林志帆 賴 艷 徐蔓華
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貨幣擴張、資本深化與勞動收入份額下降*——理論模型與跨國經(jīng)驗證據(jù)
林志帆1賴 艷2徐蔓華3
(1. 廈門大學王亞南經(jīng)濟研究院 福建廈門 361005)(2. 暨南大學經(jīng)濟學院 廣東廣州 510632)(3. 中國銀行股份有限公司韶關分行 廣東韶關 512100)
是什么因素引發(fā)全球范圍勞動收入份額的普遍下降?本文嘗試從貨幣政策的角度提供解釋:世界各國持續(xù)的貨幣擴張使實際利率下降、信貸規(guī)模擴大,因此廠商使用資本品的成本下降,傾向于在生產(chǎn)中投入更多的資本;如果資本與勞動替代彈性大于1,資本深化將導致勞動收入份額下降。根據(jù)理論模型的推導結論,我們基于中介效應檢驗使用跨國數(shù)據(jù)證明:無論是在表征短期均衡的動態(tài)模型中,M2/GDP與勞均資本上升均顯著勞動收入份額,資本深化是貨幣擴張抑制勞動收入份額的影響途徑。分樣本回歸揭示,以上機理僅對發(fā)展中國家成立,部分傳導機制對貨幣政策較為穩(wěn)健的發(fā)達國家與歐元區(qū)國家不成立。這說明,遏制貨幣超發(fā)對于維持穩(wěn)定的宏觀收入分配格局具有重要意義。
貨幣政策 資本深化 勞動收入份額
恒常的要素收入份額是Kaldor(1961)指出的現(xiàn)代經(jīng)濟特征事實(stylized facts)之一??梢宰C明,一個經(jīng)濟體在滿足規(guī)模報酬不變、市場完全競爭和不存在技術進步的條件下,由Cobb-Dauglas生產(chǎn)函數(shù)可以推導出各要素的收入份額恒等于其產(chǎn)出彈性。這一推論在二十世紀七十年代之前廣泛地得到了來自歐美各國經(jīng)驗數(shù)據(jù)的支持(Solow,1958),因此,在新古典經(jīng)濟學的分析框架中,要素收入份額并不是一個特別需要關注的問題。
然而,近40年來,全球范圍的勞動收入份額由穩(wěn)定轉而出現(xiàn)持續(xù)下降的趨勢,Kaldor特征事實不斷受到經(jīng)驗證據(jù)的沖擊和挑戰(zhàn)(Blanchard et al.,1997)。由于勞動要素的分布天然地比資本更為平均,要素收入分配偏向資本意味著國民收入集中于少數(shù)的資本所有者,這可能引發(fā)貧富差距的擴大,從而導致社會不安并對經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展造成不利影響。如圖1所示,1975年至2011年間,全球宏觀層面的勞動收入份額由1975年的57%下降至2011年的53%。這些變化一方面使學者們重新審視生產(chǎn)函數(shù)的合適形式,基于常替代彈性(CES)生產(chǎn)函數(shù)的分析框架成為要素收入分配研究的理論范式;另一方面,學者們對勞動收入份額下降的原因展開探索,以Acemoglu(2002、2003、2007)的一系列研究為代表,新古典框架中不存在技術進步或中性技術進步的過簡假設被逐步修正,資本偏向型技術進步作為一個可能導致勞動收入份額下降的因素得到了廣泛的關注。
其實,早在八十余年前,Hicks(1932)便指出:當要素價格發(fā)生變化時,理性決策的廠商將傾向于使用成本較低的要素替代成本較高的要素,要素相對價格的變動成為生產(chǎn)技術改進的激勵?;诖耍珹cemoglu(2002、2003)進行了系統(tǒng)的闡釋,技術進步的偏向受“價格效應”與“市場規(guī)模效應”兩種機制的影響,前者誘發(fā)密集使用稀缺要素的技術,后者誘發(fā)密集使用豐裕要素的技術。要素替代彈性越大,“市場規(guī)模效應”就越大,技術進步與收入分配就越偏向于充裕的生產(chǎn)要素。可知,在長期,要素收入份額由勞均資本、要素增強型技術進步與要素替代彈性聯(lián)合決定。近年的一些文獻如Bentolila和Saint-Paul(2003)、Acemoglu和Guerrieri(2008)、Hutchinson和Persyn(2012)及Karabarbounis和Neiman(2014)等也都確認了資本深化與偏向型技術進步對勞動收入份額的重要影響。但是,更為基礎的問題是,如果偏向型技術進步是引發(fā)勞動收入份額持續(xù)下降的重要推手,那么是什么因素導致資本要素的相對價格下降,進而激勵廠商改變投入決策使得資本深化持續(xù)發(fā)生?
