城鄉(xiāng)收入差距對我國經(jīng)濟增長的影響——基于消費需求與物質(zhì)資本視角的實證分析

龐宇杰

(北京郵電大學(xué)國際學(xué)院，北京102209)

一、前言

如何協(xié)調(diào)經(jīng)濟增長與收入分配之間的關(guān)系，既是各國經(jīng)濟發(fā)展面臨的難題，也是經(jīng)濟學(xué)研究的重要領(lǐng)域。改革開放帶動了我國經(jīng)濟30年來的高速增長，國內(nèi)生產(chǎn)總值從1978年的3645.2億元增至2010年的340 506.9億元，人均GDP從1978年的381元增加至2010年的25 575元，年均增長率為8.76%。同時，我國的居民收入差距迅速擴大，基尼系數(shù)從1978年的0.33上升到2010年的0.47，而城鄉(xiāng)居民收入的比值更是從1978年的2.57上升到2010年的3.23①。目前，我國收入差距問題集中表現(xiàn)為城鄉(xiāng)收入差距的擴大，1990年城鄉(xiāng)居民收入差距對全國收入差距的貢獻率為56.90%，1995年的貢獻率為62.66%，2007年為64.45%②。在此背景下，研究城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長的影響具有重要的理論和實踐意義。

國內(nèi)外學(xué)者針對經(jīng)濟增長與收入差距之間的關(guān)系進行了大量研究，如Banerjee＆Duflo使用跨國面板數(shù)據(jù)并采用非參數(shù)方法分析了收入不平等與經(jīng)濟增長之間的非線性關(guān)系，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長率與收入差距呈“倒U型”關(guān)系［1］。由于跨國數(shù)據(jù)往往存在數(shù)據(jù)異質(zhì)性和不可比的問題，近年來的研究多使用來自一國內(nèi)的地區(qū)面板數(shù)據(jù)，中國經(jīng)濟增長與收入分配的關(guān)系也逐漸成為學(xué)界研究的熱點。林毅夫、劉明興以1978—1999年28個省份的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，分析了影響經(jīng)濟增長的主要因素和城鄉(xiāng)人均收入差距擴大的原因，認為發(fā)展戰(zhàn)略是解釋中國經(jīng)濟增長和收入分配的關(guān)鍵［2］。李娟娟通過計算城鄉(xiāng)收入差距對全國收入差距的貢獻率發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距已成為中國目前最重要的收入差距。30年間城鄉(xiāng)收入差距對總體收入差距的貢獻率在40%—60%之間波動，平均貢獻率為56.43%［3］。Risso＆Carrera研究了改革開放前1952—1978年以及改革開放后中國經(jīng)濟增長與收入差距的關(guān)系。協(xié)整分析表明兩個期間經(jīng)濟增長與收入差距的關(guān)系都為正，而且經(jīng)濟增長與收入差距之間的彈性在改革開放后增加了;另外格蘭杰檢驗表明，盡管在改革開放之前存在收入差距對經(jīng)濟增長的單向格蘭杰原因，但改革開放后不存在格蘭杰因果關(guān)系［4］。

收入差距和經(jīng)濟增長的關(guān)系與一國的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟政策密切相關(guān)，并受考察的時間跨度、估計方法、收入差距度量以及估計模型等因素影響。本文基于1978—2010年中國各省的面板數(shù)據(jù)，用各省城鄉(xiāng)居民人均收入的比值作為反映收入差距的指標(biāo)，用人均GDP作為反映經(jīng)濟增長的指標(biāo)，采用面板數(shù)據(jù)單位根檢驗、協(xié)整檢驗、誤差修正模型等計量方法，對收入差距通過消費需求和物質(zhì)資本形成兩條路徑影響經(jīng)濟增長進行實證分析。

