第三章 初次分配阶段劳动收入决定居民消费

第一节 中国居民收入状况和劳动收入份额的国际比较

无论是传统消费理论还是现代消费理论，都认为收入是居民消费的决定因素。那么，中国居民的收入状况如何，主要收入来源有哪些，是进一步研究收入决定问题的基础。

一 中国城乡居民收入额及收入结构

中国是典型的二元经济社会，因此将分别考察中国城镇和农村居民的收入结构及其绝对数。从表3-1可以看出，1990—2012年间，城镇居民的工资性收入占其总收入的70%以上，是城镇居民最主要的收入部分。从表3-2来看，工资性收入也是农村居民收入的主要来源，其比例和经营性收入相当，都占40%以上，而且农村居民的工资性收入占比仍在上升，这与农村劳动力外出务工有关，经营性收入即土地种植收入绝对数稳定，其比例随着工资性收入比例的上升在下降。在初次分配阶段，与工资性收入相对应，财产性收入比重较低，因此分析工资性收入或者说是劳动收入将是讨论的重点。从城乡收入结构来看，在二次分配阶段，转移性收入也是城乡居民的重要组成部分，因此将在最后讨论有关公共支出的问题。从收入的绝对量来看，中国城镇居民人均收入是农村居民人均收入的3倍多，城乡收入差距较大，而农村工资性收入比重随着外出务工人口的增加而不断上升，因此研究劳动收入也就是从整体上研究中国劳动收入比例。从宏观上说，扩大居民消费，提高居民消费率就要研究如何提高劳动收入份额。

表3-1 城镇居民各项收入占其可支配收入的比重

表3-2 农村居民各项收入占其纯收入的比重

二 劳动收入份额的国际比较

从中国城乡居民的收入结构来看，工资性收入即劳动收入是居民收入的主要部分，因此影响居民消费率的决定因素即劳动收入份额。那么，中国的劳动收入份额在国民收入中占比情况如何，与其他国家比较怎么样呢？图3-1中国劳动收入份额与欧美日等发达国家的比较，该数据来自PIKETTY-ZUCMAN WEALTH-INCOME DATA SET（2013），中国的数据是从1970年开始统计的，从中可以看出，中国的劳动收入份额在20世纪70年代是比较低的，约在40%以下，这与改革开放之前中国实行低工资政策有关，改革开放之后，中国劳动收入份额不断增加，一直增加到占国民收入的50%左右，在2000年之后开始下降，且下降比例较大，一路下滑到40%附近，可能与这段时间贸易顺差大幅增长有关。2008年之后有所好转，劳动收入份额开始增加，一是由于民工荒的出现，劳动成本增加；二是由于各类物价特别是房价攀升，社会保障覆盖面低有关。

与发达国家相比，显然中国劳动收入份额是低下的，欧美日等发达国家的劳动收入份额在70%左右，美国最高接近80%，而且发达国家劳动收入份额也比较稳定，尽管近年来有所下降，但是仍在60%以上。

就经济发展相同阶段比较而言，如图3-2所示，由于数据的可获得性原因，这里仅画出了法国1896年以来的劳动收入份额图，从变化趋势来看，法国的劳动收入份额并没有发生太大变化，仅个别年份略微低于60%。从法国的劳动收入份额变化来看，经济发展的不同阶段劳动收入份额波动不会太大。法国在其工业化中期，劳动收入份额占70%左右，而中国已到了工业化中后期，但是劳动收入份额仍然较低，总体来看，中国无论与发达国家的工业化高级阶段还是同等发展中期阶段相比都相差较大。

第二节 劳资分配的理论模型

在经济活动中，考虑投入两种要素即K（资本）和L（劳动）进行生产，总产出为：

Y=F（K，L）

代表性劳动者收入为：

Y_i=w_i+rK_i

其中，w_i表示工资，r表示利率，K_i表示资本存量。

考虑到劳资收入分配关系时，y_i表示经济中个体i相对于总体的平均收入，即y_i=Y_i/（Y/L），Daudey 和 García-Pealosa（2005）把个体收入^[1]表示为：

y_i=LS·ω_i+（1－LS）·k_i

其中，ω_i=w_i/w-是相对于平均工资的个体工资，个体在社会收入分配中的地位可以通过比较w_i与w-的大小来衡量，与之相对应，k_i=K_i/（K/L）是相对于平均资本水平下，个体的资本收入。LS是总产出中劳动收入份额，LS=w-L/Y，那么个人收入分配决定于个人的劳动禀赋、资本禀赋以及劳资分配国民收入的方式。