我們猜想,全球范圍越發(fā)普遍的貨幣擴張是資本要素供給增加、偏向型技術進步持續(xù)發(fā)生與勞動收入份額下降的深層次原因。圖1顯示,全球范圍的貨幣發(fā)行量與勞動收入份額的長期趨勢間存在著明顯的負相關關系。從要素供給的角度出發(fā)得到的推斷是:持續(xù)的貨幣擴張使得實際利率下降、信貸總量擴大,要素相對價格的變動誘使廠商調(diào)整技術選擇與投入決策,在生產(chǎn)中使用更多的資本品,勞均資本的積累速度加快;在資本與勞動相互替代的條件下,資本深化將引致勞動收入份額下降。
圖1 全球勞動收入份額與貨幣發(fā)行量變動趨勢
本文嘗試運用理論模型推導與跨國面板數(shù)據(jù)對這一猜想進行證明。本文的邊際貢獻不僅在于豐富對要素收入分配的認識,更重要的是,我們證明,執(zhí)行審慎穩(wěn)健的貨幣政策、遏制貨幣超發(fā)、維持要素相對價格的穩(wěn)定將有助于扭轉勞動收入份額持續(xù)下降的不利局勢。相對于現(xiàn)有文獻為勞動收入份額下降所給出的產(chǎn)業(yè)結構變遷、貿(mào)易擴張、人口年齡結構變動等“不可干預”的經(jīng)典解釋而言,本文的結論具有更為明晰的政策含義。
在本節(jié),我們使用理論模型證明,在貨幣擴張增加資本要素的供給、要素相對價格發(fā)生變動的情況下,追求成本最小化的理性廠商將調(diào)整生產(chǎn)投入決策使用更多的資本品,而資本深化將最終引致勞動收入份額下降。由于Cobb-Dauglas生產(chǎn)函數(shù)的要素收入份額恒常,不適合本文的研究,因此我們以文獻中常見的CES生產(chǎn)函數(shù)為范式展開分析,具體地:
在上式中,為產(chǎn)出,為資本,為勞動,A與A分別為要素增強型技術進步,為分布參數(shù)(0<<1),表示資本密集度,為要素替代彈性,參考Karabarbounis和Neiman(2014)的研究結論,我們假設>1。①
關于貨幣擴張對資本積累的影響,實際上涉及貨幣是否為中性的討論。然而,在實證文獻中,支持貨幣中性的經(jīng)驗證據(jù)非常少,對于大部分國家而言,擴張性的貨幣政策至少在短期內(nèi)是有效的。貨幣中性在絕大部分情況下僅作為一種理想的極端情形進行討論。②
因此,令為實際利率、為工資率,當貨幣擴張發(fā)生時,資本要素的供給增加,表征資本價格的實際利率下降,而在短期內(nèi)則往往由于合同工資粘性(價格粘性)、勞動力市場信息不對稱(信息粘性)等的存在而調(diào)整較慢,故要素相對價格(/)將發(fā)生變動,此時追求利潤最大化的理性廠商的目標函數(shù)與約束條件如下:
(3)
結合(2)、(3)式構造拉格朗日方法求解,可得:
在上式中,為勞均資本,其上升表征資本深化。對其求關于(/)的偏導,可得:
(5)
可以發(fā)現(xiàn),面對要素供給與要素相對價格(/)的變動,理性廠商將調(diào)整投入決策,使用更多成本較低的資本品,從而導致資本深化的出現(xiàn)。從而我們得到待檢驗假說1:
假說1:貨幣擴張將使勞均資本上升,產(chǎn)生資本深化現(xiàn)象。
進而,假設生產(chǎn)函數(shù)規(guī)模報酬不變、產(chǎn)品市場完全競爭且均衡出清,③結合(1)式得:
(7)
其中,()為生產(chǎn)函數(shù)的緊湊形式,為勞均產(chǎn)出,即為我們關注的勞動收入份額。同時,我們知道,資本收入等于勞均資本與資本邊際產(chǎn)出的乘積,即:
因此,工資率可以表示為:
(9)
將(6)式與(9)式代入(7)式中,整理可得:
為得知資本深化對勞動收入份額的影響,我們對上式求關于的偏導,可得:
(11)
于此,我們又得到待檢驗假說2:
假說2:勞均資本上升將使勞動收入份額下降。
如果考慮要素相對價格的變動對勞動收入份額的影響,根據(jù)復合函數(shù)求導的鏈式法則并結合(5)式與(11)式,可得:
從而,我們得到待檢驗假說3:
假說3:貨幣擴張通過影響勞均資本的途徑使勞動收入份額下降。
本節(jié)可總結為,由貨幣擴張引發(fā)的要素相對價格的變動將使理性廠商的投入決策發(fā)生變化,這將使得勞均資本提升。在資本與勞動相互替代的條件下,資本深化將最終導致勞動收入份額下降。第三部分將嘗試為本節(jié)得到的推導結論提供經(jīng)驗數(shù)據(jù)。
