资本收入份额

2009年第4期(第24卷)

清华大学学报(哲学社会科学版)

No.42009(Vol.24)

我国资本收入份额影响因素及变化原因分析

———基于省际面板数据的研究

白重恩　钱震杰

　　摘　要:本文以新古典要素分配理论为基础,构造要素分配份额决定因素的经验假说,利用1997—2003年省际面板数据,建立我国资本收入份额决定模型,并运用系统GMM方法进行估计以克服内生解释变量问题。回归结果表明,由资本—产出比概括的要素相对价格、银行向国有经济倾斜的信贷配给所带来的要素市场扭曲、人均收入水平和教育投资等因素都显著地影响资本收入份额,而国外文献关注的产品市场不完全竞争的影响却并不显著。利用回归结果,对各种因素对1997—2003,要素相对价格和要素市场扭曲不是引起资本收入份额变化的主要原因,关键词:;;　结构转型基金项目:)作者简介:,清华大学经济管理学院教授(北京

100084);钱震杰,清华大学财政税收研究所

　　重,提高劳动报酬在初次分配中的比重”。

在我国,由于长期实行按劳分配制度,学者对

一、引　言

资本收入份额是指国民收入在分配中由资本

取得的部分,在收入法国民生产总值中包括营业盈余和固定资产折旧,与国民收入中的劳动收入份额相对,两者统称为国民收入的要素分配份额。自2005年以来,一些经济学家观察到我国国民收入中劳动所占比例自1995年以来一直下降的事实(蔡　,2005;Baietal.,2006;李稻葵,2007)。2008年1月3日,中国社会科学院发布的《社会蓝皮书》指出“我国劳动者报酬比重逐年下降———2003年以前一直在50%以上,到2006

(江流等,2008)。这一现象引起年降至40.6%”

了党和政府的高度关注,党的十七大报告明确提出“要逐步提高居民收入在国民收入分配中的比

国民收入要素分配问题的研究,在很长一段时间里都停留在分配制度选择的规范性问题上,即应采取按劳分配制度还是按要素分配制度的规范性讨论

(周为民、卢中原,1986;方新旗,1993)。李扬(1992)首次计算了1949—1990年间的劳动收入份

额,发现改革开放后,劳动收入份额明显提高,并认为其原因在于改革开放后的工资改革使非工资收入逐渐被计入工资收入。向书坚(1997)发现了相同的趋势,不过他认为这是农副产品收购价格提高和工资改革的共同结果。杨少华等(2000)利用国民经济核算数据计算1978—1995年之间的劳动收入份额,发现在1986—1995年之间变化不大,他们认为这是工资改革逐步放慢所致。

无论是1990年代的研究,还是最近关于劳动收入份额下降的观察,都主要集中在对国民收入要

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清华大学学报(哲学社会科学版)

素分配的测算方面,鲜有研究者就要素分配份额变化的原因进行经验分析。最近,白重恩等(2008)就中国工业部门资本收入份额的变化进行了研究,并解释了我国工业部门要素分配份额变化的原因。但是,这一分析仅就单一部门展开,难以获得关于全国资本收入份额增加原因的信息,而这恰是本文的目的。本文在现有文献的基础上总结了影响要素分配份额的因素,并据此建立了省际面板数据资本收入份额决定模型,在模型中我们考虑了各种可能因素对资本收入份额的影响,并采用Arellano和Bover(1995)提出的系统GMM方法对计量模型进行估计。估计结果表明,资本收入份额具有顺周期性,并随收入水平和金融深度增加,随教育投资的增加而减少,经济开放程度和政府行为对资本收入份额的影响不明显。与现有的一些经验结论相比,本文的结论在几个地方有明显不同。

首先,关于资本收入份额和收入水平的关系问题。最早提出这一问题的是李嘉图,他认为在经济发展的不同阶段,要素分配份额有所不同(李嘉图,1917)。随着经济发展,过渡到服务业为主结构密切相关,和经济发展的具体阶段,会影响资本收入份额变化的趋势。但是进行资本收入份额和经济发展阶段关系的跨国比较时,存在两个问题:第一,在经济结构变化的不同阶段,总体资本收入份额的变化趋势并不相同;第二,受统计方法的影响,以及政府对农业市场和服务业市场的保护导致的技术差异,各国资本收入份额在各产业上的高低关系并不相同,①故即使处于相同产业结构转型阶段的国家,它们的要素分配份额的变化也可能并不相同。目前的一些跨国研究认为要素分配份额在各国的差异并不大(BernankeandGürkaynak,2002;Gollin,2002;García2Verdú,2005),而另一些研究则认为劳动收入份额在发展中国家比较低,发达的工业化国家较高(Harrison,2002;RodríguezandOrtega,2006),这些研究都没有考虑上述两个问题的影响,因此其

