范慧^1、2 

             (1山东建筑大学 法政学院，济南，2500142；2山东大学马克思主义学院，济南，250010）

摘要：本文利用1993-2009年间29个省际面板数据，分析了政府对我国劳动份额的影响，发现政府收入对劳动份额的影响为负。进一步以东、中、西部分别建立面板模型，发现政府对劳动份额的影响存在较大的地区差异，在东部和西部地区为正，中部为负；政府对劳动份额的影响，总体上来说会经历一个先上升后下降的倒U型趋势，对东中部的影响会逐步降低，对西部地区会逐渐增加。因此应改革我国政府绩效评价体系，对不同地区采取正对性措施，以提高劳动份额。

关键词：政府收入；政府支出；劳动份额；地区差异

劳动份额是指国民收入在分配中由劳动取得的部分，即劳动报酬占GDP的比重。按照国家统计局的解释，收入法核算的GDP分为劳动者报酬、生产税净额、固定资产折旧和营业盈余四部分。劳动者报酬为劳动所得，生产税净额为政府所得，固定资产折旧和营业盈余为资本所得，从而形成劳动、资本和政府之间的初次分配结果。劳动报酬是指劳动者因从事生产活动所获得的全部报酬，包括劳动者获得的各种形式的工资、奖金和津贴，既包括货币形式的，也包括实物形式的；还包括劳动者所享受的公费医疗和医药卫生费、上下班交通补贴和单位支付的社会保险费等。

政府是指一个国家的统治机构，为维护和实现特定的公共利益，按照区域划分原则组织起来的，以暴力为后盾的政治统治和社会管理组织。是国家公共行政权力的象征、承载体和实际行为体。广义的政府是指国家的立法机关，行政机关和司法机关等公共机关的总合；狭义的政府仅指国家行政机关。一个国家的政府又可以分为中央政府和地方政府。本文使用广义政府的定义。

政府对劳动份额的影响表现为不同的方向。一方面，政府是公共利益的代表，是社会发展目标和政策的执行者。从这一角度讲政府会追求收入公平等公共目标，政府支出主要用于对普通劳动者的补偿。如我国的农业补贴、社会保险、社会福利的支出等，因此政府支出的增加会提高劳动份额。这一结论在国外文献中也得到了经验支持。D iwan (2000)^[1]的研究显示，财政支出的扩大有利于落后国家劳动收入的增加，主要源于经济贫困国家的财政支出主要用于补偿劳动者的收入。Hrrison( 2002)^[2]的研究也认为，财政支出有利于提高劳动收入占比的观点。另一方面，政府也是理性经济人，有自己特定的利益和目标。公共选择学派认为，政府会追求预算最大化的目标。在我国则表现为追求政府收入的增加，以获得政绩或者经济利益。政府收入的增加有两种基本的途径：其一是“分切苹果”。在既定的GDP下，增加政府所得，挤压劳动所得和资本所得，由于我国劳动者在市场中的弱势地位，其结果是挤压劳动所得，降低劳动份额。李稻葵(2007)认为，近年来由于政府税收的增长速度明显高于GDP增速，从而挤压了劳动者收入在GDP中的比重。^[3]其二是“培植果树”。提高经济增长速度以增加GDP总量，从而获得更多的政府收入。这种途径虽然会促进当地经济发展，使劳动者获得益处；但是也会使政府片面追求GDP增长，在政府政策上会形成重资偏劳，在经济发展目标上或忽略其他公共发展目标，忽视劳动者利益，造成劳动份额下降。韩金华等（2009）^[4]认为劳动份额下降主要缘于政府在制定经济政策和制度创新时更多地向企业倾斜, 而忽视了对劳动者权益的保障。陆铭( 2008)^[5]认为在分权体制下，地方政府拥有制定本地发展政策的权力，地方官员的考核又是基于GDP的增长和招商引资，于是造成各地政府都过于偏重经济增长而忽视了收入均等的目标和公共服务的提供。其三是“砍伐果树”。也有少数地方政府极度挤压资本所得和劳动所得，使经济发展难以继续。因此，政府收入的增加会降低劳动份额。政府收入和政府支出像是一个硬币的两面，政府收入是政府支出前提，二者是同向的关系；然而二者对于劳动份额的影响却表现出两个不同的方向，至于政府对劳动份额的影响要看两种相反力量的大小，需要经验的验证。