(一)模型設定與數(shù)據(jù)說明
根據(jù)上節(jié)的推導結論,我們需要證明貨幣擴張通過資本深化的途徑對勞動收入份額產(chǎn)生的負面影響,因此可使用Baron和Kenny(1986)的中介效應檢驗進行研究。具體而言,中介效應檢驗的成立需要滿足四個條件:
1、貨幣擴張對勞均資本上升具有顯著的解釋力(路徑顯著);
2、勞均資本上升對勞動收入份額下降具有顯著的解釋力(路徑顯著);
3、貨幣擴張對勞動收入份額下降具有顯著的解釋力(路徑顯著);
4、在控制勞均資本后,貨幣擴張對勞動收入份額解釋能力消失或明顯減?。簇泿抛兞康墓烙嬒禂?shù)大小與t統(tǒng)計量在路徑中相對于出現(xiàn)明顯下降)。④
圖2 中介效應檢驗邏輯圖示
參考張莉等(2012)的做法,我們設定反映短期均衡的動態(tài)面板模型以及反映中長期穩(wěn)態(tài)關系的固定效應模型如下:
1、路徑(對應模型部分假說1):
(14)
2、路徑(對應模型部分假說2):
(16)
3、路徑(對應模型部分假說3):
(18)
4、路徑(對應模型部分假說3):
(20)
其中,LS為勞動收入份額,Money-1為滯后一期⑤的M2/GDP指標,ln()為反映資本深化程度的勞均資本指標。在動態(tài)模型中,τ與為勞均資本與勞動收入份額滯后期的系數(shù),反映數(shù)據(jù)趨勢中的慣性成分。此外,在解釋勞均資本的模型中我們引入了人均GDP的對數(shù)值以控制不同經(jīng)濟階段要素稟賦結構固有的差異;在解釋勞動收入份額的模型中則引入虛擬變量對經(jīng)濟危機的影響進行控制。⑥至于模型的估計方法,對于動態(tài)模型,我們使用差分GMM方法以消除在模型中引入被解釋變量滯后項帶來的內(nèi)生性偏誤,⑦并使用Sargan檢驗對工具變量的有效性進行檢驗;另外,我們根據(jù)AR(1)與AR(2)自相關檢驗結果確定被解釋變量的滯后階數(shù),以消除模型擾動項的序列相關問題。固定效應模型中,μ與v為國家個體效應,反映各國諸如文化傳統(tǒng)、法律制度等不可觀測且不隨時間變化的特征對勞均資本和勞動收入份額的影響,在估計中使用“組內(nèi)去均值”消去以得到一致估計量。
現(xiàn)有文獻在進行勞動收入份額的跨國研究時主要運用兩個數(shù)據(jù)來源:其一為聯(lián)合國統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(Jayadev,2007;李稻葵等,2009;張莉等,2012);其二為各個版本的Penn World Table(Rodrick,1999;Vreeland,2002)。然而,正如Gollin(2002)所述,世界各國通行的國民賬戶核算體系(SNA)的勞動收入核算中忽略了自我雇傭者與創(chuàng)業(yè)者的收入,由于這部分收入在各國經(jīng)濟中所占的比重越來越大,統(tǒng)計遺漏可能造成全球勞動收入份額下降的假象。故運用宏觀層面的數(shù)據(jù)進行分析可能得到有偏的結論。因此,我們使用Karabarbounis和Neiman(2014)提供的各國企業(yè)部門的勞動收入份額數(shù)據(jù)(CLS)作為實證檢驗的被解釋變量,這個新的數(shù)據(jù)來源有兩個優(yōu)勢:其一,規(guī)避統(tǒng)計核算中自我雇傭者與創(chuàng)業(yè)者收入的遺漏對分析的影響,避免對勞動收入的核算進行主觀調(diào)整;其二,宏觀層面的勞動收入份額往往受到政府再分配政策的影響,數(shù)據(jù)中包含與本文研究無關的信息,而企業(yè)部門的勞動收入份額可以更為準確地反映企業(yè)面對要素相對價格變動所做的決策調(diào)整的經(jīng)濟后果。
此外,由于勞動收入份額數(shù)值介于0~1之間,被解釋變量的受限分布可能引發(fā)回歸偏誤,因此我們對其進行l(wèi)ogistic變換,將數(shù)據(jù)分布范圍單調(diào)地映射于(-∞, +∞)之間,具體地:
另外,M2/GDP與人均GDP數(shù)據(jù)均取自世界銀行WDI(World Development Indicators)數(shù)據(jù)庫,勞均資本數(shù)據(jù)由賓大世界表第八版中各國的資本存量除以從業(yè)人數(shù)后,再取自然對數(shù)得到。經(jīng)過整理,我們得到涵蓋56國從1975~2012年的跨國面板數(shù)據(jù)用于回歸分析。
