中國收入差距與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系分析

夏曉婷

(內(nèi)蒙古財經(jīng)學(xué)院 研究生處，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070)

一、引言

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長，GDP由1978年的3645．2億元增加到2010年的74837．2億元①，人均GDP由1978年的381元增加到2010年的5594．4元。但在中國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的同時，收入差距問題日益嚴(yán)重，且主要表現(xiàn)為城鄉(xiāng)居民收入差距的不斷擴(kuò)大。1978年城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入為343．4元，農(nóng)村居民家庭人均純收入為133．6元;2010年城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入為3564．5元，農(nóng)村居民家庭人均純收入為1104．1元。城鄉(xiāng)居民收入的人均絕對差額由1978年的209．8元增長到2010年的2460．4元，相對差額由1978年的2．57倍增長到2010年的3．23倍。

收入差距與經(jīng)濟(jì)增長之間是如何相互影響的，國內(nèi)外學(xué)者對此進(jìn)行了相關(guān)研究:Arthur Lewis(1954)在兩部門模型中指出，經(jīng)濟(jì)增長最初集中體現(xiàn)在城市現(xiàn)代工業(yè)部門，而傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)部門工資率則維持在生存水平。由于現(xiàn)代工業(yè)部門工資率和勞動生產(chǎn)率很高，但就業(yè)機(jī)會有限，這樣就首先使現(xiàn)代化部門和傳統(tǒng)部門之間的收入差距迅速擴(kuò)大。在城市內(nèi)部，收入不平等程度也隨著現(xiàn)代化部門的不斷擴(kuò)大而上升，且比停滯的傳統(tǒng)部門內(nèi)部還嚴(yán)重。Kuznets(1955)率先對經(jīng)濟(jì)增長與收入差距的相關(guān)性作了開創(chuàng)性研究，并提出了著名的“倒U”假說，認(rèn)為一國在經(jīng)濟(jì)增長的初期階段，收入分配不均等程度會上升;而在經(jīng)濟(jì)增長的中期階段，收入分配不均等程度會趨于穩(wěn)定;在經(jīng)濟(jì)增長的后期階段，收入分配不均等程度則會不斷下降。趙人偉(1999)運用中國各省城鄉(xiāng)內(nèi)部收入差距的截面數(shù)據(jù)檢驗“倒U”現(xiàn)象，其結(jié)論并不支持“倒U”假說。洪大用(1995)、林毅夫(2000)、李佐軍(2000)和陸銘(2000)等認(rèn)為，長期以來向城市傾斜的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略選擇在很大程度上影響了城鄉(xiāng)收入差距。周文興(2002)研究發(fā)現(xiàn)，在長期關(guān)系中經(jīng)濟(jì)增長與收入差距之間呈正相關(guān)。Ravallion(2004)通過實證研究得出中國的經(jīng)濟(jì)增長模式是導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的主要原因。劉力、付誠(2005)對改革開放以來我國的經(jīng)濟(jì)增長與基尼系數(shù)進(jìn)行了分析，得出我國經(jīng)濟(jì)在保持高速增長的同時，基尼系數(shù)也呈現(xiàn)不斷擴(kuò)大的趨勢，城鄉(xiāng)差距、區(qū)域差距及行業(yè)差距都很明顯。王德文(2005)通過對1978－2003年的全國和各省數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，得出經(jīng)濟(jì)增長對城鄉(xiāng)收入差距的影響大致分為兩個階段:1980－1990年的經(jīng)濟(jì)增長具有收入均等化效應(yīng)，而1990年以來的經(jīng)濟(jì)增長不具有收入均等化效應(yīng)，其帶來的成果并沒有讓城鄉(xiāng)居民平等地享有。劉霖、秦宛順(2005)運用Granger檢驗分析了GDP增長率與人均收入基尼系數(shù)之間的因果關(guān)系，研究得出兩者互為因果關(guān)系。未良莉(2006)通過將城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)、農(nóng)村居民的基尼系數(shù)及城鄉(xiāng)收入比分別與人均GDP進(jìn)行Cointegration分析及Granger因果關(guān)系檢驗，得出城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長之間具有顯著的雙向因果關(guān)系。王韌(2006)用省級面板數(shù)據(jù)分析了中國城鄉(xiāng)收入差距變動的影響因素，研究得出“倒U”假說在中國是不成立的。張嫘、方天堃(2007)通過實證分析表明，經(jīng)濟(jì)增長無論在長期還是在短期，都是構(gòu)成城鄉(xiāng)收入差距變化的原因之一，而城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟(jì)增長的影響則僅表現(xiàn)在短期內(nèi)。丘京南(2007)認(rèn)為，1978－2005年的城鄉(xiāng)收入差距變化可分為四個階段:縮小－擴(kuò)大－再縮?。贁U(kuò)大，并通過研究城鄉(xiāng)收入差距對城鄉(xiāng)消費結(jié)構(gòu)、對城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)以及對工農(nóng)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展和宏觀經(jīng)濟(jì)三個方面的影響，得出城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響是極具危害性的。曾小彬、劉凌娟(2008)通過構(gòu)建多變量回歸模型，認(rèn)為影響中國城鄉(xiāng)收入差距的因素按作用大小依次排序為:二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、城市化水平、經(jīng)濟(jì)增長水平、對外開放中資本流動性、金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展效率、農(nóng)村物質(zhì)存量水平、財政支出力度，且這些因素可解釋中國城鄉(xiāng)收入差距的93．1%。贠鴻琬(2009)通過對河南省數(shù)據(jù)的研究表明城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長之間既存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，也存在雙向Granger因果關(guān)系。陳安平(2010)運用面板協(xié)整與因果關(guān)系檢驗，認(rèn)為中國城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，但因果關(guān)系并不明顯。