图3-1 劳动收入份额的国际比较

图3-2 1896年以来法国劳动收入份额的变化趋势

在经济社会中，如果个人财富占有相对于劳动差距较大，那么提高劳动在国民收入中的份额则有助于缩小收入差距，有利于改善收入分配不平等的状况。

一 中国居民消费对收入和利率的敏感性检验

依据Flavin（1981）的研究结论，消费的变化可以用收入来预测，实际上消费变动与预期收入变动间存在着显著的正相关性，即消费存在过度敏感性^[2]。那么，在中国是否也有消费存在过度敏感性现象？同时也用中国居民消费对利率的敏感性来实证检验。

1.计量模型设定

在Campbell和Mankiw（1991）λ假说的基础上，推导的消费敏感性理论方程式：

dc_t=c₀+βλdy_t+δdr_t+μ_t

其中，dc_t是消费的一阶差分，表示消费的变动；c₀是自发消费常数项；β是按照当期收入决定消费的第二类消费者的边际消费倾向；λ是第二类消费者所占的比例；y_t是第二类消费者的可支配收入；βλ刻画消费随收入变化的反应程度，即消费对收入变化的敏感性；r_t 是实际利率；δ刻画消费者对利率变化的反应，如果δ＞0，说明消费者对利率的变化中收入效应超过替代效应，那么居民消费会受到财产性收入特别是金融资产收入的影响，δ＜0，说明替代效应超过收入效应；μ_t是随机误差项。

2.实证检验

（1）变量与数据说明。该部分中居民消费、收入以及价格指数数据来源于2013年《中国统计年鉴》，实际利率数据来自世界银行数据库，统计年限为1980—2012年。消费和收入数据变量都通过以1978年为基期的相应价格指数进行了平减处理，即采用的是实际值，全国样本数据通过人口数据进行了加权平均处理，采用的是人均指标，考虑到解释统计结果的便利性，利率用的是实际利率乘以100，不影响统计性质。

（2）变量数据的单位根检验。采用增广的 ADF检验方法，最大滞后长度根据施瓦茨信息准则确定，对消费和收入数据都进行了对数化处理。

1）y表示全国样本的人均可支配收入；

2）y_c表示城镇样本的人均可支配收入；

3）y_a表示农村样本的人均实际收入；

4）c表示全国样本的人均消费；

5）c_c表示城镇样本的人均消费；

6）c_a表示农村样本的人均消费；

7）r表示实际利率。

从检验结果可知，时间序列原变量都是不平稳的，一阶差分后的序列都是平稳的，属于一阶单整序列，见表3-3。

表3-3 序列及一阶差分序列的平稳性检验

（3）基于状态空间模型的居民消费敏感性检验。状态空间模型是由已知的观测值，通过引入状态变量，建立刻画状态变化的状态方程预测未来时期的状态，再用未来时期的状态预测未来时期的观测值。通过传递状态信息的量测方程比较实际观测值与预测观测值的误差是否符合模型统计假设。

状态变量反映动态系统的内在特征，一般是随机的、不可观测的，而观测向量也是随机的，但是可观测的。

状态空间模型由两个方程组成：一个是状态方程或叫传递方程，另一个是量测方程。

状态方程表示从前期状态向当期状态转换的关系，即由前期估计当期。

量测方程表示观测变量与系统状态变量的内在关系，即由当期的状态变量估计当期的观测值。

状态空间模型有多种类型，这里构建的是时变线性参数模型：

y_t=x′_tsv_t+μ_t，μ_t～iidN（0，σ²_μ）（3-1）

sv_t=sv_t－1+η_t，η_t～iidN（0，σ²_η）（3-2）

其中，式（3-1）是量测方程，式（3-2）是状态方程，y_t、x_t是可观测的变量，sv_t是不可观测的变量，考察消费对收入和利率的敏感性，即是通过构建状态空间模型估计sv_t的特征来判断。

