李 育,劉 凱

(1.商務部國際貿易經濟合作研究院對外投資合作研究所,北京 100710;2.中國人民大學經濟學院, 北京 100872)

一、引 言

自2007年次貸危機爆發(fā)以來，宏觀收入分配(要素收入分配)格局與總需求之間的關聯(lián)再次成為經濟學家關注的熱點。Fitoussi和Stiglitz[1]認為，危機爆發(fā)的結構性根源在于要素收入分配的失衡：自20世紀80年代起，大多數發(fā)達國家的工資水平停滯不前，收入不平等加劇，由于工資收入的消費傾向普遍高于利潤收入的消費傾向，工資份額的下降通過抑制消費需求進而在長期對宏觀經濟產生影響，由此引發(fā)危機。Rajan[2]與Reich[3]也認為，美國窮人階層和中間收入階層在收入停滯的狀態(tài)下保持消費的增加，這是導致危機爆發(fā)的根本原因。不僅如此，Piketty[4]利用長達兩百多年的歷史數據研究表明，由于資本回報率持續(xù)高于產出和收入增長率，資本報酬過高將導致資本主義走向無法支撐的不平等，并進而威脅到市場經濟賴以生存的公平競爭價值觀。

危機爆發(fā)之前，主流的新古典主義經濟學并未對要素收入分配問題給予足夠的重視。Solow[5]與Swan[6]認為，在邊際生產力理論框架內，各生產要素按其邊際貢獻獲得回報，要素的稀缺程度和相對價格總能使要素收入分配處在合理狀態(tài)，要素收入分配也不會對長期經濟增長產生影響。事實上，對要素收入分配需求效應的研究主要是由后凱恩斯主義完成的，Bhaduri-Marglin收入分配模型就是其代表性成果之一。Bhaduri 和Marglin[7]認為，勞動收入具有兩方面的效應：一是作為消費需求的收入來源，提高其份額可增加消費需求；二是作為生產供給的成本，提高其份額有可能抑制投資需求和凈出口。當前者的效應大于后者時，提高勞動收入份額可促進總需求的增長，此時的總需求體系為工資領導型(Wage-Led)；反之，則屬于利潤領導型(Profit-Led)。

從中國要素收入分配格局的典型化事實出發(fā)，筆者認為，不僅勞動和資本報酬的分配會影響總需求，總的資本回報在住戶部門和企業(yè)部門之間的分配也會影響總需求。這是因為企業(yè)獲得的資本回報(即留存利潤)是企業(yè)可直接調動的用于再投資的資金，因而其對于總需求、特別是投資需求的拉動效應與住戶部門利潤具有一定的差別，忽略這種差別去考察要素收入分配對總需求的影響會導致有偏誤的實證結論。

事實上，自20世紀90年代以來，勞動報酬份額和住戶部門資本報酬份額持續(xù)下降已經成為一個基本共識，國內眾多學者都對此問題進行了研究。柳欣和王晨[8]、沈坤榮和劉東皇[9]與劉盾等[10]認為，這一趨勢必然會對消費需求、投資需求以及外部需求產生影響。相應地，1992—2012年中國總需求中消費需求比重從62.4%下降到49.1%，下降了13.3個百分點，而投資率從36.6%上升到48.3%，增長了11.7個百分點。李育和呂之望[11]認為，盡管和發(fā)達國家相比，中國需求總量仍然持續(xù)增長，在危機中并未發(fā)生明顯下降，但總需求中消費和投資比例的失衡，以及這種失衡背后的收入分配因素依然值得關注。

然而，迄今為止，鮮有研究注意到中國總利潤在住戶部門和企業(yè)部門之間的分配問題。筆者利用國家統(tǒng)計局公布的歷年資金流量表數據，將總利潤劃分為住戶部門利潤和企業(yè)部門利潤之后發(fā)現，近年來中國總利潤的增長幾乎完全是由企業(yè)部門利潤增長拉動的，而住戶部門利潤份額基本保持不變，這意味著普通住戶未能充分分享資本回報，大量利潤留存在企業(yè)中。按照后凱恩斯主義的理論，留存在企業(yè)中的利潤與分配給資本所有者的利潤對總需求的影響是不同的，企業(yè)利潤有更高的投資傾向，而住戶利潤消費傾向更高。本文的主要創(chuàng)新點在于：一是將資本回報劃分為住戶部門利潤和企業(yè)部門利潤，對要素收入分配的概念及其對總需求的影響進行拓展和深化；二是通過適當的調整方法，利用國家統(tǒng)計局公布的歷年資金流量表數據估算再分配之后的要素回報，在要素收入分配格局的估算上做出改進；三是利用多種計量分析方法對中國的需求體系進行了實證檢驗，并將外部需求納入總需求函數，得到較為穩(wěn)健的結果和明確的政策含義。