二、收入差距對經(jīng)濟增長影響的理論推測

新古典經(jīng)濟增長理論中，影響經(jīng)濟增長的因素包括勞動力(人力資本)、資本和技術(shù)等。收入差距通過上述因素間接對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響，結(jié)合國情，筆者試圖從消費需求與物質(zhì)資本形成視角推測收入差距對我國經(jīng)濟增長的影響。

(一)收入差距通過消費阻礙經(jīng)濟增長

根據(jù)凱恩斯邊際消費傾向遞減規(guī)律，高收入階層的消費基本得到滿足，邊際消費傾向較低，而較低收入者需要消費的東西還有很多，消費傾向較強。因此，收入差距越大，意味著富人占有的財富比例越大，總消費需求越少。由國民收入恒等式Y(jié)=G+I+G+X-M可知，消費需求的減少使得國民收入同步降低;同時，消費需求減少會引起投資需求減少，進而減少對生產(chǎn)要素的引致需求，產(chǎn)出降低。因此，推測城鄉(xiāng)收入差距的擴大會通過消費途徑對我國經(jīng)濟增長產(chǎn)生阻礙作用，稱之為惡化效應(yīng)，即:收入差距→消費需求→經(jīng)濟增長。

(二)收入差距通過物質(zhì)資本形成刺激經(jīng)濟增長

收入差距導(dǎo)致消費需求相對不足時會增加國民儲蓄。增加的儲蓄一方面用于出口，體現(xiàn)為貿(mào)易順差的增加;另一方面會通過金融系統(tǒng)轉(zhuǎn)化成投資，促進物質(zhì)資本形成，有利于經(jīng)濟增長。同時，在經(jīng)濟發(fā)展初期出現(xiàn)的收入差距有利于資源從低效率的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向高效率的現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)流動，有利于農(nóng)村富余勞動力向缺乏勞動力的現(xiàn)代化部門流動，形成資本的積聚效應(yīng)，進一步促進資本的積累和擴張，從而有利于經(jīng)濟增長。我國是典型的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，推測收入差距可能會通過物質(zhì)資本形成途徑對經(jīng)濟增長產(chǎn)生刺激作用，稱之為刺激效應(yīng)，即:收入差距→物質(zhì)資本形成→經(jīng)濟增長。

經(jīng)濟增長由需求與供給兩方面決定，消費需求是收入差距從需求方面影響經(jīng)濟增長的主要途徑，物質(zhì)資本形成是收入差距從供給方面影響經(jīng)濟增長的主要途徑，可通過考察兩種效應(yīng)的大小來研究我國城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長的影響。如惡化效應(yīng)大于刺激效應(yīng)，則收入分配差距阻礙了中國經(jīng)濟增長;如惡化效應(yīng)小于刺激效應(yīng)，則收入差距總體上刺激了中國經(jīng)濟增長。

三、基于省級面板數(shù)據(jù)的實證分析

(一)模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

為增加估計的有效性和無偏性，筆者選用1999—2010年我國各省的面板數(shù)據(jù)進行計量分析，由于青海、西藏、海南數(shù)據(jù)不全，并且對四川和重慶做了合并數(shù)據(jù)處理，最終的數(shù)據(jù)涉及到27個省市，數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》。為減少數(shù)據(jù)波動和消除異方差，除城鄉(xiāng)居民收入比外，其他變量均采用自然對數(shù)。

根據(jù)前文的理論推測，消費需求與物質(zhì)資本對經(jīng)濟增長具有促進作用，收入差距可能通過這兩個途徑影響經(jīng)濟增長，建立計量模型如下:

LNyit=C+ α1+ β1inei，t-1+ β2LNdemi，t-1+ β3iLNcapi，t-1+ β4con1i，t-1+ β5con2i，t-1+Xi，t-1θ+ εit

其中:con1i，t-1=inei，t-1× LNdemi，t-1，con2i，t-1=inei，t-1× LNcapi，t-1

下標(biāo)i為各省的標(biāo)識(i=1，2……27)，下標(biāo)t是各年份(t=1979，1980……2008)的標(biāo)識。本文對所有的解釋變量取滯后一期，可避免與隨機干擾項相關(guān)，即內(nèi)生性問題。C是常數(shù)項;α1是地區(qū)個體效應(yīng)，反映各省的異質(zhì)性;εit為隨機擾動項。

