全要素生产率与利润之间的复杂关系。
考虑到随着市场化的深入,企业利润最大化的倾向会更明显,我们允许θjt在时间上发生变化。
根据生产函数,给定资本和劳动力的价格,我们可以给出企业j的利润如下:
其中,
和
是竞争性市场上劳动力工资和资本的租赁价格。
将和代入到式中,我们将厂商j在给定要素成本时的目标函数重新整理如下:
。
注意,由于厂商是垄断竞争型企业,能够根据面临的需求曲线制定价格,因此其最大化目标函数时的价格选择为:
。
根据该价格函数和给定的劳动力价格,计算该厂商产出中劳动力所占份额如下:
。
上式表明,尽管计算劳动收入份额时我们利用了工资率wt,但它并不出现在劳动收入份额的决定公式中。
wt对劳动收入份额的影响,已被技术因素所概括。
另外,根据式,我们可以很容易地得到如下关系式,
将式代入到式中,我们得到由产品替代弹性、企业的规模偏好、资本增强型技术进步系数、资本-产出比,以及要素替代弹性共同决定的劳动收入份额:
。
于是,我们可以直接用1减去αL得到资本收入份额,αK,如下:
。
与工资率相似,资本租赁价格对资本收入份额的影响由技术因素概括。
三、理论假说和变量选择
在这一部分,我们以式(2.11)为基础,逐一介绍待检验的理论假说,构造相应的代理变量,本节最后部分将给出主要变量的描述性统计,并据此进行初步分析。
本文采用1998-2005年全部国有和规模以上非国有工业企业年度报表数据集(简称工业年报数据),对工业部门资本收入份额建立计量模型。
该数据集的统计对象是所有国有企业和销售收入在500万以上的非国有企业。
本文涉及的企业信息包括:
按经济性质分的实收资本、所处地区和行业等基本信息,企业当年经营活动和财务信息,包括固定资产净值年均余额、年销售收入、年销售成本、应付工资总额和应付福利费总额、营业利润、固定资产折旧。
(一)资本收入份额的计算
企业j在t年的资本收入份额,αk,jt,为资本收入在增加值中所占的比例。
注意到模型推导过程中未涉及间接税,我们采用要素成本法增加值(valueaddedatfactorcost)的概念,并用应付工资和福利费总额、营业利润和固定资产折旧之和来代理,资本收入则用营业利润和固定资产折旧之和来代理。
(二)理论假说和解释变量
根据式(2.11),影响企业j的资本收入份额的因素包括:
资本-产出比K/Y,资本增强型技术进步系数At,要素替代弹性ε,行业生产函数中的分配系数a,代表产品间竞争程度的替代弹性σ,以及反映企业规模偏好的θ。
根据该式,我们可以得到关于资本收入份额决定因素的六个理论假说,现逐一介绍如下。
假说1:
不同行业资本收入份额有明显差异。
式(2.11)表明,资本收入份额与生产技术中的分配系数a有关。
当ε=1时,生产函数退化为CD生产函数,a即为资本收入份额。
该系数与行业的生产技术特征有关,反映不同生产技术的行业在要素分配上的差异。
在建立工业部门资本收入份额模型时,我们将引入2位数行业哑变量
来控制分配系数a在行业间的差异。
假说2:
垄断能力越强,企业的资本收入份额越高。
式(2.11)中的(σ-1)/σ是价格加成比(pricemarkup)的倒数,代表行业的垄断程度,由于垄断租金是资本收入的一部分,随着垄断程度的增加,资本收入份额将变大。
本文用三个变量来代理垄断程度:
4位数行业赫芬德尔指数(用HHI表示),4位数行业前10位企业的行业集中度(用CR10表示),各企业的价格加成比(用mkup表示)。
假说3:
当ε=1时,资本收入份额不随K/Y或A变化;当ε>1时,资本收入份额随K/Y或A增加;当ε<1时,资本收入份额随K/Y或A而减少。
假说3直接根据式(2.11)得到。
本文用企业固定资产年均净额与要素成本法增加值之比来代理K/Y,并用KtY表示。
资本增强型技术进步系数A的代理变量难以获得,我们假设该系数在同行业所有企业中相等,并用年份哑变量控制A的变化带来的影响(用D_t表示,t=1999,…,2005,1998年为基准年)。
有别于用时间趋势项控制有偏技术进步的情形(FergusonandMoroney,1969;CloseandShulenburger,1971;Sato,1970;Young2005),这里的劳动增强型技术进步已包含在资本-产出比的变化中,因此年份哑变量反映的是资本增强型技术进步速度。
如果年份哑变量仅控制A在时间上的变化,其参数估计值将反映当期资本增强型技术进步对1998年的变化,若假设A不随时间减少,则D_t回归系数的绝对值将逐年增加。
根据式(2.11),KtY和D_t的回归系数符号将反映要素替代弹性与1的关系,且两者符号应相同。
假说4:
资本收入份额在经济性质不同的企业间存在差异,国有企业偏低,公司治理水平较差的企业较低。
式(2.11)中的θ是企业目标函数中对产出的权重,θ越大,其偏离利润最大化目标越远,资本收入份额也会越小。
由于企业的经营目标与其所有者偏好有关,故θ较好的代理变量是企业的股权结构或控制权状况。