二、文獻回顧

后凱恩斯主義認為，不同類型收入的消費和投資傾向是不同的：工資的消費傾向大于利潤的消費傾向；而利潤的投資傾向大于工資的投資傾向。因此，當總收入中工資份額下降時，總需求中消費比例將會下降而投資比例將會上升。但問題在于，工資份額的下降抑制了消費的同時提高了投資，這時總需求會如何變動呢？Onaran等[12]與Stockhammer和Ederer[13]認為，這個問題需要通過實證檢驗來回答。按照邊際遞減規(guī)律，隨著利潤份額的不斷增加，繼續(xù)增加利潤所帶來的邊際投資增量將下降，而由此帶來的邊際消費需求減少值將上升，因此，如果總收入中利潤份額過高，那么繼續(xù)增加利潤收入對投資需求的拉動將非常有限，而對消費需求的抑制則非常強烈，從而在總體上抑制總需求；反之亦然。

由此可知，要素收入分配構成會影響總需求結構，國民收入中工資與利潤應當保持適度的比例，否則就會對總需求產生抑制作用。劉盾等[10]認為，要素分配對總需求的影響可分為利潤擠壓論和消費不足論，Bhaduri-Marglin模型正是對這兩種理論的結合。在實證研究中，通過將要素收入分配納入總需求函數，可以得到兩者之間的數量變動關系：如果一個國家總收入中工資份額的上升引起總需求的增加，那么該國的總需求體系為工資領導型；反之，如果工資份額的上升引起總需求的下降，那么該國的總需求體系為利潤領導型。圍繞這一主題，國內外出現了大量的實證研究。黃乾和魏下海[14]運用中國省級面板數據，考察了勞動報酬比重變動對國內需求和總產出的影響效應，實證結果顯示，中國內需體系屬于工資領導型，即提高工資份額有利于擴大內需。沈坤榮和劉東皇[9]利用時間序列數據對同一主題進行了實證檢驗，他們發(fā)現，1978—2007年，整體而言，中國的總需求體系為利潤領導型，但從單個年份的數據來看，1995年和2007年的總需求體系為工資領導型。柳欣和王晨[8]通過理論和實證兩方面論證，認為中國投資的高速增長和大量積累資本存量，使得工資收入在總收入中的比重下降，企業(yè)投資需求下降，最終引起有效需求不足。

但上述研究成果忽略了一個重要問題，即工資全部歸勞動者所有，但利潤卻歸屬于不同主體。按照后凱恩斯主義的研究，利潤可以分為分配給股東的食利者利潤和留存在企業(yè)中用于擴大再生產的非食利者利潤，利潤在這兩者之間的分配顯然也會影響總需求。Hein和Vogel[15]認為，兩方面的收入分配——資本和勞動之間的分配、管理者和工人之間的分配——會在金融化的擴大效應下，對實體經濟產生影響。這正是后凱恩斯主義要素收入分配的核心，即食利者利潤代表了股東力量，而非食利者利潤代表了公司管理層的力量，股東更希望企業(yè)多分配利潤，而公司管理層則更希望留存利潤用于再投資。因此，股東和管理層相對力量的變化，影響總利潤在食利者利潤和非食利者利潤之間的分配，而這一分配結果的影響又會反饋在消費和投資中。Onaran等[12]利用這一方法，發(fā)現美國的總需求體系為工資領導型，減少食利者利潤份額有利于擴大總需求。

三、要素收入分配格局的度量與測算

自古典經濟學以來，生產要素的劃分標準是不統(tǒng)一的。為了便于進行定量分析，本文沿襲目前多數實證研究的方法，將生產要素劃分為勞動和資本，與之相對應的收入分別為工資和利潤。此外，本文還關注利潤在不同部門之間的分配，將利潤進一步劃分為食利者利潤和非食利者利潤：總利潤中進入住戶部門的部分為食利者利潤，而留存在企業(yè)部門的部分為非食利者利潤。