在对我国劳动份额经验分析的研究上，张全红（2010）^[6]使用了财政支出、周杨波（2010）^[7]使用政府支出作为政府作用的代理变量，得出了类似结果，即财政支出和政府支出对劳动份额的影响为正。与D iwan (2000)和Hrrison( 2002)结论相似。姜磊（2008）^[8]使用政府消费作为政府作用的代理变量，得出政府消费对劳动份额的影响为正的结论；而谢攀、李静（2010）^[9]使用政府消费的比例作为代理变量，研究了宏观税负对劳动份额的影响，却得出了相反的结论。使用财政支出或者政府支出作为代理变量，忽略了政府收入对劳动份额的影响；而以政府消费作为代理变量，忽略了政府支出的作用。另外在在我国现行体制下，财政收入和支出并不能完全反应政府的作用，预算外资金收入和支出也占相当大的比重。因此本文选择使用政府收入和政府支出作为代理变量，使用1993-2009年我国29个省级单位面板数据，对政府与劳动份额的关系进行经验分析，以检验政府对我国劳动份额的影响。

根据刘易斯( 1954) 的二元经济模型，可以建立一个封闭条件下劳动份额影响因素的分析框架。^[8]图1描述了农业剩余劳动力转移与二元经济的发展过程。随着资本存量的增加和农业剩余劳动力的转移, 劳动报酬比例可以表述为:         （1）

图1描述了农业剩余劳动力转移与二元经济的发展过程。从图1可以看出，劳动报酬比例取决于劳动力需求曲线和供给曲线的位置和形状。劳动力需求曲线由劳动的边际生产曲线代表。在假定产品价格不变的前提下, 劳动的边际生产曲线主要由劳均资本存量、劳动者教育水平和全要素生产率决定。劳动边际生产曲线的提高将使劳动需求曲线与y轴的交点上移，见图1中的D₁′、D₂′和D₃′，劳动需求曲线相应地变为虚线D₁′F、D₂′G 和D₃′H，这有助于资本分配比例的提高，劳动报酬比例则会下降。现实中的二元经济工资水平不是不变的, 劳动供给曲线也不是水平的, 而是一条具有正斜率的直线或曲线, 见图1中的虚线WS%，其形状和位置取决于现代部门的就业压力和工会的讨价还价能力，就业压力的减小和工会的讨价还价能力的提高将会使劳动供给曲线的斜率变大, 这有助于劳动报酬比例的提高。在农业剩余劳动力被吸收完之后, 所有部门的就业都由统一的工资水平决定, 经济发展进入了新古典经济学的世界。现代部门的劳动供给曲线斜率变得更大, 要素分配比例更有利于劳动者, 劳动报酬比例得到提高。根据上述分析，二元经济中的劳动报酬比例取决于劳均资本存量、劳动者教育水平、全要素生产率、就业压力和工会的议价能力。

以上的分析基于完全市场的假设，在现实中，完全竞争的市场并不存在，市场多少都存在垄断因素，垄断会扭曲要素市场，使要素价格发生变化，要素份额也会相应发生变化。实证的研究也表明我国工业部门垄断程度的增加，提高了资本份额，降低了劳动份额。^[10]26劳动力市场的分割，会增加劳动力转移的成本，降低劳动者的议价能力，从而会降低劳动份额。因此市场的竞争程度也是决定劳动份额的决定因素之一。

无论作为公共利益的代表还是理性经济人，政府作为初次收入分配的参与者和政府政策的制定者和执行者，对劳动份额都会产生较大影响，因此政府干预也是劳动份额的影响因素之一。

另外，伴随着我国改革开放的进程，特别是2001年加入WTO后，经济全球化对我国经济产生了深刻的影响，也影响着劳动份额。Rodrik （1997） 指出，由于资本比劳动流动性更强，经济全球化减弱了劳动者讨价还价的能力，使得劳动份额呈下降趋势。^[11]Decreuse和Maarek（2008）检验了FDI对发展中国家劳动份额的影响，结果发现FDI总体上降低发展中国家的劳动份额。^[12]