估计方法：时变线性参数状态空间模型是利用卡尔曼滤波递归算法来估计的，它适用于刻画经济结构发生变化时经济变量之间的关系。应用卡尔曼滤波递归算法估计时变参数是基于过去所有的历史观测，不需要比回归更多的观测或者存储，而且收敛快，在经济领域特别是金融领域被广泛使用。

使用全国、城镇和农村的人均收入、消费对数差分以及实际利率差分构建时变参数的状态空间模型。

量测方程：

dlg（c）=SV 1*dlg（y）+SV 2*dr + [var = exp（c（1））]

状态方程：

SV 1=SV 1（-1）

SV 2 =SV 2（-1）

在状态空间模型中，SV1和SV2分别对应理论模型中的βλ和δ，极大似然迭代估计的结果如表3-4所示，从估计的结果来看，各统计量的指标都较为显著。利用卡尔曼滤波递归算法估计得到全国、城镇和农村居民消费对收入变动和利率变动的敏感性检验结果，如图3-3、图3-4和图3-5所示，结果显示，中国居民消费对收入变动非常敏感，在1980—1984年间，居民消费对收入的变动依赖性是逐年增强的，也说明改革开放之初，居民收入变化明显，消费欲望不断增加；1985—1994年，居民消费对居民收入的依赖性逐步降低，该时期随着市场逐步放开，计划经济向市场经济的过渡，无论是劳动者的生产积极性还是地方政府发展经济的积极性都得到了激发，消费逐步趋于稳定，而受收入波动的影响逐步减弱；分税财政体制改革之后，居民消费波动受收入波动的影响反而在逐步增强，可能的原因：一是财权上收，事权下放，地方财政困难显现，地方政府不得不通过其他渠道发展经济，尤其是后来出现的土地财政；二是随后教育、医疗市场化、住房商品化改革，由于居民对不确定的担忧，收入的大部分不得不用来弥补本该公共支出的部分，使得消费出现萎缩。居民消费波动受利率波动影响不大，即消费对利率不敏感，总体上来看，居民消费对利率的敏感性1980—1994年期间明显不如1995—2012年，中国居民消费对利率的敏感性不强可能是由于中国居民的实际储蓄利率较低，财产性收入对利率的反应不敏感，而且中国居民的投资渠道狭窄。

表3-4 基于状态空间模型的估计结果

二 劳动收入份额对消费率的影响

正如上述所阐释的，中国居民的收入主要靠劳动，财产性收入很小，居民消费对收入变化反应异常敏感，虽然对利率变化产生收入效应，但是反应较弱。通过国际面板数据和国内省际面板数据，进一步实证研究劳动收入份额对居民消费率的影响。

图3-3 全国样本下的居民消费对收入和利率变动的敏感度

图3-4 城镇样本下的居民消费对收入和利率变动的敏感度

图3-5 农村样本下的居民消费对收入和利率变动的敏感度

1.面板数据说明

国际面板数据是来自中国、美国、英国、德国、法国、意大利、澳大利亚、加拿大和日本9个国家1970—2009年的劳动收入份额和居民消费率数据，该数据来源于皮凯蒂和祖克曼财富收入数据集（PIKETTY-ZUCMAN WEALTH-INCOME DATA SET。）

省际面板数据是中国31个省（自治区、直辖市）1997—2009年劳动收入份额、居民消费率以及其他一些控制变量数据，控制变量包括：外商直接投资指数、国内信贷资金分配市场化指数、引进外资指数、劳动力流动指数、减轻企业税费负担指数和减轻农民税费负担指数。该数据来源于中国各省（自治区、直辖市）统计年鉴和樊纲等的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告》。