其中，被解釋變量yit是第i省t年度的人均GDP，用來衡量i省t年度的經(jīng)濟發(fā)展情況，并用1978=100的GDP平減指數(shù)剔除物價因素得到實際GDP;inei，t-1是第i省t-1年度城鄉(xiāng)居民收入比，即城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入比，用來衡量i省t-1年度的收入分配不平等程度;demi，t-1是人均消費需求，用滯后一期城鄉(xiāng)居民人均消費表示，由于消費需求對經(jīng)濟增長具有促進作用，故將其作為解釋變量;capi，t-1是人均物質(zhì)資本存量，用滯后一期人均物質(zhì)資本存量表示，各省市各年份資本存量和相應(yīng)價格指數(shù)的數(shù)據(jù)來源于范巧的估算［5］，由于物質(zhì)資本對經(jīng)濟增長具有促進作用，故將其作為解釋變量。

con1i，t-1是第一個交叉項，即滯后一期城鄉(xiāng)收入之比inei，t-1與滯后一期城鄉(xiāng)居民人均消費 demi，t-1的乘積，可以反映收入差距與消費需求的互動關(guān)系，有助于消除兩者間可能存在的內(nèi)生性問題;con2i，t-1是第二個交叉項，即滯后一期城鄉(xiāng)收入之比 inei，t-1與滯后一期人均資本存量capi，t-1的乘積，可以反映收入差距與物質(zhì)資本間的互動關(guān)系，有助于消除兩者可能存在的內(nèi)生性問題;Xi，t-1是可能影響經(jīng)濟增長的其它控制變量，根據(jù)傳統(tǒng)的經(jīng)濟增長理論，勞動力就業(yè)對經(jīng)濟增長具有推動作用，所以加入了控制變量 jobi，t-1。jobi，t-1為就業(yè)人口比例，等于該省當(dāng)年底就業(yè)人員與省人口之比的百分?jǐn)?shù)，表示勞動力就業(yè)因素。在新經(jīng)濟增長理論中，人力資本對經(jīng)濟增長有著重要的作用，所以加入了控制變量edui，t-1，表示每萬人在校大學(xué)生數(shù)，該變量表示人力資本儲備狀況。

(二)單位根檢驗、協(xié)整檢驗［6］

很多經(jīng)濟時間序列本身不一定是平穩(wěn)的，但往往表現(xiàn)出共同的變化趨勢，如果對這些數(shù)據(jù)直接回歸，可能出現(xiàn)較高的可決系數(shù)，對于經(jīng)濟現(xiàn)象的解釋沒有意義，即“偽回歸”。為避免偽回歸，必須對各面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。采取常用的ADF和PP檢驗(含截距)，根據(jù)Schwarz原則選 取 滯 后 期 數(shù)，對 yit、inei，t-1、LNdemi，t-1、LNcapi，t-1、con1i，t-1、con2i，t-1、LNjobi，t-1、LNedui，t-1進行單位根檢驗，結(jié)果見表1。

表1表明，一階差分后的變量均為平穩(wěn)序列，即I(1)。進一步采用基于Eagle-Granger兩步法的Kao檢驗來判斷8個變量之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，即面板協(xié)整關(guān)系檢驗。

表1 變量的單位根檢驗結(jié)果

表2 面板數(shù)據(jù)的Kao檢驗結(jié)果

Kao檢驗拒絕了原假設(shè)，表明以上變量構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)存在協(xié)整關(guān)系，各變量均可進行協(xié)整檢驗。