基于以上分析，我国劳动份额的影响因素包括：劳均资本存量、劳动者教育水平、全要素生产率、就业压力、工会的议价能力、二元经济结构、市场竞争程度、政府干预和经济全球化。为了研究政府对我国劳动份额的影响,我们构建一个计量模型[②]：

LS_it=a_i+b₁GOVR_it+b₂GOVE_it+b₃UNP_it+b₄EDU_it+b₅UNI_it+b₆LCAP_it+b₇MAR+bDUAL_8it+b₉GOL_it+ε_it （2）

式中：i代表截面单位（各省），t代表不同的时期（t=1，2，…，T）。a为面板数据中的截距项，b₁、b₂、b₃、b₄、b₅、b₆、b_7、b₈为待估计参数向量，ε_it为随机误差项。LS(Labor Share)表示劳动份额，为模型的被解释变量；GOVR（Government Revenue）表示政府收入，GOVE（Government Expenditure）表示政府支出，为模型的解释变量；UNP(Unemployment)表示就业压力, EDU(Education)表示劳动者的受教育程度，UNI(Union)表示工会的议价能力，LCAP(Labor Capital)表示人均资本存量，MAR(Market）表示市场化程度，DUA(Dual) 表示二元经济的发展水平，GLO（Globalization) 表示全球化程度，为模型的控制变量。

LS用劳动报酬除以劳动者报酬、生产税净额、固定资产折旧和营业盈余之和计算得出。GOVR用一般预算收入和预算外收入之和计算得出，由于使用省际数据，不包含中央政府的收入，而中央政府的收入比重大，其收入超过了地方财政收入之和，因此应该把中央收入按照一定的比例加到各省。鉴于收入与各省的生产总值存在一定程度的正向关系，故用地区生产总值/国内生产总值为权重，把中央政府的收入分到各省。预算外收入没有分省的统计数据，各省的预算外收入也使用当年全国预算外收入乘以地区生产总值/国内生产总值的权重计算得出。各省政府收入的运算公式为：政府收入=一般预算收入+（地区生产总值/国内生产总值）*（中央财政收入+全国预算外收入）。GOVE用一般预算支出和预算外支出之和计算得出。为了保持数据的一致性，政府支出使用运算公式：政府支出=一般预算支出+（地区生产总值/国内生产总值）*（中央财政支出+全国预算外支出）。

UNP用城镇登记失业率表示；EDU用劳动者受教育程度用平均受教育年限表示，平均受教育年数的计算式为EDU=6d₁+9d₂+12d₃+16d₄，其中d₁、d_2、 d_3、d₄表示在劳动者的文化程度是小学、初中、高中及大专以上人口所占的比重；UNI用就业人口加入工会的比率表示；LCAP用资本存量除以从业人数计算得出，1993-2000年的资本存量数据来源于张军、吴桂英、张吉鹏（2004）^[13]，该数据基年为1952年，其计算方法为永续盘存法，2001-2009 年的数据同样根据永续盘存法推算得到；MAR用非公有单位占就业人口的比例表示；DUA用第二和第三产业的从业人数占总从业人数的比重表示；GLO用各地区按境内目的地和货源地分商品进出口额占GDP的比重来度量，由于统计年鉴中进出口数值是以美元表示的，因此本文按照每年美元兑换人民币汇率的平均值将各年进出口数值换算成人民币。

原始数据来源于1994-2010年的《中国统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》、《中国人口和就业统计年鉴》、各省《统计年鉴》，《新中国六十年统计资料汇编》，《中国国内生产总值核算历史资料：1952-2004》。我们收集了中国29个省级单位1993-2009 年期间的数据，由于西藏有部分数据缺失，在研究中剔除了西藏的数据，所以我们的研究不包括西藏；同时为保持数据的连贯性，把重庆的数据放到四川省一起计算。