结论都无法令人信服。由于使用亚国家数据,本文完全回避了利用跨国数据可能遇到的上述问题,分析表明我国资本收入份额随收入水平递增的事实,与我国目前的发展阶段密切相关。

其次,关于全球化对要素分配份额的影响。最近的研究表明,欧洲各国、美国、日本、加拿大以及一些发展中国家的资本收入份额在近年来呈上升趋势(Krueger,1999;Rodríguez,2000;BentolilaandSaint2Paul,2003;Morel,2005;ShastriandMurthy,2005;Takeuchi,2005;Torrini,2005)。全球范围内资本收入份额的上升引起了许多学者的关注,许多研究者开始认识到劳动收入份额的下降或许不是一个国别现象,大家将原因不约而同地指向了全球化(Harrison,2002;OrtegaandRodríguez,2002;Guscina,2006)。OrtegaandRodríguez(2002)和Spector(2004)给出的解释是经济开放(或者说全球化)削弱了劳动者在垄断租金,对我,经济开放进,与此同时资本收入与国际资本收入份额变化趋势相比较,很自然地使人联想到,全球化可能是导致我国资本收入份额增加的原因,不过我们的研究结果表明,我国资本收入份额的增加与经济开放并不存在明显关系。

最后,与白重恩等(2008)对工业部门的分析结果相比,本文对全国分析得到的结论有所不同。根据白重恩等(2008),国有经济资本收入份额低于非国有企业,故随着国有企业改制,工业部门资本收入份额随之增加,因此要素市场扭曲的减少是工业部门资本收入份额增加的原因。作为国有经济扩大劳动力需求的配套措施,向国有经济倾斜的信贷配给和软预算约束政策是资本市场扭曲的主要来源,这一扭曲会随金融市场资源配置能力增强而减弱。本文的经验结果验证了这一想法,从资本市场的角度补充了白重恩等(2008)的结论。但本文与白重恩等(2008)不同的是,对于全国资本收入份额增加的主要原因,本文认为是代表产业结构转型的

①　这主要表现在自雇用劳动收入的统计方面,有的国家将其全部计入资本收入,而有的国家则全部计为劳动收入(Gollin,

2002)。农业和第三产业都是自雇用劳动密度较高的部门,根据自雇用劳动收入的统计方法,有的国家农业和第三产业的

资本收入份额高于第二产业,而有的国家则正好相反。

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白重恩等:我国资本收入份额影响因素及变化原因分析

人均收入水平的变化,而非要素市场扭曲程度的变化。另外,在白重恩等(2008)的工业部门资本收入份额模型中,资本—产出比(kty)并不显著,结果得到了工业部门要素替代弹性为1的结论;而本文利用省际面板数据估计全国资本收入份额决定模型,发现资本—产出比回归系数显著为负,这表明我国总体经济的要素替代弹性小于1。

本文结构如下:第二部分详细讨论新古典要素分配理论,给出有关资本收入份额变化的理论假说;第三部分介绍为检验各个假说构造的一些变量;第四部分介绍利用省际面板数据对假说进行检验的计量模型,并对结果进行讨论。第五部分给出结论。

少,若ε>0(要素替代弹性大于1),资本收入份额随资本—产出比增加,若ε=0(要素替代弹性等于1),资本收入份额不随资本—产出比变化。

BentolilaandSaint2Paul(2003)进一步证明,只要劳动按其边际产出取得工资,要素相对价格变化对资本收入份额的影响,无非是使其在资本收入份额与资本—产出比的函数曲线上移动。但是当劳动不能按其边际产出取得工资时,任何引起劳动价格和边际产出差距变化的因素,都会使资本收入份额与资本产出比的函数关系发生移动,同时导致资本收入份额的变化。导致劳动工资与其边际产出存在差距的因素有很多,主要体现为产品市场和要素市场不完全竞争,因此任何影响产品市场和要素市场不完全竞争程度的因素都有可能影响要素分配份额(详见BentolilaandSaint2Paul,2003;Spec2tor,2004)。产品市场不完全竞争的结果是形成垄断租金,市场垄断程度增加,垄断租金增多,资本收,,bargaining)时,劳动者的最近的研究表明,国际化降低了劳动者的谈判能力,可能是导致近年来各国资本收入份额增加的主要原因(Har2rison,2002;OrtegaandRodríguez,2002;Guscina,2006)。就我国而言,根据白重恩等(2008)的分析,我国在要素市场不存在讨价还价机制,因此可以单独考虑要素市场和产品市场竞争程度对要素分配分额的影响,简化了问题的复杂程度。根据近年的研究,我国的产品市场在过去十年里市场一体化程度逐渐增强(HuangandRozelle,2003;Baietal.,2004;FanandWei,2006),产品市场竞争程度增强会使资本收入份额下降。在要素市场方面,为扩大社会就业,国有经济雇用了更多的劳动力,同时通过信贷配给和软预算约束,政府向国有经济提供了资金支持(ZhangandTan,2007;Brandtetal.,2002;Wendyetal.,2006;Allenetal.,2007)。故要素市场的扭曲表现为国有经济的劳动收入份额较低。另一方面,资本市场的上述扭曲会随金融市场配置资本的能力提高而缓解,从而增加资本收入份额。