工业年报数据集提供按国有、集体、法人、个人、外商、港澳台资金分类的实收资本情况,故可选用两组变量来代理θ:
第一组,按上述六类投资主体分的企业实收资本的构成比例,依次用req_x(x=s,c,pr,lp,f,hmt)表示;第二组,反映企业的控制权在六类投资主体中归属情况的一组哑变量,用D_x来表示(x=s,c,pr,lp,f,hmt)。
假说5:
随着国有企业的改制,国有投资企业与其他经济类型的企业在资本收入份额上的差距逐渐缩小
在样本期内,国有投资企业可能发生改制,改制后资本收入份额随之增加。
为控制这一变化,对应req_x,我们另外引入req_s与时间趋势T的交叉项,用rs_t表示;对应D_x,则另外引入D_s与Dt(t=1999,…,2005)的交叉项,用D_s,t(t=99,…,05)表示。
假说6:
其他条件不变,资本收入份额在地区间存在明显差异。
除企业目标差异外,地方保护主义也会导致要素市场扭曲(李善同等,2004),故要素分配份额在地区间将存在差异。
为此,我们将引入地区哑变量来控制由地方保护主义带来的要素市场扭曲。
(三)变量的描述性统计
在工业年报数据库中,共有1,546,846个样本观察值。
剔除了解释和被解释变量不合理或不存在的样本后,我们得到982,245个样本观察值。
这些分析样本分布在38个2位数工业行业和30个省、直辖市和自治区(不包括西藏、港澳台地区),而且大部分行业或地区的平均资本收入份额存在明显差异,故引入地区和行业哑变量控制资本收入份额在这两个方面的差异是合理的。
表1主要变量的描述性统计
year
各变量的年加权平均
αk,jt
HHI
CR10
mkup
KtY
req_c
req_lp
req_pr
req_f
req_hmt
req_s
1998
0.563
0.041
0.369
0.241
3.463
0.155
0.177
0.059
0.075
0.068
0.467
1999
0.601
0.048
0.390
0.246
3.543
0.126
0.167
0.068
0.076
0.075
0.488
2000
0.638
0.051
0.409
0.281
3.166
0.098
0.182
0.084
0.086
0.078
0.472
2001
0.646
0.045
0.385
0.281
3.125
0.083
0.187
0.113
0.104
0.087
0.426
2002
0.636
0.037
0.365
0.266
2.943
0.071
0.267
0.145
0.121
0.086
0.310
2003
0.660
0.035
0.356
0.270
2.729
0.053
0.273
0.162
0.123
0.094
0.295
2004
0.660
0.029
0.333
0.262
2.466
0.062
0.261
0.188
0.117
0.101
0.271
2005
0.678
0.032
0.343
0.266
2.127
0.036
0.300
0.203
0.143
0.088
0.230
变量之间的相关系数
αk,jt
HHI
CR10
mkup
KtY
req_c
req_lp
req_pr
req_f
req_hmt
req_s
HHI
0.033*
1
CR10
0.053*
0.782*
1
mkup
0.126*
0.043*
0.066*
1
KtY
-0.029*
0.004*
0.011*
-0.002
1
req_c
0.039*
-0.003*
-0.003*
0.003*
-0.019*
1
req_lp
0.057*
0.020*
0.021*
0.009*
0.001
-0.208*
1
req_pr
0.001
-0.039*
-0.061*
-0.091*
-0.0560*
-0.343*
-0.383*
1
req_f
0.057*
0.014*
0.013*
0.022*
-0.014*
-0.104*
-0.100*
-0.207*
1
req_hmt
-0.020*
-0.016*
-0.027*
-0.024*
-0.016*
-0.116*
-0.121*
-0.234*
-0.077*
1
req_s
-0.129*
0.038*
0.078*
0.120*
0.120*
-0.173*
-0.194*
-0.321*
-0.095*
-0.110*
1
*在5%水平下显著
表1的上半部分给出了部分变量的加权平均,下半部分是变量间的相关系数。
在1998-2005年期间,加权平均资本收入份额明显增加,增幅达12个百分点。
在1998-2000年间,代理垄断竞争程度的HHI,CR10,mkup有所增加,由于资本收入份额与垄断程度正相关,故垄断程度增加将引起资本收入份额增加。
自1999年以来,KtY一直持续下降,由于资本收入份额与KtY负相关,表明
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