(一)稅前要素收入分配

近年來，大量學者對中國的要素收入分配格局進行了測算，如張車偉和張士斌[16]與呂冰洋和郭慶旺[17]等。但這些研究因數據來源不同、計算方法差異、對統(tǒng)計口徑的理解不同而結論各異。研究要素收入分配常用的數據來源有三個，即國家統(tǒng)計局公布的歷年資金流量表、按照收入法計算的分省GDP數據以及投入產出表，這三個數據來源各有優(yōu)劣但反映的基本趨勢并無太大差別。

本文對要素收入分配格局的判斷基于國家統(tǒng)計局公布的1992—2011年資金流量表(后文簡稱“資金流量表”)數據，選擇該數據的原因有三點：一是從研究目的出發(fā)，本文的重點和創(chuàng)新點在于考察利潤在不同部門之間的分配，而資金流量表是唯一連續(xù)并能夠反映國民收入在不同生產要素和不同經濟部門之間分配格局的數據，這是其他數據無法實現的；二是經過比較分析，資金流量表與另外兩個數據來源所反映的基本趨勢和差別不大；三是此前對于資金流量表最大的爭議是2004年勞動者報酬急劇下降是否由統(tǒng)計口徑調整所致，但國家統(tǒng)計局在2012年對歷年資金流量表數據進行了重新修訂。修訂后2004年數據較2003年下降幅度大大縮小，前后數據一致性增強，因此，可以判斷，修訂后的數據不再有前后統(tǒng)計口徑不一致的問題，張車偉和張士斌[16]的研究也支持這一判斷。按照資金流量表的數據，我們可以推算歷年的稅前要素收入分配格局。其中，勞動要素收入等于勞動者報酬，政府部門收入等于生產稅凈額，資本要素收入等于初次分配總收入與前兩者之差。按照修訂后的數據，中國的勞動者報酬份額從1992年的54.6%下降到2011年的47.5%，下降了7.1個百分點；與此同時，資本報酬從1992年的30.9%上升到2011年的39.2%，上升了8.3個百分點；此間初次分配的生產稅凈額略有下降，下降幅度約為1.3個百分點。初次分配中各項收入的變化表明，1992—2011年中國收入分配格局的演變過程是利潤不斷擠占工資的過程，勞動要素回報占初次分配總收入比重的下降反映了生產過程中資本回報率增速高于總收入和工資收入的增長速度。

(二)稅后要素收入分配

然而，初次分配中勞動、資本和政府所得收入并非是要素所有者真正獲得的最終收入，在收入再分配環(huán)節(jié)，政府通過直接稅和轉移支付對要素收入分配格局進行調整，經過二次分配的收入格局才是最終決定消費、投資和凈出口的收入格局。因此，初次分配過程中勞動報酬的下降是否在再分配之后得以緩解就成為一個不可回避的問題。

根據資金流量表的數據結構，稅前和稅后的要素收入分配差異主要是由收入稅、社會保險繳款、社會保險福利、社會補助和其他經常轉移的變化造成的，其中，處理上較為復雜的是收入稅。收入稅是針對企業(yè)征收的企業(yè)所得稅和針對個人征收的個人所得稅。依據Mendoza 等[18]與呂冰洋和郭慶旺[17]等關于稅收的文獻，企業(yè)所得稅均作為資本稅。企業(yè)所得稅可以視作是稅前資本分配份額的減項，但是個人所得稅同時包括對勞動要素和資本要素征稅，我們需要對之進行拆解。具體拆解的方法是，利用國家統(tǒng)計局公布的住戶調查數據，將城鎮(zhèn)居民家庭收入中的工資收入占比作為個人所得稅中勞動征稅的比例，總的個人所得稅減去勞動征稅即為資本征稅，具體推算公式如下：稅后勞動報酬=稅前勞動者報酬-個人所得稅×(城鎮(zhèn)居民工資收入/城鎮(zhèn)居民總收入)-社會保險繳款+社會保險福利+社會補助+其他經常轉移；稅后資本報酬=稅前資本報酬-個人所得稅×(1-城鎮(zhèn)居民工資收入/城鎮(zhèn)居民總收入)-企業(yè)部門經常轉移凈流出；稅后政府部門收入=稅前生產稅凈額+政府部門經常轉移凈流入=可支配總收入-稅后勞動報酬-稅后資本報酬。