除了上述技术和市场不完全等因素外,根据李

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二、新古典要素分配理论

以及经验假说

　　传统的新古典要素分配理论假设市场完全竞争,并用要素投入比的变化和要素替代弹性来确,手。,一是投入要素比变化,即现有技术的选择,二是技术创新,表现为要素效率的提高。根据新古典要素分配模型,在生产函数为要素增强型技术进步时[即具有F(A[t]K[t],B[t]L[t])的形式],技术创新和技术选择尽管有不同的表现,它们对要素分配份额却具有类似的影响(Ferguson,1968;Sato,1970;SatoandKoizumi,1973)。以资本收入份额为例,若资本和资本增强型技术的增长率之和高于劳动和劳动增强型技术进步增长率之和,则意味着有效资本—有效劳动之比出现一定幅度的增加,在替代弹性大于1的情况下,资本—劳动相对价格下降的幅度较小,故在分配上表现为资本收入份额增加,但在替代弹性小于1时,则正好相反。根据BentolilaandSaint2Paul(2003),当生产函数具有Y

εε1/ε

=[a(AK)+(1-a)(BL)]形式时,有效资本和

有效劳动增长速度的关系,完全可以用资本—产出比和资本增强型技术进步的乘积来概括,在给定资本增强型技术进步速度时,若ε

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嘉图(1962),经济发展的水平也可能是决定要素分配份额的一个因素。考察这一观点的普遍方法,是在控制其他影响因素的同时,引入收入水平变量。但目前的经验研究,并没有得到统一的结论。一些研究结果认为要素分配份额在各国的差异并不显著(BernankeandGürkaynak,2001;Gollin,2002;García2Verdú,2005),而另一些研究者则认为劳动收入份额在发展中国家比较低,发达的工业化国家较高(Harrison,2002;RodríguezandOrtega,2006)。经济发展的结果是经济结构的转型,一般可分为农业为主—工业为主—服务业为主这样几个不同阶段。在这三大产业中,要素分配份额存在差距,故在经济发展的不同阶段,资本收入份额的变化趋势并不相同。又因为各国在自雇用劳动的统计方法上存在差异,资本收入份额在各产业上的高低关系并不相同,①故即使处于相同产业结构转型阶段的国家,它们的要素分配份额的变化也可能并不相同。因此,直接用收入水平衡量经济发展水平,对于跨国数据而言存在一定风险。对我国而言,省际收入水平差异较大,结构转型区间,入水平的关系,来检验李嘉图的观点提供了机会。

最后,许多研究发现劳动收入份额具有反周期性特点(Sherman,1990;GommeandGreenwood,1995;Diwan,1999;Batinietal.,2000;Young,2004)。一种解释是,若货币工资变化滞后于价格,则实际工资在经济扩张期将降低,相对工资水平的降低引起资本—劳动比下降,此时若要素替代弹性小于1,则劳动收入份额降低,在紧缩期则正好相反(Gallaway,1964)。由于劳动收入份额的变化对应着资本收入份额的相反变化,因此这就意味着资

本收入份额具有顺周期的特点。

根据本节对新古典要素分配理论的介绍以及我国的现实特点,我们提出以下待检验假说:

假说1:当要素替代弹性小于1时,资本收入份额随资本—产出比增加而减少;当要素替代弹性大于1时,资本收入份额随资本—产出比而增加;当要素替代弹性等于1时,资本—产出比对资本收入份额无显著影响。

假说2:资本收入份额随产品市场竞争程度增加而减少。

假说3:资本向国有经济倾斜越严重,资本收入份额越低,并随金融市场资源配置能力的增强得到缓解。

假说4:收入水平对资本收入份额有显著的影响。

假说5:当要素替代弹性小于1时,资本收入份额具有顺周期特点,反之则相反。

1,由于我们并不知道,,我们可以判断要素替1的关系,从这个意义上讲,假说1并不是一个严格的待检假说。

三、数据和变量

本文利用1997—2003年的28个省或地区的

面板数据检验上述假说,下面逐一介绍被解释变

②量和解释变量的选择。

(一)被解释变量:资本收入份额本文利用《中国国内生产总值核算历史资料:1952—2004》中各省收入法国内生产总值为基础数据。在计算资本收入份额时,为了剔除间接税