(二)回歸估計
1、全樣本回歸結果
表1提供了基于全體樣本56國面板數(shù)據(jù)的回歸結果,表格的上半部分提供了動態(tài)模型的估計結果,反映貨幣擴張、資本深化與勞動收入份額的短期均衡關系,下半部分提供了固定效應模型的估計結果,反映三者在中長期的穩(wěn)定關系。
我們首先關注短期關系的結果。在以勞均資本對數(shù)值為被解釋變量的路徑回歸中,其滯后項系數(shù)為0.901且高度顯著,這與資本存量調(diào)整速度普遍較慢的常識相符;殘差均存在顯著的AR(1)擾動,但不存在AR(2)及更高階的擾動,工具變量聯(lián)合有效性Sargan檢驗均不能拒絕原假設,說明了模型設定的正確性與穩(wěn)健性。在控制經(jīng)濟發(fā)展水平(ln())的影響后,可以發(fā)現(xiàn),貨幣變量對勞均資本的影響顯著為正,說明貨幣擴張的確能夠加速資本深化的過程,理論模型的假說1與中介效應檢驗的路徑得證。
表1 貨幣擴張、資本深化與勞動收入份額:全樣本回歸結果
注:(1)括號中為t統(tǒng)計量;(2)系數(shù)標準誤使用國家層面聚類穩(wěn)健估計法得到;(3)AR(1)、AR(2)與Sargan檢驗提供的是p值;(4)***、**、*分別表示1%、5%及10%的顯著性水平。
第二至四欄的回歸均以勞動收入份額為被解釋變量,報告了路徑、與的回歸結果。在各個回歸方程中,勞動收入份額滯后一階的估計系數(shù)穩(wěn)定在0.62左右且顯著為正,且都通過了模型設定檢驗。我們發(fā)現(xiàn),在第二與第三欄中,滯后一期的貨幣發(fā)行量與勞均資本對勞動收入份額的影響系數(shù)均為負,都通過了1%水平的顯著性檢驗,驗證了理論模型的假說2以及中介效應檢驗的路徑、。第四欄則報告了貨幣發(fā)行量與勞均資本同時進入模型的結果,此時貨幣發(fā)行量的估計系數(shù)大小與t統(tǒng)計量均出現(xiàn)下降,而勞均資本則變化不大。這說明,至少在計量層面上,資本深化是勞動收入份額下降的更直接原因。這便證明了模型部分的假說3與中介效應檢驗的路徑。而且,在第四欄中,貨幣變量失去統(tǒng)計顯著性,驗證了完全中介效應,說明資本深化是貨幣擴張影響勞動收入份額的唯一途徑。
進而,我們關注固定效應模型估計結果所反映的中長期關系??梢园l(fā)現(xiàn),貨幣擴張對資本深化的影響仍然顯著為正,理論假說1與路徑依然成立;以勞動收入份額為被解釋變量的三個回歸反映:單獨看,貨幣發(fā)行量與勞均資本均對勞動收入份額具有顯著的負面影響,但兩者共同進入模型時貨幣變量的系數(shù)大小與t統(tǒng)計量都接近于0,在中長期完全中介效應表現(xiàn)得更為明顯,資本深化相對于貨幣擴張而言仍是勞動收入份額下降的更直接原因,這與動態(tài)模型反映的信息是高度一致的。對比表2上下兩部分的系數(shù)大小,可發(fā)現(xiàn)在中長期貨幣擴張對資本深化促進作用以及它們兩者對勞動收入份額的負面影響的作用力度都更大。
簡而言之,我們驗證了一個環(huán)環(huán)相扣的作用機制:貨幣擴張首先增加資本要素的供給使得要素相對價格發(fā)生變化,理性廠商進而調(diào)整投入決策,在生產(chǎn)中使用更多的資本品,資本深化加速;在資本與勞動的替代彈性大于1的條件下,⑧資本深化最終導致勞動收入份額下降。全樣本回歸結果很好地驗證了本文的經(jīng)濟機理與模型的推導結論。⑨
2、分樣本回歸結果:發(fā)展中國家、發(fā)達國家、歐元區(qū)國家
我們注意到,在過去數(shù)10年中,發(fā)達國家與發(fā)展中國家是兩個“截然不同的世界”(Crowe和Meade,2008)。發(fā)展中國家的央行獨立性相對較低,貨幣政策往往肩負了刺激短期經(jīng)濟增長、彌補政府財政赤字、操控匯率與貿(mào)易收支等本不應承擔的政策任務。貨幣政策失衡的典型表現(xiàn)為較高的通貨膨脹率與高通脹預期,加之名義利率管制的影響,實際利率往往偏低,企業(yè)使用資本品的成本較低。極端情形下,如果實際利率為負,便等同于對企業(yè)在生產(chǎn)中使用資本品進行補貼。