調整后的要素再分配收入格局顯示，1992—1999年再分配后的勞動報酬份額顯著高于初次分配勞動報酬份額，再分配導致勞動報酬份額平均提高2.7個百分點。而2000年之后，政府再分配力度減弱，初次分配和再分配的勞動報酬份額相差不多，未能起到緩解勞動報酬下降的作用。與初次分配格局相比，再分配之后的勞動報酬份額在1992—2011年下降幅度更大，從1992年的56.9%下降到2011年的48.1%，下降了8.8個百分點，可見，政府再分配功能的缺失加劇了勞動報酬份額的下降趨勢。

(三)進一步劃分利潤份額

在后凱恩斯主義理論中，資本回報可分為兩個部分：股東所得的投資分紅和儲蓄利息被稱為食利者利潤，留存在企業(yè)中用于再投資的部分被稱為非食利者利潤。在中國目前公布的統(tǒng)計數據中，與食利者利潤和非食利者利潤概念較為吻合的統(tǒng)計口徑是資金流量表中住戶部門資本報酬(主要包括住戶部門的存款和證券利息獲得、從上市公司獲得的紅利以及住戶部門留存利潤)和企業(yè)部門資本報酬(總資本收入-住戶部門資本報酬)。

經過再分配調整后，1992—2011年總體資本報酬份額與企業(yè)部門資本報酬份額上升趨勢基本保持一致，分別從1992年的25.2%和11.7%上升到2011年的34.8%和20.0%，而同期住戶部門資本報酬份額則保持平穩(wěn)，20年間僅上升了1.6個百分點。由此可知，擠占中國勞動報酬的主要原因在于企業(yè)部門的資本報酬，金融企業(yè)和非金融企業(yè)留存大量的未分配利潤，一方面，抑制了居民收入水平和消費水平的提高；另一方面，如李揚和殷劍峰[19]所指出的，也推動了國民總儲蓄和總投資的增加。對利潤的這一細分便于我們刻畫中國企業(yè)部門收入過高的特點，這反映出中國資本市場發(fā)育的不完善，并未形成有效的股東收益分享機制，企業(yè)中的大部分利潤都用于再投資，而進行分配的比例卻很低，總利潤的這一分配格局進一步推高了投資需求、抑制了消費需求。和寬泛的利潤概念相比，后凱恩斯主義對食利者利潤和非食利者利潤的劃分深化了要素收入分配的概念，也很好地刻畫了中國要素收入分配格局的主要特點。

四、理論模型

(一)理論假說

借鑒后凱恩斯主義的研究思路，本文提出如下理論假說：自20世紀90年代以來，中國的要素收入分配格局與總需求之間存在長期的均衡關系，總收入中勞動報酬份額的下降和資本報酬份額的上升抑制了消費需求、促進了投資需求和凈出口。進一步，資本報酬中企業(yè)利潤份額的上升加劇了這一效應。將要素收入分配對消費需求、投資需求、凈出口的影響進行加總，可得到要素分配的總需求效應。

(二)模型設定

借鑒宏觀經濟學中支出法核算國內生產總值(GDP)的基本定義，本文設定模型如下：

Y=C(Y,Ω)+I(Y,Ω,ZI)+G(Y,ZG)+NX(Y,Ω,ZNX)

(1)

其中，Y為GDP，C為消費需求、I為投資需求、G為政府購買、NX為出口X與進口M之差(即凈出口)。傳統(tǒng)的總需求模型中較少關注收入分配結構的影響，本文借鑒Stockhammer和Ederer[13]的研究成果，在總需求函數中加入勞動收入比重變量Ω。假定Ω對消費需求、投資需求和凈出口有影響，而對政府購買無影響。ZI、ZG、ZNX表示除總收入和收入分配之外的其他影響因素。

進一步地，Onaran 等[12]提出，應將食利者利潤和非食利者利潤區(qū)分開來，方法是將利潤報酬劃分為食利者利潤收入和非食利者利潤收入，分別考察其各自變動對收入分配的總需求效應所產生的影響。本文借鑒這一思路，并結合中國的現實加以適當修正，具體方法如下：