由于學(xué)者們研究的視角、測算城鄉(xiāng)收入差距所選取的指標(biāo)、運用的實證方法以及使用的數(shù)據(jù)資料有所不同，得出的結(jié)論也存在一些差別。本文將基于中國1978－2010年的數(shù)據(jù)，對城鄉(xiāng)收入差距與人均GDP進(jìn)行Cointegration檢驗，建立誤差修正模型，并通過Granger因果關(guān)系檢驗，進(jìn)一步證實二者之間的關(guān)系。

二、實證分析

(一)模型設(shè)定

在變量的選取過程中，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性、連續(xù)性等因素，最終選取1978年－2010年城鄉(xiāng)居民人均收入的絕對差額(URID)作為衡量城鄉(xiāng)收入差距的被解釋變量，選取同期的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(PGDP)作為解釋變量反映經(jīng)濟(jì)增長狀況，并采用Eviews6．0進(jìn)行統(tǒng)計分析。樣本數(shù)據(jù)共33個，數(shù)據(jù)來源于2011年《中國統(tǒng)計年鑒》和《新中國60年》。為了消除價格變動的影響，用全國居民消費價格指數(shù)(1978年=100)將URID和PGDP分別折算成實際值(見表1)。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的Cointegration關(guān)系，并能使其趨勢線性化，在一定程度上還可消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，所以對變量取自然對數(shù)，變換后的變量分別用LNURID和LNPGDP表示，其變化趨勢見圖1。從圖1可以看出，LNURID和LNPGDP兩個變量序列有大致相同的趨勢，說明兩個變量之間可能存在Cointegration關(guān)系。為了研究中國經(jīng)濟(jì)增長對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響，由此設(shè)定的模型是LNURIDt=α+β LNPGDPt+ μt，式中，α 和 β 是參數(shù)，μt是干擾項。