（一）不同方法对计量模型的估计结果

对于劳动份额的计量模型2，我们主要采用三种方法来估计。首先，采用面板数据的混合效应模型估计，估计结果见表1的第1列。结果显示，各省政府收入对劳动份额的影响为负，政府支出对劳动份额的影响为正，并都在1%水平上具有显著性。其次，采用面板数据的个体固定效应和随机效应模型来分别估计，估计结果见表1的第2列和第3列。由表1第2列的结果可看出，当使用个体固定效应模型时，各省政府收入对劳动份额的影响为负，并在5%水平上具有显著性；政府支出对劳动份额的影响为正，并在1%水平上具有显著性。当使用随机效应模型时，表1第3列显示，政府支出对劳动份额的影响为负，并在10%水平上具有显著性；政府支出对劳动份额的影响为正，并在5%水平上具有显著性。三种估计结果在政府对劳动份额的影响作用方向上是一致的，即政府收入对劳动份额的影响为负，政府支出对劳动份额的影响为正。但系数和显著性水平并不一致，因此需要比较哪种估计方法更适合。

表1                              不同方法对模型的估计结果

注意：括号内为t统计量：#、＊ 、＊＊、＊＊＊ 分别代表20%、10%、5%、1% 显著性水平

与混合估计模型相比，个体固定效应模型是一个无约束模型，修正的R²和D-W值都较高，通常采用受约束F检验和X²检验。

原假设H₀:个体的模型截距项和系数项都相同（混合效应模型）。

备择假设H₁：个体的模型截距项不同和系数项都相同（个体固定效应模型）。

F= =18.36             X² = 2( LR_ur - LR_r ) = 268.5804

式中：R²_ur和R²_r分别为个体固定效应模型和混合效应模型估计的确定系数，x₁和x₂分别为混合效应模型的自由度和个体固定效应模型的自由度；LR_ur和LR_r分别为个体固定效应模型和混合效应模型估计结果的对数极大似然函数值。由于F=18.362548>F_0.01(28,455) = 1.766562, X² =268.5804> X²_0.01(28)= 48.278235，所以拒绝原假设，个体固定效应模型估计优于混合效应模型。随机效应和个体固定效应相比，通过Hausman检验可知：X² = 18.36>X² _0.05(9)= 16.92 也拒绝了原假设。因此个体固定效应模型估计最为有效。

根据个体固定效应模型的估计结果，政府收入对劳动份额的影响为负，并有较高的显著性水平。估计结果与姜磊（2008）不同，与谢攀、李静相似。这说明政府收入的增加，挤占了资本所得和劳动所得。而相对于资本，劳动者处于弱势。1995年我国劳动所得和资本所得为51.65%和36.06%，而到2007年分别为40.07%和45.72%，劳动所得下降了11个百分点，而资本所得上升了8个百分点。具体来说，第一，在劳资争议中，劳动者本身处于弱势。早在100多年前，马克思就指出：“工资决定于资本家和工人之间的敌对的斗争。胜利必定属于资本家。资本家没有工人能比工人没有资本家活得长久。资本家的联合是很通常而卓有成效的，工人的联合则遭到禁止并会给他们招来恶果。”第二，劳我国特殊的二元经济结构和经济全球化加剧了劳动者的弱势地位。由于我国长期特殊的二元经济结构，长期存在着大量的剩余劳动力，使得劳动者工资长期处于较低的水平。而经济全球化，加速了资本流动性，也使资本的联合更加容易，是劳动者处于更加弱势的地位。第三，政府政策。由于地方政府片面追求GDP增长，政府政策侧重于招商引资而不是对劳动者的保护，使得劳动所得和资本所得受到挤压时，资本所得不降反升。

政府支出对劳动份额的影响为正，也具有极高的显著性水平，这说明，政府支出的增加有利于提高劳动份额。这与张全红（2010）、周杨波（2010）、D iwan(2000)、Hrrison（2002）等人结论相同。这是因为政府支出的一部分为转移支付，转移支付一般具有福利支出的性质，如社会保险、福利津贴、抚恤金、养老金、失业补助、救济金以及各种补助费, 包括农产品价格补贴等补偿了劳动者收入。近年来，我国加大了社会保障支出的力度，1993年我国中央和地方用于社会保障的支出为95.14亿元，到1999年增加到1194.44亿元，2005年增加到3698.86亿元，2009年增加到7606.68亿元。