而與此形成鮮明對比的是,發(fā)達國家的貨幣政策多以維持總體價格水平穩(wěn)定為基本的甚至單一的政策目標,貨幣政策的調(diào)整需要經(jīng)過嚴謹?shù)恼撟C,受非經(jīng)濟因素擾動的影響較小。我們從世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫中查閱數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),在過去數(shù)十年間,發(fā)展中國家的通貨膨脹率明顯高于發(fā)達國家樣本;而盡管從要素稟賦結構來看發(fā)展中國家的資本要素較為稀缺,實際利率理應更高,但數(shù)據(jù)顯示發(fā)展中國家與發(fā)達國家的實際利率相差不大。
我們認為,這一怪象反映的是發(fā)展中國家貨幣擴張引致高通脹與利率管制并存的現(xiàn)實。陳彥斌等(2014)使用數(shù)值模擬實驗證明,盡管長期以來利率管制被視為不利的政府干預措施,它卻具有一定的“增長效應”——偏低的實際利率降低了資金成本,強化了企業(yè)部門擴大投資的激勵,因此經(jīng)濟體的資本存量增加,從而促進總產(chǎn)出提高。⑩這應當是許多發(fā)展中國家運用持續(xù)的貨幣擴張政策以及利率管制將實際利率壓制在較低水平的動機。在這一背景下,發(fā)展中國家資本積累的速度可能更快,資本偏向型技術進步的強度可能較大,勞動收入份額受侵蝕的可能性也更高。因此,有必要將總體樣本劃分為發(fā)達國家與發(fā)展中國家兩個子樣本,?以探索貨幣擴張與資本深化對勞動收入份額的影響是否表現(xiàn)出異質(zhì)性。
表2 貨幣擴張、資本深化與勞動收入份額:發(fā)展中國家樣本回歸結果
續(xù)表2
中長期穩(wěn)定關系被解釋變量 ln(K/L)LSLSLS Crisis--0.011(-0.37)-0.011(-0.32)0.006(0.22) N1305457463451 R20.4890.0970.0160.100
注:(1)括號中為t統(tǒng)計量;(2)系數(shù)標準誤使用國家層面聚類穩(wěn)健估計法得到;(3)AR(1)、AR(2)與Sargan檢驗提供的是p值;(4)***、**、*分別表示1%、5%及10%的顯著性水平。
表2提供了發(fā)展中國家樣本的回歸結果。?勞均資本的滯后項對其本身的影響仍是顯著的,體現(xiàn)了較慢的資本存量調(diào)整速度,而貨幣變量在短期內(nèi)的影響為正,通過了1%水平的顯著性檢驗,驗證了理論假說1與路徑關于貨幣擴張促進資本深化的猜想。進而,觀察以勞動收入份額為被解釋變量的回歸結果,滯后一階與二階的系數(shù)之和約為0.58,與全樣本的大小相近,同樣體現(xiàn)了良好的“慣性”。第二列與第三列報告了滯后一期的勞均資本與貨幣發(fā)行量單獨進入模型的估計結果,兩者均顯著為負,這與總體樣本的結論一致。第四列報告了勞均資本與貨幣變量同時進入模型的估計結果,此時貨幣變量的估計系數(shù)和統(tǒng)計顯著性均出現(xiàn)下降,說明貨幣擴張通過促進資本深化的途徑對勞動收入份額產(chǎn)生負面影響。反映中長期關系的固定效應模型估計也呈現(xiàn)了相同的信息。略有不同的是,短期均衡關系中貨幣變量在控制了勞均資本后仍通過了5%水平的顯著性檢驗,資本深化為貨幣擴張影響勞動收入份額的部分中介,而長期穩(wěn)定關系中則為完全中介關系。另外,我們發(fā)現(xiàn),無論是長短期回歸結果,貨幣發(fā)行量與勞均資本估計系數(shù)的絕對值大小與統(tǒng)計顯著性基本都高于總體樣本,說明本文提出的經(jīng)濟機理對于發(fā)展中國家的情況具有更強的解釋力。
表3 貨幣擴張、資本深化與勞動收入份額:發(fā)達國家樣本回歸結果
續(xù)表3
短期均衡關系被解釋變量 ln(K/L)LSLSLS Crisis-0.019***(2.86)0.023***(3.22)0.025***(3.27) AR(1)檢驗0.002***0.001***0.001***0.001*** AR(2)檢驗0.1690.9860.9610.973 Sargan檢驗0.4190.1890.1460.173 中長期穩(wěn)定關系被解釋變量 ln(K/L)LSLSLS ln(K/L)--0.128*(-1.75)--0.147(-1.64) Money(-1)0.316**(2.53)--0.146**(-2.34)-0.031(-0.36) ln(PGDP)0.919***(5.20)--- Crisis-0.015(0.97)0.027**(2.63)0.035***(2.88) N865535483462 R20.6240.0670.0360.087