1.消費需求

考慮要素收入分配的影響，消費需求是收入和工資份額的函數，即 C=C(Y,Ω)。將國民收入分為工資W和利潤R，由于工資的平均消費傾向高于利潤的平均消費傾向，即CW>CR。因此，總收入中工資份額的上升對居民消費有正的效應。利用計量回歸得到消費的工資收入彈性eCW和利潤收入彈性eCR，計算出W和R的邊際消費傾向，進而可以估計Ω變動對消費率C/Y的邊際影響如下：

?(C/Y)/?Ω=eCW×C/W-eCR×C/R

(2)

2.投資需求

在Y不變的情況下，得到W、Rr和Rnr各部分份額的變動對于投資需求的影響。此外，對于投資函數的分析還需注意：一是我們的模型中并沒有明確地包含企業(yè)負債總量，因而債務對投資的影響通過外生的食利者利潤收入中的利息報酬的變化被包含進來；二是本文不會將利率納入投資函數，這是因為資本的供求水平已經由Rr和Rnr衡量，無須通過利率反映。

3.凈出口

按照國際貿易理論，一國的出口函數主要由本國出口產品的價格競爭力和出口目標國的總需求水平決定，而進口函數則由進口價格、國內價格水平和本國的需求水平決定。具體考慮要素收入的變化：一是工資份額的上升會增加出口企業(yè)的名義單位勞動力成本ULC，進而降低本國出口品的價格競爭力和出口總額；二是ULC的增加會提高國內價格水平，從而增加進口總額。因此，勞動份額的上升對凈出口的影響為正。具體的影響機制如下：

(3)

其中，βULC是ULC對國內價格的影響系數，ePxULC是ULC對出口價格的影響系數，eXPx是出口價格對出口額的影響系數，式(3)最后兩項將彈性系數轉換為邊際效應。

4.總需求

假定政府支出不受勞動份額變化的影響，因而要素收入分配的變化對總需求的影響取決于其對于消費需求、投資需求和凈出口的影響。將要素收入變化對C、I和NX的影響加總，可得總需求AD的核算表達式為：

AD=C(Y,Ω,πr)+I(Y,Ω,πr)+G(Y)+NX(Y,Ω,πr)

(4)

首先，在消費方面，由于工資收入的邊際消費傾向高于利潤收入，因而勞動收入比重提高對消費將產生擴張效應?(C/Y)/?Ω>0；其次，在投資方面，勞動收入比重提高意味著資本報酬相對下降，因而對投資將產生抑制效應?(I/Y)/?Ω<0；最后，勞動份額提高會通過降低出口產品競爭力和提高國內價格水平進而減少凈出口?？傊?，勞動收入比重提高對總需求的凈效應，取決于其對消費的正效應和對投資和凈出口的負效應影響的相對大小。如果總的影響為正?AD/?Ω>0，則總需求為工資領導型；如果總的影響為負?AD/?Ω<0，則總需求為利潤領導型，最終的綜合效應需要通過實證研究進行檢驗。同理，進一步細分利潤，不同類型的利潤如何影響總需求也可以通過實證檢驗得到。

五、實證檢驗

(一)變量的選取和檢驗

本文所涉及的變量Y、C、I、G、X、M定義同前文，其他變量定義如表1所示。計量分析由關于消費、投資、凈出口多個方程構成。本文使用1992—2011年的數據，所有變量均采用自然對數形式。單位根檢驗結果表明，所有變量均為一階單整，符合進行協(xié)整分析的前提。按照標準計量經濟學的方法，本文先驗證了報告的各方程均存在長期協(xié)整關系，因而使用Johansen提出的向量誤差修正模型(VECM)。在變量間存在長期協(xié)整關系的前提下，OLS估計與MLE估計同樣可行，但由于OLS估計采用了EG-ADF兩步法，會損失一個樣本，因而本文的所有函數的估計以VECM結果為主要結論，同時以OLS估計結果作為穩(wěn)健性檢驗。由于篇幅之限，本文不報告OLS估計結果，留存?zhèn)渌鳌?/p>

表1 變量的定義

注：所有變量均以1992年價格衡量，以CPI折算。數據來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