(三)回歸結(jié)果分析

對于面板數(shù)據(jù)可以用混合截面模型、固定效應(yīng)模型或隨機效應(yīng)模型進行估計。如果選擇混合截面模型，則會忽略個體的異質(zhì)性。根據(jù)Hausman檢驗，本文選擇面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型進行估計?；貧w結(jié)果見表3。為確保結(jié)果的穩(wěn)健性，對回歸分析產(chǎn)生的殘差進行面板單位根檢驗。單位根檢驗表明殘差序列是平穩(wěn)的(見表4)，進一步證明計量方程所代表的協(xié)整關(guān)系成立，收入分配不平等是影響經(jīng)濟增長的長期原因之一。

表3 面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

表4 殘差的面板單位根檢驗(含截距)

固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果顯示，組內(nèi)的R2為0.9803，調(diào)整后的可決系數(shù)達到 0.9609，F(xiàn)-statistic 為 5511.71，說明模型的解釋力度較強。最終得到協(xié)整方程:

LNyit=-2.581+a1+0.206inei，t-1+0.523LNdemi，t-1+0.370LNcapi，t-1-0.063con1i，t-1+0.032con2i，t-1+0.803 LNjobi，t-1+0.127LNedii，t-1+ εit

其中:con1i，t-1=inei，t-1× LNdemi，t-1，com2i，t-1=inei，t-1× LNcapi，t-1

根據(jù)模型設(shè)定和回歸結(jié)果，消費需求變動對經(jīng)濟增長的影響為:

?LNy/?LNdem= β2+ β4inei，t-1=0.523+(-0.063)inei，t-1

該式表明，消費需求變動對經(jīng)濟增長的影響受到收入差距因素的影響，用平均值來代替inei，t-1［7］，得:

?LNy/?LNdem=0.523+(-0.063)inei，t-1≈0.523-0.063 ×2.457=0.368

該式大于0，并且通過檢驗顯著不為0，表明消費需求對經(jīng)濟增長有正向推動作用，但是β4顯著為-0.063，表明消費需求變動對經(jīng)濟增長的促進作用因收入差距的擴大而減弱，證明城鄉(xiāng)收入差距通過抑制消費需求對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負向影響，即惡化效應(yīng)的理論推測成立。用同樣的方法分析物質(zhì)資本存量變量:

?LNy/?LNcap= β3+ β5inei，t-1≈0.379+0.032 × 2.457=0.458

該式的值為0.458，顯著大于0，意味著物質(zhì)資本對經(jīng)濟增長有著明顯的推動作用。且β5顯著大于0，表明物質(zhì)資本對經(jīng)濟增長的推動作用由于收入差距而進一步增強，證明城鄉(xiāng)收入差距通過刺激物質(zhì)資本形成對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向影響，即刺激效應(yīng)的理論推測成立。這可能是因為在二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下，城鄉(xiāng)收入分配不均等引起資源從低效率的農(nóng)村部門向高效率的城市部門流動集聚，強化了資本形成對經(jīng)濟增長的刺激作用。

從城鄉(xiāng)居民收入之比變量前的系數(shù)來看，變量的系數(shù)顯著為0.21，表明中國自改革開放以來打破平均主義，適度拉開收入分配差距促進了經(jīng)濟的增長，但收入差距對經(jīng)濟增長的綜合影響是基于一定歷史條件下、一定的消費需求水平與資本存量水平之上的，收入分配不平等對經(jīng)濟增長的綜合影響可以表示為:

?LNy/?LNine= β1+ β4LNdemi，t-1+ β5LNcapi，t-1≈0.206-0.063 × LNdemi，t-1+0.032 × LNcapi，t-1

根據(jù)歷史數(shù)據(jù)計算，1978—2010年間各省人均消費自然對數(shù)的均值為6.2，人均物質(zhì)資本存量自然對數(shù)的均值為7.61，故上式的結(jié)果為:0.206+(-0.063)× 6.2+0.032 ×7.61=0.06。

結(jié)果0.06為正，且顯著不為0。表明城鄉(xiāng)收入之比每增加1%，對人均GDP有0.06%的正向影響，即在1978—2010年間，城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長(用GDP衡量)的正向刺激效應(yīng)大于負向惡化效應(yīng)。