注:(1)括號中為t統(tǒng)計量;(2)系數(shù)標準誤使用國家層面聚類穩(wěn)健估計法得到;(3)AR(1)、AR(2)與Sargan檢驗提供的是p值;(4)***、**、*分別表示1%、5%及10%的顯著性水平。
表3提供了發(fā)達國家分樣本的回歸結果。動態(tài)模型中被解釋變量滯后項表現(xiàn)與前相似,不再贅述。這些結果反映了與前邊的回歸表格全然不同的信息:(1)短期均衡中,貨幣擴張對勞均資本存量的影響不顯著,此時理論假說1與中介效應檢驗的路徑不成立。但在中長期,貨幣擴張能夠加快資本深化速度,估計系數(shù)通過了5%水平的顯著性檢驗。這說明,至少在短期,貨幣擴張、資本深化對勞動收入份額產(chǎn)生負面影響的機理對貨幣政策較為穩(wěn)健的發(fā)達國家分樣本不成立,路徑與理論假說1不能完全得證;(2)對于以勞動收入份額為被解釋變量的回歸而言,短期均衡中,勞均資本和貨幣變量對勞動收入份額的影響雖然為負,但也只通過了10%與5%水平的顯著性檢驗,但兩者同時進入模型時都變得不顯著,短期中介效應檢驗的路徑不能成立。在中長期資本深化與貨幣擴張的估計系數(shù)也單獨地體現(xiàn)出一定的顯著性,但兩者同時進入模型時也都不顯著,路徑仍不能成立。而且,各變量的系數(shù)大小和t統(tǒng)計量相對于總體樣本與發(fā)展中國家子樣本而言都明顯較小。于此,我們證明了猜想,即在貨幣政策較為獨立而穩(wěn)健的發(fā)達國家,貨幣擴張與資本深化對廠商投入決策的扭曲與勞動收入份額的侵蝕相對更低。
以上的結果啟示我們,執(zhí)行穩(wěn)健審慎的貨幣政策、保持要素相對價格的平穩(wěn)對維持要素收入分配格局的穩(wěn)健具有重要意義。我們認為,歐元區(qū)的設立為進一步深入檢驗本文的穩(wěn)健性提供了絕佳的機會:歐洲央行的運行獨立于歐盟各國政府,貨幣政策以維持幣值與物價的穩(wěn)定為基本目標,自成立起歐洲央行的決策便以穩(wěn)健而審慎著稱。申請加入歐元區(qū)后,成員國政府失去獨立制定貨幣政策的權力。?我們預期,歐元區(qū)國家的“貨幣擴張之手”被束縛,本文的機理可能也是不成立的。表4提供了歐元區(qū)國家的分樣本回歸結果。
表4 貨幣擴張、資本深化與勞動收入份額:歐元區(qū)國家樣本回歸結果
注:(1)括號中為t統(tǒng)計量;(2)系數(shù)標準誤使用國家層面聚類穩(wěn)健估計法得到;(3)AR(1)、AR(2)與Sargan檢驗提供的是p值;(4)***、**、*分別表示1%、5%及10%的顯著性水平。
表格上半部分的動態(tài)模型中被解釋變量的滯后項表現(xiàn)與前相似。這些結果顯示:(1)在短期,歐元區(qū)國家的貨幣擴張對于勞均資本深化具有一定的促進作用,通過了5%水平的顯著性檢驗,理論假說1與中介效應檢驗的路徑得證。但在以勞動收入份額為被解釋變量的模型中,勞均資本與貨幣變量無論是單獨或聯(lián)合進入模型,均不表現(xiàn)顯著,中介效應檢驗的路徑、與都不成立,這與發(fā)達國家分樣本的結果是非常相似的;(2)中長期的結果與短期均衡相似,貨幣擴張對資本深化的解釋力雖然顯著,但勞均資本的增加和貨幣擴張均不能對勞動收入份額產(chǎn)生影響,本文所提出的經(jīng)濟機理是不成立的。
總而言之,對于貨幣政策操作以獨立、審慎而穩(wěn)健而著稱的發(fā)達國家樣本或歐元區(qū)國家樣本而言,“貨幣擴張→勞均資本深化→勞動收入份額下降”這一環(huán)環(huán)相扣的傳導機制不能完全成立,而這一機理對發(fā)展中國家樣本的解釋力最強。我們從中得到的政策啟示是,保護央行操作的獨立性、執(zhí)行審慎而穩(wěn)健的貨幣政策、遏制貨幣超發(fā)沖動對于維持相對穩(wěn)定的要素相對價格與宏觀收入分配格局具有重要意義。
