塞缪尔·鲍尔斯,大卫·戈登,托马斯·韦斯考普夫,陈洋毅,查雅雯,李儒宣达,张自成,马梓涵

• 1:马萨诸塞大学
• 2:社会研究新学院
• 3:密歇根大学
• 4:中国人民大学马克思主义学院

摘要(Abstract)：

保守经济学是否成功改变了美国经济的潜在结构?这场变革带来了怎样的宏观经济影响?为了弄清这些问题，本文提出了一个反映宏观经济表现的社会结构模型，该模型可以识别和确定经济体制环境中关键维度的量化指标，并估计这些维度与诸如盈利能力和投资等关键经济变量之间的关系。本文继而将战后美国经济发展划分为四个关键阶段：繁荣、繁荣期制度结构的瓦解、政治和经济僵局以及商业支配。出于为利润率变动的制度性解释提供计量经济学支持的目的，本文将传统的计量经济学检验应用于有关政治和社会学现象的假设，并将美国战后积累的社会结构描述为影响资本家阶级相对权力的四个制度关系：“资本—劳动协调”“美式和平”“资本—市民协调”和“资本主义间竞争的缓和”。

关键词(KeyWords)： 商业支配;经济僵局;积累的社会结构

Abstract:

Keywords:

基金项目(Foundation):