的影响,资本收入份额的计算公式为:③

①这主要表现在自雇用劳动收入的统计方面,有的国家将其全部计入资本收入,而有的国家则全部计为劳动收入(Gollin,

2002)。农业和第三产业都是自雇用劳动密度较高的部门,根据自雇用劳动收入的统计方法,有的国家农业和第三产业的

资本收入份额高于第二产业,而有的国家则正好相反。②它们分别是:北京、天津、河北、山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、

湖南、广东、广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。

③关于计算资本收入份额是否应考虑间接税,应视情况而论。一般认为,如果只是关心劳资分配问题,只能对企业真正

取得的收入进行讨论,间接税最后由政府收取,不能作为企业的收入,在计算劳动收入份额时,应该选择剔除间接税的基本价格法增加值(value2addedatbasicprice)为计算基础(Batinietal.,2000;GommeandRupert,2004)。但如果把政府视为独立的经济部门,应把间接税作为资本收入的一部分(CooleyandPrescott,1995;GommeandRupert,2004)。

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白重恩等:我国资本收入份额影响因素及变化原因分析

本收入份额。一般而言,衡量市场竞争程度的代

ksh=

GDP-生产税净额=

GDP-生产税净额

根据上式计算资本收入份额,我们发现几乎所有省份的数据在2003—2004年之间都有一定幅度向上跳跃,对全国而言也是如此。这是因为,在2004年经济普查中,国家统计局将个体经济业主收入从劳动收入变为营业盈余(国家统计局国民经济核算司,2007)。为了避免由统计方法改变导致的跳跃性变化对经验结果的影响,本文采用了2003年及之前年度的资本收入份额数据。另外《中国国内生产总值核算历史资料,:1952—2004》提供的收入法GDP数据可以计算1993年以来的全国和各地区资本收入份额,对全国的计算结果表明,1993年到1995年期间略有下降,1995—1997年则较平缓,自1997年起资本收入份额逐渐上升,因此我们把研究起点锁定为1997年。

(二)由于我们关注—额的变化,这就要求所有解释变量选择1997—2003年间的数据。在本文的所有的解释变量中,资本产出比中的资本存量的估计值来自Bai,Hsieh,andQian(2006),GDP来自经济普查后国家统计局重新修订的省际GDP核算数据(国家统计局国民经济核算司,2007),其他变量由作者利用中宏数据库的相关数据计算得到。

根据假说1,我们选择资本—产出比作为解释变量,以控制要素相对价格变化对资本收入份额的影响。其中,各省资本存量数据来自Bai,Hsieh,andQian(2006),GDP采用经过价格指数平减后的不变价GDP。在回归结果中,资本—产出比的符号和显著性可以用来判断经济整体的要素替代弹性的数值区间。

根据假说2,市场竞争程度的变化会影响资

理变量通常采用赫芬得尔指数或者行业集中度指数,不过这两种指数对省际数据来讲都难以取得。考虑到外商投资经济较多的地区,经济活力更强,本文用各地外商直接投资与GDP之比(rfdi)作为衡量竞争程度的代理变量。另一个合理假设是,市场开放程度越高,市场竞争程度越高,因此我们还引入代表开放程度的变量,用各地进出口总额和GDP之比来衡量(rimex)。根据假说2,在回归结果中,rfdi和rimex应为负。

根据假说3,我们选择国有经济在工业部门中所占的比例(用rsoe表示)作为解释变量,讨论要素市场扭曲变化对资本收入份额的影响。根据白重恩等(2008)的研究成果,国有经济倾向于雇用更多劳动力,同时拥有信贷优惠和软预算约束作为配套政策,国有经济比例越高,则资本收入份额越低,因此在回归结果中该项符号应为负。同时,的比值(rdeln),,较强的资源配置能力缓解了对国有经济给予信贷优惠和软预算约束导致的资本市场的扭曲,故金融深度指标将与资本收入份额反向变化。

根据假说4和假说5,我们还需引入各地人均GDP和代表GDP波动情况的变量。在回归中,我们对人均GDP取对数,用lngdppc表示;GDP的波动用采用H2P滤波后GDP波动项代理,并用ggdp来表示。

在回归中,考虑到技术变迁、人力资本、政府活动等因素可能对资本收入份额造成的影响(Ferguson,1968;Lee,1970;Harrison,2002;OrtegaandRodríguez,2002),我们引入年份哑变量(yr_)、各地教育支出在GDP中的比重(redex)、以及政府财政支出在GDP中的比重(rfiex)来控制这些因素的影响。表1给出了本文用到的所有被解释变量和解释变量。