歷史數(shù)據(jù)檢驗結(jié)果表明，改革開放以來，適當(dāng)拉開收入差距刺激了經(jīng)濟增長，但這是以有效消費需求相對不足為代價的——收入差距抑制了消費需求，并且由于邊際消費傾向的下降，消費對于經(jīng)濟增長的拉動作用被減弱。相反，收入差距刺激了物質(zhì)資本形成，對于經(jīng)濟增長的刺激作用也因收入差距增強了。另外，就業(yè)人口比例和每萬人大學(xué)生人數(shù)前系數(shù)顯著為正，分別為0.8、0.13，說明勞動力就業(yè)與人力資本對經(jīng)濟增長有顯著的推動作用，且中國經(jīng)濟總體上還處于勞動密集型發(fā)展階段，經(jīng)濟增長受勞動力就業(yè)影響比較大，而受人力資本影響相對較小。

(四)誤差修正模型結(jié)果

為進一步考察變量偏離長期均衡的短期波動情況，選擇滯后項為1，設(shè)誤差修正項為ECMi，t-1，建立誤差修正模型:

ΔLNyit= γ1Δinei，t-1+ γ2ΔLNdemi，t-1+ γ3ΔLNcapi，t-1+γ4Δcon1i，t-1+ γ5Δcon2i，t-1+ γ6ΔLNjob1i，t-1+ γ7ΔLNedu1i，t-1- λECMi，t-1+ μit

表5 誤差修正模型結(jié)果

誤差修正模型的結(jié)果顯示，ECMi，t-1系數(shù)的符號為負，GDP的實際值與長期均衡值的差距約有8%得到糾正，且在1%的顯著性水平下不為0，符合反向修正原理;除就業(yè)人口比例、人力資本、城鄉(xiāng)收入差距與資本存量的交叉項外，其他參數(shù)對經(jīng)濟增長的短期影響都表現(xiàn)為顯著。

從理論上可以對參數(shù)前的系數(shù)做出解釋:我國經(jīng)濟增長模式已由勞動密集型向資本密集型轉(zhuǎn)變，所以短期就業(yè)量的變動不會對GDP帶來明顯影響;人力資本的培養(yǎng)和發(fā)揮作用是一個長期過程，短期對GDP不會產(chǎn)生顯著影響;城鄉(xiāng)收入差距的變動影響到物質(zhì)資本的形成與積累也需要一個過程，從而對GDP沒有顯著影響，即短期城鄉(xiāng)收入差距不存在對GDP的刺激效應(yīng)。

在短期，收入差距對物質(zhì)資本形成沒有影響，所以城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長的影響完全由消費途徑?jīng)Q定，并且同樣會對消費產(chǎn)生抑制作用，從而對經(jīng)濟增長的影響為負:-0.221-6.2 ×0.025=-0.376(同上文，其中 6.2 為人均消費需求的對數(shù))，且顯著不為0?？梢姡唐谥淮嬖诔青l(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長的惡化效應(yīng)。

四、結(jié)論與建議

在長期中，存在著城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長間的均衡關(guān)系，城鄉(xiāng)收入之比每增加1%，對人均GDP有0.06%的正向影響，總體上刺激了經(jīng)濟增長，即在改革開放30多年間，城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長的刺激效應(yīng)大于惡化效應(yīng);在短期中，收入分配不平等只存在惡化效應(yīng)，會阻礙經(jīng)濟增長。由于收入差距是用城鄉(xiāng)收入之比來衡量的，而城鄉(xiāng)收入差距反映了中國突出的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，盡管中國目前城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)形成的收入分配格局總體上對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了刺激作用。筆者認為，改革開放以來，適當(dāng)拉開收入差距通過物質(zhì)資本形成途徑刺激了用GDP衡量的經(jīng)濟增長，而不是消費需求途徑。資本存量的增加會導(dǎo)致產(chǎn)出增加，必須要有與之相適應(yīng)的有效消費需求，如果消費需求過度萎縮，則產(chǎn)出過剩的現(xiàn)象將加劇。要實現(xiàn)中國經(jīng)濟的長期持續(xù)發(fā)展，必須關(guān)注收入差距問題，而城鄉(xiāng)收入差距過大本身就是嚴(yán)重的社會問題，必須努力消除二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，否則我國經(jīng)濟進一步增長的空間將會受到限制，即使取得了GDP的增長也是以犧牲消費為代價的。