勞動收入份額的普遍下降是當前全球經(jīng)濟面臨的主要失衡問題之一。扭轉要素收入分配格局的失衡需要我們對這一現(xiàn)象的成因進行正確的解讀。有別于經(jīng)典文獻所給出的產(chǎn)業(yè)結構變遷、貿(mào)易擴張、人口年齡結構變動等解釋角度,本文另辟蹊徑,嘗試從貨幣政策的角度為其提供一個解釋:世界各國持續(xù)的貨幣擴張使實際利率下降、信貸規(guī)模擴大,因此廠商使用資本品的成本下降,要素相對價格的變動誘使企業(yè)調(diào)整投入決策,在生產(chǎn)中使用更多的資本品;在資本與勞動替代彈性大于1的條件下,偏向性技術進步與勞均資本的快速深化將導致勞動收入份額下降?;诶碚撃P屯茖?,本文實證檢驗的基本發(fā)現(xiàn)是:貨幣擴張與資本深化均對勞動收入份額具有負面影響,且勞均資本的上升是貨幣擴張對勞動收入份額產(chǎn)生影響的作用渠道。分樣本回歸揭示,本文提出的經(jīng)濟機理對于發(fā)展中國家具有更強的解釋力;對于貨幣政策較為審慎穩(wěn)健的發(fā)達國家與歐元區(qū)國家而言部分傳導機制不成立。
本文的研究結論具有非常明晰的政策含義:確立以物價水平與國際匯兌穩(wěn)定為目標的貨幣政策導向、遏制為彌補政府財政赤字或刺激增長而超發(fā)貨幣的沖動,避免信貸規(guī)模的大起大落以及對廠商生產(chǎn)決策的扭曲對于維持要素相對價格與收入份額的穩(wěn)定具有重要意義。這有助于我們理解中國當前的現(xiàn)實情況——改革開放以來,中國經(jīng)濟實現(xiàn)了年均9%左右的高增長,創(chuàng)造了舉世矚目的增長奇跡。但在高速發(fā)展背后不可否認的是,中國已經(jīng)成為一個內(nèi)外失衡的經(jīng)濟體——在解讀這些失衡現(xiàn)象時,我們注意到兩大長期并存的典型事實:
其一,與全球的情況相仿,自20世紀90年代中期以來,中國勞動收入份額的持續(xù)下降成為一個突出問題。無論是根據(jù)Feenstra et al.(2013)在宏觀層面上的測算或是本文的數(shù)據(jù)來源Karabarbounis和Neiman(2014)在企業(yè)部門層面上的測算,中國的勞動收入份額自上世紀九十年代初至今下降幅度均超過了10%。初次分配失衡導致總需求結構中消費偏低、經(jīng)濟增長過度依賴投資與出口拉動,利益分配的矛盾頻頻誘發(fā)社會危機,廣大勞動人民難以平等地共享經(jīng)濟增長的成果,更有學者提出了“國進民退”的尖銳批評;
其二,快速的貨幣擴張與資本高積累成為支撐中國經(jīng)濟增長的基本要素。回顧過去十余年中國的每輪宏觀調(diào)控,擴張性的貨幣政策都扮演了重要的角色。截止至2014年底,中國的M2/GDP已高達193%,經(jīng)濟貨幣化程度高居全球前列;在2015年,面對資本市場的大起大落,央行頻頻降息降準“放水救市”已然成為常態(tài)。寬松的貨幣政策所釋放的過剩流動性使得社會信貸規(guī)??焖贁U張、實際利率持續(xù)偏低。陳彥斌等(2014)指出,根據(jù)國際經(jīng)驗,當實際GDP增長率在10%左右的時候,實際貸款利率應該在7%左右,而中國近十年的平均實際貸款利率僅為3.56%,這對企業(yè)生產(chǎn)決策的制定形成了嚴重的扭曲;陳宇峰等(2013)證明,資本偏向型技術進步是中國勞動收入份額持續(xù)下降并在低位運行的重要原因。
我們認為,中國持續(xù)快速下降的勞動收入份額的背后推手之一為嚴重的貨幣擴張現(xiàn)象。過往二十年來的多輪信貸規(guī)??焖僭鲩L扭曲了微觀企業(yè)主體的技術選擇,引致了高強度的“逆資源稟賦”偏向技術進步;而且,在二元經(jīng)濟結構的轉型背景下,這種技術偏向還降低了經(jīng)濟增長的就業(yè)吸納能力,勞動力工資被壓制,進一步惡化了要素收入分配狀況。因此,我們認為,遏制貨幣快速擴張、提升央行貨幣政策的獨立性是勢在必行的改革。對于中國而言,執(zhí)行審慎而穩(wěn)健的貨幣政策不僅有利于實現(xiàn)宏觀經(jīng)濟的內(nèi)外均衡與長期可持續(xù)的增長,對扭轉我國勞動收入份額持續(xù)下降的不利格局亦具有“另辟蹊徑”的作用。
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(L)
①根據(jù)Bentolila和Saint-Paul(2003)與白重恩和錢震杰(2009)的討論,可將勞均資本引入解釋勞動收入份額的回歸模型中,如果估計系數(shù)顯著為負,則>1成立。后文的實證結果驗證了這一假設。