作者(Author): 塞缪尔·鲍尔斯,大卫·戈登,托马斯·韦斯考普夫,陈洋毅,查雅雯,李儒宣达,张自成,马梓涵

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• (1)我们测定周期峰值的方法与我们的计量经济学估计保持一致,在估计中,我们将产能利用作为主要的周期性变量。因此,峰年由生产能力的利用情况来界定,由国内私人非住宅经济中的实际产出与估计的潜在产出之间的比率来衡量(数据来源及测量方法见附录)。在数据允许的情况下,表1将1987年作为最近周期的峰年,从而能够涵盖可得到的最新年度数据。考虑到1981年小高峰难以察觉的细微特征,以及为了更好地把保守经济政策时期作为一个整体进行评价,我们将1979—1987年作为一个单一的周期来看待。
• (2)由于下述两点原因,将保守时期追溯到1979年是合理的:第一,里根时期采取的许多政策在卡特政府末期已经出现了端倪,例如,放松管制,扩充军备,任命保罗·沃尔克掌管美联储,以及随后通过紧缩的货币政策来对抗通货膨胀。第二,根据前文脚注提出的衡量标准,1948、1966、1973、1979年都是周期性峰年,而1986年或1987年也很有可能是周期性峰年。在下文中,当1987年数据可用时,我们指的是1979—1987年周期,否则将用1979—1986年周期进行代替。
• (3)$1982表示以1982年为基期。——译者注
• (4)在此处和全文中,我们使用“公司盈利能力”(corporate profitability)这一术语表示公司净利润率(完整定义参见数据附录);并交替使用“公司盈利能力”和“公司利润率”(corporate rate of profit)这两个术语。
• (5)积累率与滞后两年的利润率之间的简单相关性为0.78。
• (6)有关20世纪80年代税收改革产生的效益过度集中于富人的详细证据,参见Congressional Budget Office(1987)。
• (7)参见Economic Report of the President(1988,Table B-12)。
• (8)这种被我们认为既是对商业最有利,也是保守经济议程中最明确的关于放松管制具体内容的讨论,参见Bowles et al.(1983,Ch.5);同时参见Harrison and Bluestone(1988)。
• (9)进口产品实际价格的下降相当于总生产函数的上升,因此,在其他条件相同的情况下,导致净产出的利润份额增加(这种效应在线性投入产出一般均衡模型中可以得到最方便的证明,即投入的进口产品的实际价格下降总是会使增广投入产出矩阵的最大特征值降低,且提高净产出的均衡利润份额。这一论证并不基于进口产品之间可替代性的假设)。较低的进口产品实际价格(称为更“有利的”贸易条件)一般也会减少净出口,抑制总需求,降低产能利用率,从而有可能抵消利润份额增加对利润率的正向效应。
• (10)这些数据参见Economic Report of the President(1987,Tables B-43,B-12,and B-3)。
• (11)“劳务流量”,原文是“the flow of labor services”。——译者注
• (12)“所雇佣劳动力每小时耗费的平均劳动”,原文是“the average effort expended per hour of labor hired”。——译者注
• (13)参见Gordon et al.(1982,Ch.2)的定义及文献。
• (14)关于这一过程的历史性和制度性解释,参见Bowles et al.(1983,1986)。
• (15)虽然积累的社会结构(SSA)框架提供了一个研究资本主义经济的一般性方法论,但我们将美国战后SSA这一特定模型限定在美国的这一时期,并不打算把这一特定制度特征应用于美国历史上的其他任何时期或战后时期的其他任何经济体。
• (16)鲍尔斯等人(Bowles et al.,1986)进一步引申和描述了这个多维指数(multidimensional index)。我们用它成功分析了直到1979年的利润率。里根政府期间的数据削减,使得20世纪80年代的多维指数无法更新。鉴于本文我们分析的关注点扩展到了20世纪80年代,我们将这个多元指数(multivariate index)三个组成部分中的一个(工会工人的罢工频率)作为工人抵抗的代表,这种测量方法的确适用于我们观察期间的最后一个周期。
• (17)我们并未将我们的分析拓展到20世纪80年代中期之后,且对于1985年后美元是否急剧贬值并不知晓,因此,对于美国的贸易条件能否完全由这组关于贸易权力及其决定因素的假设来解释,我们保留意见。
• (18)正如文中所指出的,重要的是美国相对于他国的利率,而不是美国的绝对利率;然而,在贸易权力指数中,我们只是用了美国的实际利率而没有试图控制海外利率的变动。一个次要的附加考虑限定了我们对这个指数的推导。在固定汇率制度条件下,实际利率对贸易条件影响的强制机制并不存在(因为这种影响是通过资本流动对相对汇率的作用而实现,故在汇率固定时,不存在潜在的影响通道)。因此,为了排除固定汇率期间利率和贸易条件之间可能存在的(或虚假的)协变扭曲,在回归求得贸易权力指数的过程中,1971年以前的实际利率系数被限定为0。1955—1986年的方程显示了实际利率和军事权力变量的效应显著为正,并解释了90%的贸易条件的方差。
• (19)有人可能会认为后一种产品市场紧密度指数除了冗杂地测量经济的周期性状态之外没有其他作用,但这个变量与我们的产能利用率指数之间的简单相关系数仅为0.37,这表明上述两个变量是有效的。
• (20)由于许多分析已经发现了这些控制影响价格和工资变动率的证据,我们为工资和价格控制添加了虚拟变量;因此,它们会影响净产出的利润份额,在其他条件相同情况下也会影响利润率。由于我们假设产能利用率影响和已用资本利润率决定因素在乘法上相互依赖,因此采取双对数形式进行回归。
• (21)为了便于阐述,在坐标图中,我们可将向量P压缩为资本主义权力的一个单一综合指数。下面我们将提出一种合理的方法来确定向量P的各个要素的权重,进而将此种集合纳入到一个单一变量中。
• (22)1951—1985年期间失业成本与滞后一年的产能利用率之间的简单相关性为-0.28。