表1 1978－2010年全國城鄉(xiāng)收入差距及人均GDP單位:元

(二)變量的平穩(wěn)性檢驗

在進(jìn)行協(xié)整分析之前，首先要對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，確定變量LNURID和LNPGDP的單整階數(shù)。根據(jù)協(xié)整理論，只有具有相同單整階數(shù)的兩個變量才有可能存在長期均衡關(guān)系。因此，在對變量間進(jìn)行協(xié)整分析時，首先用單位根檢驗(Unit Root Test)方法來檢驗時間序列的單整階數(shù)。本文采用較為常見的ADF檢驗，LNURID和LNPGDP及其差分序列的具體檢驗結(jié)果見表2。

表2 變量序列的單位根檢驗

由檢驗結(jié)果可知，原序列LNURID和LNPGDP在5%的顯著性水平下是非平穩(wěn)的，而一階差分序列DLNURID與DLNPGDP在5%的顯著性水平下是平穩(wěn)的。因此，LNURID和LNPGDP均為一階單整序列，即LNURIDt～I(xiàn)(1)，LNPGDPt～ I(1)。此外，由圖2也可以直觀地看出，LNURID和LNPGDP的一階差分序列是平穩(wěn)的，這就具備了建立誤差修正模型的前提條件。

圖1 LNURID和LNPGDP時序圖

圖2 差分序列時序圖

(三)Cointegration檢驗

由于變量的非平穩(wěn)性，不能使用最小二乘法建立簡單的收入差距與經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)關(guān)系，而需要考慮這些變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。Cointegration檢驗的基本思想是:盡管兩個或兩個以上的序列為非平穩(wěn)序列，但是它們的某種線性組合卻呈現(xiàn)穩(wěn)定性，則這兩個變量之間就存在長期穩(wěn)定關(guān)系，也就是協(xié)整關(guān)系。由以上分析可知，兩個變量均為一階單整，符合進(jìn)行Cointegration檢驗的前提。下面利用Engle－Granger兩步法來檢驗城鄉(xiāng)居民收入差距和經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，具體檢驗步驟如下:

第一步，建立LNURID和LNPGDP的長期均衡回歸模型，用OLS法對其進(jìn)行回歸估計，結(jié)果如下:

第二步，對回歸方程的殘差序列et進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，若是平穩(wěn)的，則LNPT和LNPG是協(xié)整的，反之，則不是平穩(wěn)的。對殘差序列做單位根檢驗，其ADF檢驗結(jié)果，見表3所示。

表3 殘差序列的單位根檢驗

從表3可以看出，殘差序列在5%的顯著性水平下是平穩(wěn)的。因此，在1978－2010年間，中國城鄉(xiāng)居民收入差距和人均GDP之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。協(xié)整回歸方程是高度顯著的，可以認(rèn)為，在長期中人均GDP每增加1個百分點，城鄉(xiāng)居民收入差距將增大約0．96個百分點。

(四)誤差修正模型(ECM)

Granger定理表明，如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則一定存在描述變量之間由短期波動向長期均衡調(diào)整的誤差修正模型。根據(jù)前文得到的城鄉(xiāng)收入差距和人均GDP的協(xié)整方程，將協(xié)整方程的殘差序列作為誤差修正項ECM，利用一階差分序列和前期誤差序列，建立以下誤差修正模型:

其中 ECMt－1表示滯后一期的誤差修正項，即ECMt－1=et－1，模型回歸結(jié)果如下:

檢驗結(jié)果顯示，模型擬合程度較好。誤差修正項系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。以上誤差修正模型中，中國城鄉(xiāng)居民收入差距的短期波動可分為兩方面:一方面是短期人均GDP波動的影響;另一方面是偏離長期均衡的影響。誤差修正項系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，將以(－0．072146)的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。這就保證城鄉(xiāng)居民收入差距和人均GDP之間存在著長期的均衡關(guān)系。