政府收入和政府支出会劳动份额会带来两个不同方向的影响，而就回归系数来说，政府收入的回归系数高于政府支出的回归系数，也就是说增加1%的政府收入、同时增加1%的政府支出会降低劳动份额。事实上，由于行政管理成本的存在，增加1%的政府收入，并不能增加1%的政府支出，因此政府对我国劳动份额的影响总体为负面影响。这可能是作为政府理性经济人自身利益的冲动和我国长期以来单维的效率评价体系共同作用的结果。

（二）不同地区个体固定效应估计

由于我国经济存在着很大的区域差异，市场化程度、政府干预经济的方式和程度以及政府的规模和行政管理水平也存在较大差异，因此我们假定政府对我国劳动份额的影响会存在差异。因此，我们把29个省级单位分为东部地区、中部地区和西部地区，并分别建立面板数据对模型（,2）进行估计。鉴于个体固定效应模型更为有效，我们采用个体固定效应模型估计方法。东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省、自治区、直辖市；中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、广西10个省、自治区；西部地区包括四川、贵州、云南、陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆8个省。回归结果见表2。

表2                             不同地区个体固定效应估计结果

括号内为t统计量：#、＊ 、＊＊、＊＊＊ 分别代表20%、10%、5%、1% 显著性水平

表2的估计结果验证了我们的假设，即政府对劳动份额的影响存在比较大的地区差异。东部地区政府收入对劳动份额的影响为正，政府支出的影响为负，这与全国数据模型的估计结果在方向上类似。但显著性水平均不高，这说明政府对东部地区的劳动份额影响不大，可能是因为东部地区经济市场化程度和经济开放程度都比较高，劳动份额主要受经济因素的影响。就回归系数来说，政府支出的回归系数大于政府收入的回归系数，东部地区总体上政府对劳动份额的影响为正。这可能是因为东部地区法治水平和行政管理水平较高。

中部地区政府收入和政府支出对劳动份额的影响，在方向上与东部地区和全国一致。但是显著性水平极高，均在1%水平上具有显著性。这说明政府对劳动份额的影响较大，这可能是中部地区市场化程度和经济开发程度相对中部较低，政府干预经济的程度较高。就回归系数来说，政府收入和政府的回归系数都比较大，在东部地区政府干预经济的程度较高；与全国类似和东部不同，政府收入大于政府支出，这说明东部地区政府总体上政府对劳动份额的影响为负。这可能是因为中部地区由于区域位置的限制，需要投入更多的招商引资成本，减少了社会保障等方面支出。而数据显示中部地区社会保障支出高于东部地区，2009年东、中部地区用于社会保障方面的支出10.9%和15.1%。因此中部地区总体上政府对劳动份额的影响为负，可能源于政府的法治水平和行政管理水平。

西部地区政府收入和支出对劳动份额的影响均为正，这与全国的估计和东中部地区的结果不同。这可能是因为西部地区的宏观税负不高，获得了较多的转移行支付。以2009年为例，甘肃、青海、云南、新疆政府收入占GDP的总和的比例分别为18.6%、18.2%、18.4%、19.2%，而政府支出的比例却分别为41.1%、49.3%、36.2%和35.8%。政府支出对劳动份额的影响为正，并在5%水平上具有显著性，西部地区政府支出补偿了劳动者的收入，提高了劳动份额。就显著性水平和回归系数来说政府支出大于政府收入，这可能主要是源于西部地区获得政府收入的方式，即较多的转移支付收入。

总之，政府对劳动份额的影响在东部和西部为正，在中部为负。东部地区政府的正面影响源于其较高的法治水平或者行政管理水平，西部地区政府的正面影响主要是源于获得了较多的转移支付，中部地区就行政管理水平低于东部、就获得转移支付也少于西部地区，因此，政府对劳动份额的影响为负面的。同时政府对劳动份额的影响在中部最强，西部次之，在东部最弱，这说明伴随着市场化程度的提高，政府对劳动份额的影响可能存在着一个先上升后下降的倒U型趋势。未来的时间，政府对劳动份额的影响在中部会逐步降低，而对西部地区的影响会逐渐增加。