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表1　变量列表

变量名

kshktyrfdirimexrsoerdelnlngdppcggdpredexrfiexyr_

变量含义

在按要素成本法计算的增加值中的资本收入份额资本—产出比

外商直接投资与GDP之比进出口总额与GDP之比

工业部门增加值中国有及国有控股单位所占比例银行存款和贷款之和与GDP之比人均GDP的对数值

HP滤波后GDP的波动项

引入目的

被解释变量

控制相对价格变化的影响控制产品市场竞争程度的影响控制产品市场竞争程度的影响控制要素市场扭曲的影响控制要素市场扭曲的影响控制经济发展阶段的影响控制经济波动的影响

控制人力资本水平变化的影响控制政府干预对要素分配的影响控制有偏技术进步的影响

财政支出中文教科卫事业费与GDP之比财政支出与GDP之比年份哑变量

四、实证结果

它解释变量,:

kshit=αktyit+rfdiit1・2・+αrimexit+αrsoeit3・4・+αrdelnit+αlngdppcit5・6・+α7・ggdpit+β・x+ai+εit

其中,i代表地区,t为年份,ai为不随时间变化的

地区特征,εit为随机变量,x代表年份哑变量yr_、

redexit或rfiexit。

由于使用省际面板数据,资本产出比、人均GDP、国有及国有控股企业在工业增加值中所占

的比例对资本收入份额有明显的内生性,如果采用一般的面板数据固定影响回归,无法得到准确的回归结果。为此,我们参照白重恩等(2008)的方法,采用系统GMM对模型进行估计,用这些变量的滞后项作为差分和水平方程中的GMM类型工具变量。需要注意的是,由于样本容量不到200个,容易产生小样本过度拟合问题(Rood2man,2009),在估计时,我们仅选择内生变量滞

后2期到4期的差分或水平项作为GMM类型的・142・

工具变量。在回归时,2中。

1中,控制产品市场竞争的两个变量(rfdi和rimex)的p值都很大,同时符号相反。可能的原因是这两个变量相关性较高,导致多重共线性,无法正确反映产品市场的竞争程度。在回归2和回归3中分别剔除了rimex和rfdi,有趣的是无论剔除哪个变量,对其他变量的回归结果影响不大,而且各自的符号正好与它们在回归1中的符号相反,这一结果表明,在控制了其他因素后,产品市场的竞争程度对资本收入份额几乎没有影响。在回归4中,我们直接剔除了这两个变量,对模型进行重新回归。回归4中rsoe和rfiex的p值都较高,考虑到rsoe是我们要特别关注的变量,我们进一步剔除了rfiex,重新回归得到回归5。在回归5中,除了年份哑变量外,所有其他控制变量都显著,而且所有检验都通过,特别是Hansen检验的p值并不接近1,表明回归5中小样本过度拟合的问题不存在,因此从统计意义上讲回归5的结果比较令人满意,在后面我们将以回归5为主要的经验结果进行讨论。考虑到回归1到4基本上都通过了Arellano2Bond检验和Hansen检验,我们也将同时参考这些回归的结果对回归5进行讨论和解释,以便给出更稳健的结论。

白重恩等:我国资本收入份额影响因素及变化原因分析

表2　省际面板数据系统GMM回归结果

解释变量

ktylngdppcrsoeggdprdelnredexrfdirfiexrimexyr_1998yr_1999yr_2000yr_2001yr_2002yr_2003

回归1

-0.105933

(0.01)0.1510333(0.00)0.1775(0.12)0.510033(0.01)0.0209(0.16)-2.992333(0.02)-0.2597(0.30)0.372733(0.01)526.25303(0.06)-0.0202-0.0153-0.-0.0019

回归2

-0.103433(0.02)0.1399333(0.00)0.1556(0.15)0.505733(0.02)0.022(0.17)-2.3105(0.05)0.0000(1.00)0.30093(0.06)

33

回归3

-0.084133(0.02)0.1375333(0.00)0.148(0.13)0.444133(0.02)0.0181(0.30)-2.2441333(0.01)

回归4

-0.072633(0.05)0.1309333(0.00)0.0581(0.59)0.2807(0.17)0.0243(0.13)-2.2087333(0.01)

回归5

-0.06473(0.08)0.1266333(0.00)0.0924(0.39)0.33223(0.10)0.033933(0.02)-2.3115333(0.00)

0.29493(0.09)179.4529(0.50)

0.3405(0.11)

