一、引言
近年來，由于城鄉收入差距擴大、農民工收入增長緩慢、企業內部職工收入分化嚴重等問題愈演愈烈，勞動收入份額變動已經引起了我國學者的廣泛重視。有部分學者甚至認為，2002-2006年，我國勞動收入份額的估計大約在40%左右，而且仍在繼續下滑中。這一數據和資本主義國家相比，差距甚遠。二戰以后，西方資本主義國家勞動收入份額普遍經歷了一個上升過程。1952年，美國的勞動收入份額只有61%，1970年代末上升到了68%，之后雖有所下降，但一直都維持在65%左右。1955年日本的勞動收入份額只有40%，此后不斷上升，從上世紀70年代中期到90年代末期一直維持在55%。
勞動收入份額是指國民收入中歸屬勞動者收入的比例，它反映了投入生產過程中的勞動要素在最終分配時所占比例的大小。在國民收入初次分配中，統計時通常在宏觀意義上將國民經濟劃分為三大部門：政府部門、居民部門和企業部門，對應的初次分配收入分別稱為生產稅凈額、勞動者報酬和營業盈余。因而如果勞動收入份額較低，則意味著居民收入增長緩慢，大部分收入都歸入了政府部門和企業部門，長期以往，必將導致貧富差距擴大，居民消費水平下降，這對維持社會穩定、、有效擴大內需和保證長期經濟增長都將帶來巨大挑戰。因而，準確測算我國勞動收入份額比重、判明未來收入變動趨勢對于制定相應的收入政策、稅率政策具有十分重要的理論意義和現實意義。
有鑒于此，本文基于生產函數法對我國勞動收入份額進行了測算，試圖為測度勞動報酬比重提供新的研究視角，為國民核算資料提供新的參考依據。
二、研究框架
生產函數是一種用數學函數關系描述生產成果產出與生產要素投入之間關系的經濟模型。一般說, 決定產出量的主要投入要素有勞動力、資本和與勞動力、資本有關的技術進步。這些要素的組合與產出可達到的最高水平之間存在著密切的依存關系。美國著名數學家柯布和經濟學家道格拉斯共同研究了產出與投入的關系, 并用函數描述了這種關系, 即為C- D 型生產函數。之后，由于Cobb-Douglas生產函數良好的性能，在理論研究中得到了廣泛應用，因此，本文也選擇該函數對我國勞動收入份額進行測算。其形式如下：
（1）
式中，Y為經濟產出，L為勞動，K為資本，t為時間，A為規模因子，g為技術進步對經濟產出的貢獻率。、、分別為勞動、資本的投入產出彈性。根據函數齊次性和規模報酬不變特性，，且，。
（2）
三、數據選取和模型估計
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1、經濟產出: Y
以1990 年的不變價格表示。使用的折扣系數是根據樣本數據提供的以1990 年不變價格及現價計算的總產值計算得出的隱含的折扣系數。一般而言, 衡量國民經濟整體產出增長率的指標應該是按可比價格計算的國內生產總值或國民生產總值(看是否計算國外資本和勞務)。這兩項指標都可以直接從有關統計資料中獲得。本文采用國內生產總值作為衡量經濟增長的基本指標。
2、資本存量: K
資本存量的計算是采用前一年的資本凈值減去本年折舊,再加上經過投資價格指數折扣以后的本年新增資本存量。本文采用Jefferson 等(1996) 估算的1990 ―1992 年的投資價格指數。1993 年到1994 年的投資價格指數使用《中國統計年鑒(1997) 》提供的資本品的價格指數。在進行經濟增長因素分析時, 資本投入量應為直接或間接構成生產能力的資本總存量(或簡稱資本存量) , 它既包括直接生產和提供各種物質產品和勞務的各種固定資產和流動資產,也包括為生活過程服務的各種服務及福利設施的資產, 如住房等。由于資本的相加只能用價值量進行, 因而這些數量指數也只能用價值量單位表示, 如經常被換算為可比價格。估算按可比價格計算的資本存量最常用的方法是所謂的“永續盤存法”。
3、勞動: L