2.面板单位根检验

与时间序列模型类似，如果面板数据中存在单位根，则回归得到的估计量将是有偏的（即存在虚假回归）。因此，在用面板数据模型进行估计之前，需要进行单位根检验，以判断各变量的平稳性。为了避免单一检验方法的缺陷，提高检验结果的可靠性，针对变量数据生成的特点，采用LLC检验法、IPS检验法、ADF－Fisher CH检验法和PP-Fisher CH检验法四种方法进行面板单位根检验，检验结果如表3-5所示。从表3-5中可以看出，无论是针对同质面板的LLC检验，还是针对异质面板的IPS检验、ADF－Fisher CH检验和PP－Fisher CH检验，检验结果都表明，经过差分处理后的所选变量平稳。因此，综合四种面板单位根的检验方法，国际面板回归模型中的劳动收入份额LS和居民消费率Rcp均为一阶单整序列。省级面板数据同样是一阶单整序列。

3.面板数据协整关系检验

面板数据单位根检验结果说明了模型的变量都是一阶单整序列，满足面板协整性检验的要求，可进一步做面板协整检验。如果在检验中拒绝原假设，则表明变量之间存在协整关系。面板协整检验结果如表3-6所示，从统计结果的显著水平可以看出，国际面板数据LS与Rcp之间存在协整关系。

表3-5 面板单位根检验

表3-6 面板协整检验结果

4.劳动收入份额对居民消费率的回归分析

（1）面板模型设定。计量经济学模型的基本形式设定为：

Rcp_it =α₀+α₁LS_it +βX_it +γ_i+γ_t+μ_it

其中，i表示国家或省，t表示年份。Rcp_it和LS_it分别表示9个国家或中国31个省宏观消费率和劳动收入份额，从二者之间的散点图（如图3-6和图3-7所示）所传递信息可以看出，两者呈正相关关系。省际面板数据回归分析时，对居民消费率和劳动收入份额数据进行了对数化处理。X_it表示控制变量向量。γ_i和γ_t分别表示国家或省和年份特定效应，μ_it是随机扰动项。

图3-6 1970—2009年9国劳动收入份额与居民消费率散点图

（2）实证结果及其分析。对于省际面板数据回归分析，还加入了一些控制变量，由于不是该部分研究的重点，在回归结果表3-7中未列出。对控制变量的说明：

1）引进外资指数：一个地区吸引外资的能力很大程度上反映了该地区经济活力和营商环境的优劣，因此吸引外资能力对居民会有一定影响。

2）外商直接投资指数：以各省历年实际利用外资额表示。

3）劳动力流动指数：该指数在很大程度上体现了经济活动的效率，劳动报酬从理论上来说是依据劳动生产率来定价的，中国经济效率提高除了劳动成本低廉之外，还表现为农村富余劳动力的流动性，私营企业劳动力流动性较强，而国有企业劳动力的流动性较差。

图3-7 1997—2009年中国31个省市劳动收入份额与居民消费率散点图

4）信贷资金分配市场化指数：信贷资金分配市场化程度高低反映了金融效率，对经济有较大影响。

5）减轻农民税费负担指数：居民消费提升的空间很大程度上需靠农民填补，特别是不断转移的农民工群体，减轻农民税费负担对消费有一定影响。

6）减轻企业税费负担。

从表3-7的面板回归结果来看，国际面板数据和国内省际面板数据回归结果都表明，居民消费受劳动收入份额的正向影响较大；从F检验和豪斯曼检验结果来看，混合面板和随机效应面板回归分析较为准确。从国际面板回归结果可以看出，包含中国的面板回归统计系数明显要大于不含中国数据的回归系数，这也表明中国居民消费受劳动收入份额影响明显高于发达国家。从省际面板回归结果来看，各种方法回归结果统计系数类似，中国居民消费受收入份额的正向影响较大。

表3—7 国际和省际面板数据回归结果

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[1] Emilie Daudey and Cecilia García-Pealosa.，“The Personal and the Factor Distributions of Income in a Cross-Section of Countries”，Journal of Development Studies，2005，43（5），812-829.

[2] Flavin，M.，“The adjustment of consumption to changing expectations about future income”，Journal of Political Economy，1981，89，pp.974-998.