-0.0184-1160.0082-0.0256-0.0006

-3-0.0092-0.026630.0036

--0.0049-0.0076-0.01620.0031

-0.0133-0.00780.0040.0063-0.00360.0194

常数项-0.962333-0.859433-0.8506333-0.749633-0.727733AB(1)检验p值0.0760.00130.07750.41430.2047AB(2)检验p值0.08190.09230.18650.61860.3688样本容量[**************]Hansen检验

0.140.130.290.280.29

　　数据来源:(1)被解释变量:省际不含税资本收入份额,作者利用《中国国内生产总值核算历史资料:1952—2004》中各省按收入法计算的国内生产总值计算。(2)解释变量:kty为不变价资本产出比,固定资产存量的估计值来自Bai,Hsieh,andQian(2006);其他变量由作者利用中宏数据库的相关数据计算得到。

注:括号内为p值,3表示在10%水平上显著,33表示在5%水平上显著,333表示在1%水平上显著。

　　下面我们对回归5的结果进行讨论。根据假说1,我们知道资本—产出比(kty)的显著性与符号可用来判断要素替代弹性,在回归5中该变量显著为负,这表明我们能在10%的水平上拒绝总体经济要素替代弹性为1的假设,而且根据第二节中新古典要素分配理论的相关论断,我们可以判断我国总体经济的资本和劳动的替代弹性小于1。进一步,比较回归1到4中的kty的参数估计值,我们可以得到基本相似的结果,表明基于回归5得到的这一结论是稳健的。

假说2认为资本收入份额随产品市场的竞争程度增加而减少。不过本文的两个用来代理市场竞争程度的变量都不显著。根据最近的一些研究,产品市场竞争程度变化在改革开放后20年间比较显著,而在1990年代后期开始,产品市场一体化程度已经很高,竞争程度变化不大(HuangandRozelle,2003;Baietal.,2004;FanandWei,2006;ZhangandTan,2007)。因此产品市

场竞争程度对全国资本收入份额无显著影响是可以理解的。

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根据假说3,国有经济比例高意味着资本收入份额较小,而代理银行资源配置能力的金融深度指标越高,资本收入份额越高。回归5的结果中,rsoe显著为正,与假说3的预期似乎相反。在回归1到4中,rsoe的符号也为正,尽管在部分回归中rsoe并不显著。或许因为工业经济中国有经济比重较高的地区工业化程度一般较高,又因为工业是一个资本密集型产业,其资本收入份额比其他产业都高,而rsoe捕捉了地区工业化程度的信息,所以它对资本收入份额的影响为正。不过代表金融深度的指标rdeln在所有回归中都为正,表明rdeln捕捉了我国现有的金融系统资源配置能力逐渐增强的特点,支持了假说3的论断。

在所有回归中,人均GDP对数的系数都显著为正。乍看上去,这一结果与现有的跨国研究的结果非常不同。现有的跨国比较中,结论无外乎两种,一些观点认为资本收入份额与收入水平的关系不大(BernankeandGürkaynak,2002;Gol2lin,2002;García2Verdú,2005),另一些观点则认为收入水平高的国家,(rison,2002;Rodrand,)。而,即资本收入份额与人均收入呈正比关系。实际上,人均收入的水平与经济结构的变化密切相关。在从低收入到中等收入过渡期间,通常也是经济结构从农业经济向非农经济过渡的阶段,而从中等收入向高收入水平过渡期间,经济结构则通常从工业经济向服务经济转型。由于不同产业部门内资本收入份额有明显的差异,在经济结构转型时会导致资本收入份额发生变化。这样一来,资本收入份额显然就与收入水平有了某种关系。但是,在收入水平不断增加的过程中,经济结构转型导致的资本收入份额的变化可能并不是单调的。后者的变化方向取决于各部门资本收入份额的差异,如果资本收入份额在农业最高,工业次之、服务业最低,那么伴随收入从低水平到中等水平,最后发展到高水平的两次产业结构转型,会使总体资本收入

份额逐渐下降;如果资本收入份额在工业最高、服务业次之、农业最低,那么伴随收入水平增加的两次产业结构转型,得到的资本收入份额是先增加后减少。在前一种情况下,资本收入份额与收入水平呈现出线性的负相关关系,而在后一种情况下两者的函数关系则呈现出一种倒U型关系。由于各国资本收入份额在各行业的高低关系并不相同,所以在没有考虑产业结构转型因素下,直接利用跨国数据寻找资本收入份额和收入水平的关系,显然就很难得到正解。本文由于利用同一国家内不同地区的数据,保证各产业部门资本收入份额的高低关系在所有地区相同,从而得到了资本收入份额与人均GDP显著相关的结论。同时,又因为我国正处于农业向非农业转型的时期,而且我国农业部门资本收入份额远低于非农业部门,①故资本收入份额与人均收入表现出显著的正相关。