(五)Granger因果關(guān)系檢驗

Cointegration檢驗的結(jié)果證明，城鄉(xiāng)居民收入差距與人均GDP之間存在某種長期的協(xié)整關(guān)系。但變量之間是否存在因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步檢驗。由于變量LNURID和LNPGDP均為I(1)過程并且具有協(xié)整關(guān)系，故可對其進(jìn)行因果關(guān)系檢驗。由統(tǒng)計軟件Eviews6．0得出檢驗結(jié)果，見表4。

表4 LNURID與LNPGDP的Granger因果關(guān)系檢驗

結(jié)果表明，在滯后階數(shù)1－3的情況下，LNPGDP不是LNURID的Granger原因的概率很小，在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說明LNPGDP是LNURID的Granger原因，兩者之間存在單向因果關(guān)系。也就是說，經(jīng)濟(jì)增長加劇了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。

三、結(jié)論與啟示

在1978－2010年間，中國城鄉(xiāng)居民收入差距與人均GDP之間存在長期均衡關(guān)系，人均GDP每變動1%，城鄉(xiāng)收入差距就會同方向變動0．96%。這說明中國經(jīng)濟(jì)增長加劇了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。伴隨著經(jīng)濟(jì)的高增長，中國城鄉(xiāng)收入差距會不斷地擴(kuò)大，而且由于財富積累的馬太效應(yīng)，這種關(guān)系在今后一段時間內(nèi)還可能會繼續(xù)持續(xù)下去。從Granger因果關(guān)系檢驗的結(jié)果又可看出，經(jīng)濟(jì)增長引起城鄉(xiāng)收入差距的單向變動，這與現(xiàn)實也是相符合的。由于城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大只存在負(fù)面影響，若任由這種趨勢發(fā)展，既會影響社會的穩(wěn)定，也會給經(jīng)濟(jì)增長帶來一定的阻礙。因此，需要依靠政府的力量對城鄉(xiāng)居民收入差距進(jìn)行有效的控制:加快推進(jìn)農(nóng)村城鎮(zhèn)化進(jìn)程，改革戶籍制度，逐步實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化，使城鄉(xiāng)居民享有平等的機(jī)會與權(quán)利;完善社會保障體系，建立健全農(nóng)村最低生活保障制度;深化收入分配制度改革，建立公正透明的分配機(jī)制，努力提高低收入者的收入，增加農(nóng)民的收入渠道，提高農(nóng)民的財產(chǎn)性收入;大力推進(jìn)農(nóng)村基礎(chǔ)教育和職業(yè)教育，提高農(nóng)民自身素質(zhì)，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)向集約化、高效益轉(zhuǎn)變;充分發(fā)揮財稅政策的調(diào)控作用，加大對農(nóng)村的轉(zhuǎn)移支付力度，逐步扭轉(zhuǎn)城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大的趨勢。

［注 釋］

① 2010年的絕對數(shù)據(jù)已用全國居民消費價格指數(shù)(1978年=100)折算成實際值，下同．

［1］ Simon Kuznets．Economic Growth and Income Inequality［J］．American Economic Review，1955，(45)．

［2］ 周文興．中國城鎮(zhèn)居民收入分配與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實證分析［J］．經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2002，(1)．

［3］ 劉霖，秦宛順．收入分配差距與經(jīng)濟(jì)增長之因果關(guān)系研究［J］．福建論壇(人文社會科學(xué)版)，2005，(7)．

［4］ 王韌．中國城鄉(xiāng)收入差距變動的成因分析:兼論“倒U”假說的適用性［J］．統(tǒng)計研究，2006，(4)．

［5］ 張嫘，方天堃．我國城鄉(xiāng)收入差距變化與經(jīng)濟(jì)增長的Cointegration及因果關(guān)系分析［J］．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2007，(3)．

［6］ 贠鴻琬．河南城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟(jì)增長的Cointegration及因果關(guān)系分析［J］．河南科學(xué)，2009，(7)．

［7］ 陳安平．中國收入差距與經(jīng)濟(jì)增長的面板Cointegration與因果關(guān)系研究［J］．經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2010，(1)．