②詳見Mundell(1965)、Tobin(1965)的討論。此外,F(xiàn)ischer(1979)證明,即便在Sidrauski(1967)的貨幣中性模型中,在經(jīng)濟向穩(wěn)態(tài)收斂的非均衡路徑上,貨幣擴張速度越快,資本積累的速度也越快。
③這些假定是為了簡化理論推導分析。審稿專家提醒,在產(chǎn)能過剩或需求不足的危機環(huán)境中,要素與產(chǎn)品市場無法出清,貨幣政策的影響可能不存在——正如我們從圖1中看到,在全球勞動收入份額持續(xù)下降的長期趨勢中,在數(shù)次影響較大的經(jīng)濟危機發(fā)生的時間點上,勞動收入份額都出現(xiàn)了輕微反彈。因此,實證部分引入虛擬變量對經(jīng)濟危機進行識別,一定程度上控制了需求面因素對要素收入分配的影響。
④我們還可以以貨幣變量是否失去統(tǒng)計顯著性將資本深化在貨幣擴張與勞動收入份額下降間所起的傳導機制區(qū)分為完全中介效應(complete mediator effect)與部分中介效應(partial mediator effect)。
⑤我們將貨幣指標滯后一期的原因有二:其一是規(guī)避經(jīng)濟數(shù)據(jù)或多或少存在的同步性引發(fā)的內(nèi)生性偏誤;其二為考慮貨幣政策對實體經(jīng)濟影響的時滯性。在各個回歸中,我們嘗試將貨幣指標的當期值、滯后一期以及滯后兩期值作為解釋變量,發(fā)現(xiàn)在大部分情形中滯后一期值具有更高的統(tǒng)計顯著性。
⑥分別為兩次石油危機、東南亞金融危機、美國次貸危機以及近年的歐元區(qū)債務危機。
⑦系統(tǒng)GMM估計法使用更多的工具變量以提升估計效率。我們也嘗試了系統(tǒng)GMM法,但Sargan檢驗在大部分情形中拒絕了原假設,新增的工具變量非嚴格外生,因此我們僅報告差分GMM估計結果。
⑧回歸中勞均資本對勞動收入份額的影響均顯著為負。這印證了理論部分假設 大于1是合理的。
⑨關注危機變量,可以發(fā)現(xiàn)其在短期均衡中顯著為正,在中長期中雖不顯著但仍為正,印證了我們從圖1中看到的勞動收入份額在危機期出現(xiàn)的輕微反彈。后文的其他回歸結果相似,不再贅述。這體現(xiàn)了勞動收入份額的“逆周期”特征,該現(xiàn)象的主要解釋包括合同簽署交錯、信息與工資粘性、勞動合同風險轉移等,感興趣的讀者可以參閱Taylor(1980)、Calvo(1983)等。
⑩盡管如此,我們認為,這是一種居民部門“補貼”企業(yè)部門、或曰存款者“補貼”貸款者的扭曲制度安排,在這種情形下,總產(chǎn)出更高,但經(jīng)濟結構失衡、存款的財富效應不足、社會總福利水平反而受損。
?本文樣本包括28個發(fā)達國家(地區(qū)):澳大利亞、奧地利、比利時、加拿大、捷克、丹麥、芬蘭、法國、德國、希臘、香港、匈牙利、愛爾蘭、以色列、意大利、日本、盧森堡、荷蘭、挪威、波蘭、葡萄牙、斯洛伐克、斯洛文尼亞、西班牙、瑞典、瑞士、英國、美國。其余28國界定為發(fā)展中國家。
?在分樣本回歸中,根據(jù)AR(1)、AR(2)與Sargan檢驗的結果,動態(tài)模型中引入了被解釋變量的滯后兩階,如果僅滯后一階,大部分情形下AR(1)、AR(2)檢驗結果都呈現(xiàn)顯著,模型設定錯誤。
?我們知道,歐元區(qū)的準入標準主要為政府財政赤字、公共債務、利率、匯率和通貨膨脹率幾項指標,與各國的勞動收入份額無關,更不存在要素分配狀況“倒逼”歐元區(qū)設立的可能性。因此歐元區(qū)分樣本回歸可以排除樣本選擇偏誤問題,有助于驗證本文機理的穩(wěn)健性。
*本文為國家社會科學基金青年項目《新結構經(jīng)濟學的視角下新常態(tài)經(jīng)濟發(fā)展的動力與機制研究》(編號:15CJL025)的階段性成果。本文的工作底稿曾于首都經(jīng)濟與貿(mào)易大學第五屆哈博·高校(經(jīng)管)博士學術論壇報告,作者感謝華南師范大學李長洪碩士、北京大學趙秋運博士、南開大學劉鎧豪博士的點評。芝加哥大學KarabarbounisLoukas副教授熱忱地分享了實證研究數(shù)據(jù),匿名審稿專家為本文的修改提供了有益的建議,作者在此一并表示感謝。