,根据假说,1时,。回归5中的,,这表明我国特征(Sherman,1990;GommeandGreenwood,1995;Saint2Paul,1998;Diwan,1999;Batinietal.,2000;Kessing,2003;Young,2004)。各年份哑变量基本都不显著,表明我国技术进步速度非常低。教育支出比例的参数显著为负,表明人力资本投资降低了资本收入份额,与一般研究中的结论一致(OrtegaandRodríguez,2002)。

利用表2中回归5得到的计量模型和所有解释变量,我们重新估计了1997年到2003年间的各省的资本收入份额。利用这一估计,我们计算了模型估计的1997年到2003年间资本收入份额的变化情况,并且还计算了各变量对这些变化的贡献,结果分别列在表3中。在表3中,我们用Δksh1997表示模型估计的各期资本收入份额的变化,各期的期初均取1997年,期末分别为1998年到2003年

ΔE_各年,Δksh1997则表示相应期间的实际变化。

ΔE_lngdppc、ΔE_rsoe、ΔE_rdeln、ΔE_re2kty、

①　根据国家统计局的规定,农户收入全部计为劳动者报酬,故我国农业部门的资本收入份额非常低(国家统计局国民经济

核算司,2007;国家统计局国民经济核算司,2008)。利用省际收入法国民经济核算数据,计算得到农业的资本收入份

额仅为10%左右,而工业部门则高达60%,第三产业为50%左右(钱震杰,2008)。

・144・

白重恩等:我国资本收入份额影响因素及变化原因分析

dex和ΔE_yea则分别表示kty,lngdppc,rsoe,ggdp,rdeln,redex和年份哑变量对Δksh1997的

表3　基于回归5的资本收入份额影响因素分解结果

时期

1997—19981997—19991997—20001997—20011997—20021997—2003

贡献。

Δksh1997

-0.00050.00770.01710.02290.02900.0468

Δksh1997

-0.00070.00590.02160.02420.03850.0586

ΔE_ktyΔE_lngdppcΔE_rsoe

-0.0015-0.0031-0.0040-0.0046-0.0043-0.0038

0.00830.01560.02840.03860.05060.0702

0.01030.00960.00780.00570.0198-0.0003

ΔE_ggdpΔE_rdelnΔE_redex

-0.0040-0.0063-0.0038-0.00380.00010.0046

0.00400.00800.00710.00950.01460.0192

-0.0045-0.0101-0.0144-0.0275-0.0387-0.0506

ΔE_yea

-0.0133-0.00780.00040.0063-0.00360.0194

　　数据来源:作者利用省际不含税资本收入份额和表2中估计5计算。数据为期末值减去期初值。

　　表3表明,估计5对全国资本收入份额变化幅度的估计,在多数年份偏高,不过在方向和规模上与实际变化基本相同。在1997—2003年的整个时期,实际全国加权资本收入份额增加了4.68个百分点,模型的估计结果是增加了5.86个百分点。从这个意义上讲,模型的解释能力非常不错。在所有解释变量中,我们发现对全国资本收入份额影响最明显的是lngdppc,ktggdp、rdeln等,但只有产业结构是近十年来我国资本收入份额增加的主要原因。

值得思考的是,在白重恩等(2008)对工业部门的研究中,结论是国有经济的改制和市场垄断增加是工业部门资本收入份额增加的原因。为什?

,直,发现自上个世纪中期以来资本收入份额增幅中,61.3%来自产业结构转型,38.7%来自各部门资

要原因。,lngp是反,这表明自1997年以来,我国资本收入份额的增加主要来自

本收入份额提高,因此结构转型是资本收入份额增加的主要原因。本文的结果,进一步支持了资本收入份额的增加主要来自产业结构转型这个论断。

经济结构转型,而不是来自技术和市场扭曲的变化。

五、总结和讨论

参考文献:

利用省际面板数据,我们对我国近年来资本收入份额变化的原因进行了定量分析。根据回归结果,我们有以下几点主要结论:第一,我国总体经济的要素替代弹性略小于1,因此要素投入比的变化会引起资本收入份额变化;第二,由于我国产品市场竞争程度自1990年代中期以来变化不大,资本收入份额变化与产品市场竞争程度的变化没有显著关系;第三,随着金融系统资源配置能力提高,资本收入份额逐渐提高;第四,产业结构因素和教育投资是影响资本收入份额的重要因素;第五,尽管要素投入比、要素市场扭曲、产业结构和教育投资等对资本收入份额都有显著影响,

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(责任编辑:桑　海)

・147・

ABSTRACTS

AWordFrequencyAnalysisofChineseNSAUResearchThirtyYearsDuring1978-2008

YIJi2dong,FENGYong2jun

　　2008isthe30thanniversaryofReformandOpening,alsoisthe70thanniversaryofNSAUandYNNUinKunming,thisarticleusesthirtyyearliteraturesofCNKI(TsinghuaUniversity)ChinaMagazineandJournalDatafrom1978to2008,thenuseswordfrequencycomputationmethodtostatisticandanalyzesthose334paperswhichtitlecontainsNSAUaswellasSAUfromtheperspectiveofarticletopics,timedistributing,researchclimeandsoon,hacklingfocusandhotspotissuesofNSAUresearchfrom1978,aswellasdiscussingthebasicdevelopmenttrendsofChina’sNSAUresearchinthelastthir2tyyears.