(二)計量結果及分析

1.函數估計

在對消費函數、投資函數和凈出口函數進行估計前，先通過協(xié)整檢驗表明各變量之間存在長期的均衡關系。本文所列示的全部VECM回歸均利用協(xié)整秩檢驗(Johansen Tests)和最大特征值檢驗(Max Statistic)確定VECM的協(xié)整秩，利用AIC準則確定滯后階數。估計完VECM后，通過LM檢驗確定殘差無自相關；利用JB檢驗確定殘差服從正態(tài)分布，最后確定VECM均為穩(wěn)定系統(tǒng)。

消費函數的估計結果，如表2列(1)—列(4)所示。如列(1)所示，勞動報酬每增加1%，消費需求增加1.053%；資本報酬每增加1%，消費需求增加0.119%，因此，在總收入不變的情況下，將資本報酬轉變?yōu)閯趧訄蟪陮е孪M需求增加。如列(2)所示，將利潤劃分為住戶利潤和企業(yè)利潤之后，工資的消費需求彈性為0.472，住戶部門利潤的消費彈性為0.222，企業(yè)部門利潤的消費彈性為0.138。所有變量均顯著，且R2值較為理想，模型整體顯著性通過F檢驗。

為了確?；貧w結果的可靠性，本文對消費函數采用了MLE和OLS兩種估計方法，并改變函數形式以確保對不同生產要素邊際消費傾向判斷的穩(wěn)健性。正如筆者所推測的那樣，在每一個回歸方程中，勞動報酬的邊際消費傾向都是最高的，住戶部門利潤次之，企業(yè)部門利潤最低，這意味著三者對消費需求的拉動作用不同，提高勞動報酬份額、降低企業(yè)部門利潤份額有助于提高消費需求。

投資函數的估計結果，如表2列(5)—列(8)所示。如列(5)所示，在Y不變的情況下，勞動報酬份額W/Y的上升對投資需求影響為負。將R劃分為Rr和Rnr后，W的長期投資彈性為0.458，Rr和Rnr的長期投資彈性分別為0.068和0.502，但Rr系數不顯著，因此，我們將Rr和Rnr放在不同的模型中再次回歸，如列(7)和列(8)所示，可以看到，在各回歸方程中，Rnr對投資需求的影響系數最大，這與理論預期相符。Rr的投資效應則低于W和Rnr，這表明對總利潤進行細分是有意義的，不同主體持有的利潤有著不同的投資傾向，住戶部門利潤對于投資需求的拉動作用有限。

表2 消費函數和投資函數的估計結果

表3 外部需求的估計結果(MLE估計)

外部需求的估計結果，如表3所示。先估計勞動份額變化對國內價格水平和出口價格水平的影響，如列(9)和列(10)所示，與理論相符，勞動力成本的增加提高了國內價格水平P和出口價格水平Px。在列(11)中，以主要貿易國的GDP規(guī)模Yf為代表的外部需求對出口影響為正，而相對出口價格水平PX/PM對出口的影響為負。最后，列(12)解釋了進口函數的影響因素，Y越大，表明國內需求越旺盛，進口量也就越大，影響系數為1.419。

2.邊際效應分析

由于上述計量模型中的變量采用了自然對數形式，因而回歸系數代表了彈性效應，若要分析收入分配格局變化對總需求的影響，應將各方程的回歸系數放在可比的框架內，因此，需要將彈性效應轉化為邊際效應。具體的轉化方法是用1992—2011年各指標的平均值，將彈性系數乘以對應變量的均值，即轉化為邊際效應。

分別考慮住戶部門利潤和企業(yè)部門利潤的需求效應，利用1992—2011年各指標的平均值轉化為邊際效用后，W、Rr和Rnr對消費需求的邊際效應分別為0.832、0.802和-0.282，符合CRnr

由于要素收入分配對凈出口函數的影響機制較為復雜，需要綜合表3中列(9)—列(12)的回歸結果才能得到結論，如表4所示。根據式(3)計算得到工資份額上升對凈出口的邊際影響為-0.474，即在總收入不變的情況下，勞動報酬每提高1個單位，凈出口額將下降0.474個單位，與理論預期相符。