在長期中，消費需求對經(jīng)濟增長具有顯著的正向影響，且消費對經(jīng)濟增長的促進作用因城鄉(xiāng)收入差距引起的社會邊際消費傾向遞減而減弱;在短期中，城鄉(xiāng)收入差距通過消費對經(jīng)濟增長的綜合影響為負值。因此無論是從長期還是短期來看，城鄉(xiāng)收入差距通過影響消費需求阻礙經(jīng)濟增長的作用機制都比較顯著，即長期和短期中都存在惡化效應(yīng)。由于收入差距通過消費對經(jīng)濟增長具有重大影響，應(yīng)不斷改革和完善我國收入分配體制，努力提高消費對我國經(jīng)濟增長的貢獻率。一方面，要通過完善社會保障等手段有效調(diào)節(jié)高收入人群的收入，增加中等收入階層人數(shù)，提高低收入階層收入，形成橄欖型的社會收入分配結(jié)構(gòu)，擴大內(nèi)需，提高消費對經(jīng)濟增長的促進作用;另一方面，要特別注重縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，在保持城鎮(zhèn)居民可支配收入不斷增長的同時，通過稅收和轉(zhuǎn)移支付等方法縮小收入分配的城鄉(xiāng)差異，要保證農(nóng)村居民純收入有更大幅度的增長，從整體上縮小我國收入分配差距對消費需求產(chǎn)生的負向影響。

在長期中，物質(zhì)資本對經(jīng)濟增長有顯著的推動作用，且由于城鄉(xiāng)收入差距程度的提高，物質(zhì)資本對經(jīng)濟增長的推動作用加強;在短期中，城鄉(xiāng)收入差距對物質(zhì)資本形成沒有顯著影響，不存在刺激效應(yīng)。由于物質(zhì)資本對經(jīng)濟增長的重要作用，應(yīng)合理引導(dǎo)社會物質(zhì)資本的形成和流向。一方面，針對我國居民儲蓄率短期難以下降的現(xiàn)狀，政策制定者應(yīng)合理引導(dǎo)和利用居民儲蓄資金，制定各項有利于提高居民儲蓄投資轉(zhuǎn)化率的政策，并且要把儲蓄資金轉(zhuǎn)化成的資本用于有利于社會平等發(fā)展的領(lǐng)域;另一方面，由于城鄉(xiāng)收入差距還通過二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)導(dǎo)致資源向城市集中，促進資本形成，刺激經(jīng)濟增長，但是這可能造成城鄉(xiāng)收入差距進一步拉大，所以必須統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，避免資本向城市過度集中而農(nóng)村不足。

注釋:

①有學(xué)者認為該比值不能真實反映城鄉(xiāng)之間的實際收入情況以及實際福利水平上的差距，因為城鎮(zhèn)居民的可支配收入沒有涵蓋城市居民所享有的各種實物性補貼，例如城鎮(zhèn)居民中很多人享受的公費醫(yī)療、養(yǎng)老保險、失業(yè)保險等，農(nóng)民卻沒有完全享受這種待遇。如把各種未報告的城鎮(zhèn)居民隱性收入以及享受的福利包括在內(nèi)，城鄉(xiāng)收入差距可能更大。

②國家發(fā)展改革委員會宏觀經(jīng)濟研究院2008年重點課題“促進形成合理的居民收入分配機制”研究成果。

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