ChineseScholars’UnderstandingofConceptionofDespotisminthe20thCenturyandtheStudyofthePre2QinLegalists

SONGHong2bing

　　Theimpressionofchinaisadespoticcountryandtheconceptionofdespotism,whichareheldbythewestandJapaninmoderntimes,affectdeeplytheresearchingoftraditionalthoughtofmodernChinaacademiccircles.Themulti2vocalcharac2teristicofdespotismresultsindifferenceonthecorrelatedacademicopinions.Therearetworesearchingpatternsaboutthelegalists’thoughtinthe20thcentury.Oneholdsthatthemotivationofthethinkershouldbeseparatedfromtheeffectionofthoughtpracticing.Theotherproteststhatonewantstojudgethecharacteristicofakindofthought,hemustattachimpor2tancetotheeffectionofthoughtpracticing.Thefirstopiniondoesn’tholdthethoughtoflegalistsisatheoryofabsolutedespotism.Thesecondopinionstressesthethoughtoflegalistsisatheoryofabsolutedespotism.

NineSongsHandscrollsofZHANGWoandMythicalImages

CHENChi2yu

　　NineSongshandscrollscreatedbyLIGonglinoftheSongDynastyandatleastfivesectionsoftheNineSongshand2scrollswhichcreatedandimitatedLIGonglinbyZHANGWooftheYuanhavegroupofmythicalimagesrelatedtotheNineSongswithaqualityofinterpretingtheIGs,GWocreatedase2riesofmythicalimagesabouttheNineSongsandTheNineSongshandscrollsmadetheNineSongsof,spreadedtheChuState’smythicalimagesmorewidely,strengthenartofshowingtheChinesepoems,calligraphyandpaintinginoneplanepicture,uniteperfectlyandpoems,thevisualartandauditoryartinonework,andallofthesehavemadeZHANGWoplayedanimportantroleinthehistoryofChinesefiguralpaintingsandthevisualimages’creationofChinesemythicalimages.

OntheIncreaseintheChineseAggregateCapitalIncomeShare———AnInvestigationfromProvincialPerspective

BAIChong2en,QIANZhen2jie

　　Basedonneo2classicaldistributivetheory,hypothesesonthedeterminantsoffactorincomesharesareadvanced.WithpaneldataofprovincialGDPbyincomeapproachfrom1997—2003,determinationmodelofcapitalincomeshareisestab2lishedandestimated.Theestimatedresultsuggeststhatcapital2outputratiocapturingchangeinrelativeprices,thecreditrationingofthecapitalallocationfavoringtheSOEsbybankingsystem,percapitaincomeandeducationinvestmentaresig2nificantindeterminingthelevelofcapitalincomeshare.Thequantitativetestwiththeeconometricmodelrevealsthatin2comepercapita,whichcapturesthestructuraltransformationofthewholeeconomy,lendsthemajorimpetusonthein2creaseintheaggregatecapitalincomeshare.

AResearchontheChangesofPlaceofTeaProductionDuringtheTangandSongDynasties

SUNHong2sheng

　　Chinaisthehometownofteaandtheteaproductionhasalonghistory.IntheTangandSong,teaeconomybecameavibrantnewindustryduetothequicklyrisingoftheteaproduction.SincetheTangDynasty,China’splaceoftheteapro2ductionhasbeenexpanded,thenumbersofcountiesofteaproductionwereincreasingandtheproportionsoftheplaceofteaproductioninsouthweregrowing.AfterenteringtheSongDynasty,theplaceofteaproductioncontinuedtoexpand;teaproductionareashaveatotalof15roads,97statearmiesand277counties.Comparingtothecontinuingexpandoftheplaceofteaproductionwaswiththedevelopmentofcommodityeconomy,theplaceofTributeTeaproductionwerebecomingin2creasinglysmallerduringtheTangandSongDynasty.Thedistributionoftheplaceofteaproductioniscloselyrelatedtova2riousregionsofthelevelofeconomicdevelopmentanditturnsunbalancedtobalanceddevelopment.

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