表4 凈出口邊際效應的計算

表5表示工資份額增加對消費、投資、凈出口以及總需求的影響?；鶞市莾H考慮Y在W和R之間分配所產生的需求效應；住戶部門利潤效應是指保持Y和Rnr不變，1個單位Rr轉化為1個單位W所產生的需求效應；同理，企業(yè)部門利潤效應是指保持Y和Rr不變，1個單位Rnr轉化為1個單位W所產生的需求效應；加權效應是指按照Rr和Rnr在R的比例，對其各自效應進行加權進而得到的1個單位R轉化為W所產生的需求效應。

表5 工資、利潤對總需求的邊際影響

綜合分析表5的各種效應，我們發(fā)現，無論采用何種計算方法，工資份額增加導致的消費需求增加幅度大于投資需求下降幅度，國內需求(C+I)增加，國內需求體系為工資領導型。加入外部需求之后，中國總需求變?yōu)槔麧欘I導型，這是因為工資份額增加對凈出口的負效應非常明顯，從而導致總需求下降。具體的邊際效應是：1992—2011年1個單位的工資轉化為利潤將平均導致消費需求增加0.676—0.693個單位，投資需求減少0.295—0.548個單位，凈出口需求減少0.474個單位，加總后得到內需增加0.145—0.380個單位，總需求將減少0.128—0.450個單位。由此可知，這段時期中國資本報酬份額的上升對總需求有正效應，對內需有負效應。進一步比較住戶部門利潤和企業(yè)部門利潤的需求效應，從表5可以看出，減少企業(yè)部門利潤比減少住戶部門利潤對內需拉動幅度更大，由此可知，利潤、尤其是企業(yè)部門利潤過高是抑制中國內需的原因之一。而將住戶部門與企業(yè)部門的利潤份額加權之后，得到的基本結論與基準效應一致。

六、結論與建議

本文借鑒后凱恩斯主義要素收入分配模型，將國民收入中的資本報酬分為住戶部門利潤和企業(yè)部門利潤，測算中國初次分配和再分配的要素分配格局，并在此基礎上對中國要素收入分配的總需求效應進行了理論分析和實證檢驗。總體而言，1992—2011年中國初次分配中利潤份額不斷上升，這主要由企業(yè)部門利潤增加所致，而同期住戶部門利潤則始終在低位徘徊。這表明，中國要素分配格局的變化與經濟部門之間的收入分配密切相關，住戶部門不僅未得到足夠的工資回報，其資本回報也處于較低水平，大量國民收入以留存利潤的形式進入企業(yè)，經濟增長帶來的好處主要由企業(yè)部門獲得。

住戶部門收入下降不僅不利于居民分享經濟增長帶來的好處，也對中國的內需產生了負面影響。實證結果表明，整體而言，1992—2011年中國的內需體系是工資領導型，勞動報酬份額的上升有助于提升總需求。這是因為中國的勞動報酬占比不僅遠低于多數發(fā)達國家和新興經濟體，而且近年來始終呈下降趨勢，這就導致增加勞動報酬帶來的邊際消費需求增加量大于邊際投資需求減少量，對總的內需將產生正效應。將外部需求納入模型后，計量回歸結果顯示，勞動報酬份額上升通過增加勞動力成本進而抑制了凈出口，并且這種抑制效應較強，甚至超過了對內需的拉動作用。這說明中國的貿易順差對低成本勞動力的依賴性很強，在勞動力成本上升的預期下，未來中國凈出口將受到嚴重影響，貿易順差難以維持。

進一步將利潤劃分為住戶部門利潤和企業(yè)部門利潤后，筆者發(fā)現，企業(yè)部門利潤份額過高是抑制內需最主要的因素。當前中國企業(yè)部門利潤不斷增長，其產生的邊際需求拉動效應必然不斷下降。由此可以得知，中國的要素收入分配抑制內需的原因包括兩方面內容：一是住戶部門資本回報過低；二是住戶部門勞動報酬過低，這兩大原因又可歸結為同一個原因，即住戶部門收入過低。相應的政策含義是：提升住戶部門收入和勞動報酬,提高住戶部門的資本回報，對于擴大內需有積極的作用。因此，從擴大內需、降低外貿依存度的目標出發(fā)，逐步提高勞動報酬，增加住戶部門利潤分配是改善中國要素收入分配格局、促進經濟增長的路徑之一。