• (23)关于这种方法的微观经济基础和宏观经济逻辑的详细论述,参见Gordon et al.(1988)。
• (24)这种积累的社会结构可以被更正式地概括为一个由P,r,k,x和z五个未知数构成的方程组:■ 向量z是外生的,而在我们的考虑中向量x代表两个状态变量:产能利用水平和实际利率。这些“状态变量”可能明显受到政府政策选择的影响。然而,我们并不寻求封闭方程组中定义可能由设计的最优控制操作产生的均衡值,例如,选择受此方程组和外生变量影响的产能利用水平或最优化k的实际利率(或令人信服的r)。相反,我们认为与政策相关的状态变量的确定,是那些对盈利能力、积累和方程组中其他结果变量具有不同偏好的经济主体之间冲突的结果;在本文中,我们将这些冲突以及x取值视为外生的。然而,为了推进研究,我们正在探索财政和货币反应函数(fiscal and monetary reaction functions)的规范表达,该表达将x的当前水平视为在众多因素中影响滞后的盈利水平或P要素的函数。也可参见爱泼斯坦和肖尔(Epstein and Schor,2019)在此种意义上关于货币反应函数的研究成果。
• (25)由于既定基准水平x*会影响P*的衡量及其变动(除非资本主义权力边界的移动不改变其斜率),这种衡量方式如同固定权重指数的权重选择一样具有任意性。产能利用水平是我们关于资本主义权力分析中的关键状态变量,为此我们将1.0作为基准(1955—1986年的平均值是0.967,并在七年内超过基准值1.0);实际利率是第二位的状态变量,其基准值是0.0(期间平均值为1.74%,并在九年内降至基准值0.0以下)。
• (26)该图忽略了其他外生变量z的影响。
• (27)我们使用一个系统的搜寻程序来检验每个测度的SSA权力变量与产能利用、实际利率之间的关系。在检验与产能利用的关系时,我们检验了u的当前水平和过去趋势——假设这些影响可能需要一段时间才能产生。保证在每一种情况下,我们都从Pi中消除了由它和状态变量的协方差引起的那部分方差变化的影响。
• (28)由于我们要替换图2(a)中的Pi,为了代数和计量的完整性,我们不仅要替换资本主义权力的新指数,还要替换所有由我们估计的“净化”方程所确定的测度的资本主义权力的其他结构性决定因素。
• (29)该图展示了变量的平滑值,并用三年中心移动平均线阐明其趋势变化的模式。
• (30)详尽的历史细节分析参见Bowles et al.(1983,Chs.4-5)。
• (31)图中的直线是由1955—1985年的失业成本对u进行回归以及1967—1985年的虚拟变量共同得到的;虚拟变量的t统计量为9.81(1985年是失业成本可得数据的最后一年)。
• (32)更确切地说,假设投资者寻求资产现值的最大化,公司的投资决策将取决于投资项目预期收入流的现值,并以借款的机会成本折现;对于一个预期收益与平均税后利润率相等的投资项目,这相当于利润率与实际利率的比率。因此,当用双对数形式估计积累函数时,我们期望这两个变量的系数大小大致相等但符号相反。此外,为了更精确地对待投资机会成本并遵循标准惯例,我们在关于积累的实证分析中,用实际(经税收调整)公司资本服务成本代替实际利率。
• (33)表3第3列产能利用变量的系数弹性相对较大,因为产能利用项用1.00的百分比表示,而因变量使用十进制的变化率表示(平均值为0.035);因此,产能利用的百分点变化占其自身平均水平的百分比要比累积率的百分点变化占其自身平均水平的百分比小得多。表3第4列的标准化回归系数对这种维度差异进行了修正。
• (34)我们估计了积累方程的简化形式,k=k(P*,x),并证实了潜在的资本主义权力指数P*的系数显著为正的假设。简化形式方程调整后的R2为0.93,P*的标准化回归系数为0.27,稳态产能利用标准化回归系数为0.41,资本服务实际成本的标准化回归系数为-0.24。
• (35)一些经济学家习惯于认为利润率和借款机会成本在均衡状态下是相等的,但这两项之间的简单相关系数仅为0.23。
• (36)在公司资本服务实际成本与当前及滞后一期的实际联邦基金利率(经自相关调整后)的回归中,我们得到调整后的R2为0.74;联邦基金利率的β系数之和为0.55,说明联邦基金利率一个标准差变化与资本服务成本半个标准差变化相关。
• (37)我们使用盈利能力和积累的预测值而非实际值来反映它们“结构化决定”的变化范围,并从系统随机噪声影响中将其提取出来。
• (38)对失业成本和产能利用水平进行统计分析,可以得出结论,潜在的美国资本主义权力在20世纪80年代没有显著提高。如图5所示,失业成本和产能利用水平这两个变量存在强烈且统计显著的负相关关系,在1966年以后的关系中也具有同样令人印象深刻且统计显著的下降。但没有证据表明1979年后出现了上升;最近阶段中一个附加虚拟变量的系数非常小,甚至近乎不显著(t=0.67)。对贸易权力变量的统计分析也表明,20世纪80年代没有出现有利的移动;在这种情况下,确实有证据表明,1979年后曲线出现了“上移”,伴随实际利率和军事活动采购的大幅上升,测度的贸易权力的改善程度可能低于历史的经验程度。1980—1986年贸易权力方程中虚拟变量的系数为负,t统计量为-2.67。
• (39)20世纪80年代的虚拟变量在表3第2列的利润方程与表3第3列的积累函数中均不显著。
• (40)此外,其他外生变量对于积累率没有显著帮助。在结构性系统的预估版本中出现的主要外生变量是技术创新指数的变化率。虽然这个变量在1973—1979年和1979—1986年间略有改善,但仍大大低于繁荣时期或1966—1973年的水平。
• (41)1979年以来,P*的个别要素有了一定改进。根据我们的指数,即税收资本份额的大幅下降,军事力量的上升,潜在失业成本小且不显著的增加,且该失业成本与享受失业保险资格的减少、失业期望持续时间的增加相关。但是这些变化很大程度上被P*中一些其他要素的恶化所抵消,导致潜在的资本主义权力指数总体变化很小。
• (42)关于这一时期收入不平等显著增加的证据,参见Congressional Budget Office(1988)及Harrison and Bluestone(1988)。
• (43)原文没有提供年份。——译者注
• (44)原文中该文献的出版时间是1988年,而实际上该文献于1989年出版。——译者注