兩個潛在的變量可以作為勞動力投入的度量。一個是全職職工的人數,另一個是年度實際工作小時。在經濟增長因素分析中, 如果嚴格按照理論的要求, 應當是一定時期內要素提供的“服務流量”, 它不僅僅取決于要素投入量, 而且還與要素的利用效率、要素的質量等因素有關。就勞動投入指標而言, 是指生產過程中實際投入的勞動量, 用標準勞動強度的勞動時間來衡量。在市場經濟國家, 勞動的質量、時間、強度一般是與收入水平相聯系的, 在市場機制的調節下, 勞動報酬能夠比較合理地反映勞動投入量的變化。而在中國, 由于正處于由計劃經濟體制向市場經濟體制的過度時期, 收入分配體制不盡合理和市場調節機制不夠完善, 而且我國目前尚缺乏必要的統計資料。因此, 本文采用歷年社會勞動者人數作為歷年勞動投入量指標。
樣本選取區間為1991-2010年，共20組數據，全部數據來源于《中國統計年鑒》、世界銀行統計數據庫和IMF數據庫。
（二）估計結果
1、OLS估計結果
LnY = 10.75 + 0.5105 LnL + 0.0.5142 + 0.0413
（0.043） （4.5965） （5.7347） （2.1382）
R2=0.99 AIC=-2.008 D.W.=1.9789 LogL=23.08
從模型估計結果可以看出，1991-2010年，我國的勞動收入份額大約在0.5左右，這與部分學者的研究結論基本一致（李稻葵，2009；常進雄，2011），與發達國家橫向比較，這一數值顯然偏低。不過，我們發現勞動和資本的收入份額相加略大于1，這與柯布道格拉斯生產函數的假設不一致，因此，我們要對此進行約束參數檢驗，以判別這種差異是否顯著。
檢驗采取Wald檢驗形式，原假設為：。檢驗結果如下：
可以看出，F統計量和統計量均顯示，原假設不能在5%的顯著性水平下被拒絕，因而認為的值與1無顯著性差異，因而模型的設定是合理的。
2、勞動收入份額的趨勢性分析――狀態空間變量模型
上面我們對1991-2010年我國勞動收入份額進行了測算，這有利于我們靜態考察勞動要素在我國初次分配中所占的比重，但是，作為新興和轉軌國家的經濟體，我國的經濟環境一直處在不斷發展變化之中，有關改革措施不斷推出，這些舉措都有可能會影響到勞動收入份額的變動。為了捕捉這種動態因素對我國勞動收入份額占比的影響，判斷勞動收入份額占比變化趨勢，下面我們使用狀態空間變量模型對整個樣本期進行檢驗。模型形式如下：
量測方程：
1,2,… , 20。
狀態方程：
圖1給出了1991-2010年我國勞動收入份額的比重示意圖?？梢钥闯?，我國勞動收入份額呈現出一種倒“U”型形狀。具體來說，在1991-1994期間，我國的勞動收入份額較低，基本都在50%以下，1991年甚至只有40%的水平，但隨著時間的推移，我國勞動收入分額不斷上升，上個世紀末上升至60%以上的水平，達到發達國家的水平。進入新世紀，98亞洲金融危機以后，由于國家大規模進行財政投資以刺激內需，勞動收入份額又開始出現穩步下降局面，目前大約在0.5左右，這與OLS結果一致。倒U型形狀說明我國的勞動收入份額波動性更符合“庫茲涅茨事實”而不支持“卡爾多”事實，這與羅長遠和張軍（2009）的研究結論基本是一致的。從趨勢上看，我們認為現階段我國已經過了勞動收入份額上升的時間段，未來如果國家層面仍然采取依靠投資刺激經濟增長的政策，勞動收入份額可能還會繼續下跌，勞動在產出中貢獻有可能繼續降低。
四、結論
針對當前諸多學者關注的中國收入份額下降的問題，本文在對柯布-道格拉斯生產函數進行對數分解的基礎上，對我國勞動收入份額進行了測算，研究認為：當前我國收入勞動份額大約在0.5左右，從橫向上比較，這一數值與發達國家的確仍然存在較大差距。使用狀態空間變量模型對1991-2010年我國勞動收入份額進行估算發現，我國勞動收入份額呈現出一種倒“U”型形狀，說明我國的勞動收入份額波動性更符合“庫茲涅茨事實”而不支持“卡爾多”事實。從趨勢上看，我們認為現階段我國已經過了勞動收入份額上升的時間段，未來勞動收入份額可能還會繼續下跌，勞動在產出中貢獻有可能繼續降低。