（三）数据稳健性检验

为了评价回归结果的稳健性，需对截面回归方程的残差进行单位根检验。若截面残差不存在单位根，残存序列是平稳过程，则可避免参数的伪回归估计结果。进行面板残差单位根检验是基于面板数据的AR（1）过程：

y_it=ρ_iy_it-1 +Xδ_i+ε_it                                  （2）

式中：i表示N个不同的横截面；t表示T个不同的个体观测期；X表示模型中的外生变量，包括固定效应或面板各单位时间趋势；ρ_i是回归系数，ε_it满足独立同分布假设。如果|ρ_i |< 1, 则序列y_it是弱平稳的；如果|ρ_i|=1，则序列y_it包括单位根，是不平稳序列，参数是伪回归估计。面板数据的单位根检验分为两类：一是相同单位根过程下的检验，其假定该参数对所有横截面都是相同的，主要有LLC检验；二是不同单位根过程下的检验，其假定参数ρ_i跨截面自由变化，主要有LM检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验等。具体残存单位根检验结果见表3。

表3  面板残差单位根检验结果

表3显示：所有面板单位根检验结果全部在5%的显著水平上都拒绝了残差存在单位根的原假设，表明面板残差是平稳的，模型的设定是合适的，估计结果具有稳健性。

本文利用1993-2009年间各省数据，建立面板数据模型，以政府收入和政府支出为参考指标，研究了政府对我国劳动份额的影响。又进一步对东、中、西部地区分别建立面板数据模型，以检验政府对我国劳动份额影响的地区差异。并对数据的回归残差进行面板单位根检验，证明了估计结果的稳健性。总结计量结果，可以得出以下结论：第一，从全国来看，政府收入对劳动份额的影响为负，政府支出对劳动份额的影响为正，并都具有较强的显著性。总体上政府对劳动份额的影响为负。第二，政府对劳动份额的影响存在较大的地区差异。政府对劳动份额的影响在东部和西部为正，在中部为负。东部地区政府的正面影响源于其较高的法治水平或者行政管理水平，西部地区政府的正面影响主要是源于获得了较多的转移支付，中部地区就行政管理水平低于东部、就获得转移支付也少于西部地区，因此，政府对劳动份额的影响为负面的。第三，政府对劳动份额的影响，伴随着市场化程度的提高，总体上来说会经历一个先上升后下降的U型趋势；从区域上来说，从东部向中部、继而向西部逐步扩展；政府对劳动份额的影响在中部会逐步降低，而对西部地区的影响会逐渐增加。

本文的政策启示是：第一，改革我国政府的绩效评价体系。由于我国长期实行单维的效率绩效评价模式，地方政府片面追求经济增长的政绩，加上自身利益的冲动，使得其重视招商引资而忽视对劳动者的保护，成为劳动份额下降的助推者。因此应该表这种绩效评价体系，建立包括经济效率、制度效率、和谐绩效和发展绩效在内的多维绩效评级体系。评价体系的改变会逐步地方政府的目标，使其更加重视对劳动者的保护，成为劳动份额提高的助推者。第二，对不同地区采取针对性的措施。东部地区劳动份额的下降主要源于市场竞争机制的结果，政府对劳动份额的影响为正，并且政府有较高的行政管理水平，因此可以适度加强政府干预。我国东部地区虽然经济发展水平较高，可是社会保障支出比例最低，劳动份额下降也最迅速，加强政府干预有其可能性也有必要性。中部地区政府对劳动份额的影响较大，政府干预市场程度较大，应在政府职能转变中减少提高政府行政管理水平，减少政府和行政事业单位的规模，降低对政府收入的压力；减少对市场干预的程度，突出对劳动者保护等公共目标的追求。西部地区政府对劳动份额的正的影响主要源于获得政府收入的方式，而随着经济的发展，这种优势会慢慢消失。市场化程度和开放程度的加深，劳动份额份额下降的趋势会加速，因此政府应在经济发展中注重对劳动者的保护。