結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對(duì)貧富差距的微觀機(jī)理及跨期調(diào)節(jié)——基于平滑轉(zhuǎn)移的閾值協(xié)整分析

謝婷婷 司登奎

（1.石河子大學(xué) 商學(xué)院，新疆 五家渠831300；2.中國(guó)海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島266100）

一、問題的提出及文獻(xiàn)梳理

改革開放30多年來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)得到了較快的發(fā)展，但收入分配不均的客觀現(xiàn)象一直沒有得到緩解，反而在近年來有擴(kuò)大的態(tài)勢(shì)。貧富差距的不斷加大以及區(qū)域之間發(fā)展的不平衡逐步導(dǎo)致我國(guó)出現(xiàn)“兩極分化”的現(xiàn)象，并進(jìn)一步產(chǎn)生居民消費(fèi)傾向降低、社會(huì)不穩(wěn)定等一系列消極問題，從而對(duì)社會(huì)和經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生直接威脅。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型已成為當(dāng)前改革的重點(diǎn)，如何在結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的背景下縮小貧富差距也是當(dāng)前研究的熱點(diǎn)。因此，把握結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對(duì)貧富差距的作用機(jī)理能夠從微觀視角全面認(rèn)知貧富差距，對(duì)于縮小貧富差距、協(xié)調(diào)社會(huì)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)和政策意義。

自?shī)W地利統(tǒng)計(jì)學(xué)家洛倫茲（Lorenz，1907）提出了反映國(guó)民收入分配不平等的洛倫茲曲線（Lorenz Curve）之后，引起了學(xué)術(shù)界的高度關(guān)注，陸續(xù)有學(xué)者開始對(duì)收入差距問題進(jìn)行了相應(yīng)的研究，歸納起來可將已有的成果分為三類：第一，對(duì)貧富差距進(jìn)行測(cè)度。如：陳宗勝和周云波（2002）使用基尼系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)值判斷法對(duì)我國(guó)貧富差距進(jìn)行測(cè)度，對(duì)今后關(guān)于測(cè)度貧富差距的方法研究提供了貢獻(xiàn)［1］。王志江（2006）提出了用于衡量輸入分配平等程度的修正加權(quán)變異系數(shù)計(jì)算公式，并且從數(shù)學(xué)上證明了修正加權(quán)變異系數(shù)具有類似于基尼系數(shù)那樣的良好度量性質(zhì)，研究結(jié)果表明，修正加權(quán)變異系數(shù)是度量貧富差距的有用指標(biāo)［2］。沈凌（2009）通過構(gòu)建一個(gè)基于二元結(jié)構(gòu)的兩部門模型對(duì)收入差距進(jìn)行了分析，結(jié)果表明農(nóng)民的人口比例B和農(nóng)民的相對(duì)貧窮程度d可以對(duì)貧富差距的評(píng)價(jià)具有較好的效果［3］。胡祖光（2010）利用非參數(shù)核密度函數(shù)對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)居民收入的動(dòng)態(tài)變化進(jìn)行了相應(yīng)研究，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民收入差距的變化遵循一種非特定曲線形式［4］。第二，對(duì)貧富差距的影響因素進(jìn)行研究。如：魯曉東（2008）研究要素稟賦、貿(mào)易開放度對(duì)個(gè)人收入分配的影響，結(jié)果顯示，它們對(duì)中國(guó)收入差距具有相當(dāng)?shù)慕忉屃?，而?duì)外貿(mào)易是造成中國(guó)收入差距拉大的主要原因之一［5］。賈利軍（2010）用行業(yè)利潤(rùn)率非平均化對(duì)我國(guó)貧富差距進(jìn)行研究，提出部分行業(yè)利潤(rùn)率過高是造成我國(guó)貧富差距的重要原因［6］。韓香玲（2011）從歷史沿革、資源稟賦、分配體系和制度四個(gè)方面分析了貧富差距過大的原因，發(fā)現(xiàn)由于我國(guó)長(zhǎng)期的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)發(fā)展模式和嚴(yán)格的戶籍制度影響，城鄉(xiāng)居民收入不斷拉大，從而加劇了貧富差距［7］。第三，從方法論的角度對(duì)貧富差距進(jìn)行實(shí)證研究。如：李軍（2005）構(gòu)建了均等指數(shù)方法對(duì)中國(guó)及42個(gè)國(guó)家和地區(qū)的貧富差距程度進(jìn)行了實(shí)際計(jì)算，結(jié)果表明均等指數(shù)方法具有一定的替代基尼系數(shù)的效應(yīng)［8］?？佃保?009）運(yùn)用測(cè)度貧困的FGT指數(shù)與測(cè)度收入分配不平等的Gini系數(shù)的參數(shù)與非參數(shù)計(jì)算方法研究了我國(guó)的貧富差距，并將參數(shù)與非參數(shù)兩類方法進(jìn)行了實(shí)證上的比較［9］。遲?。?012）采用基尼系數(shù)的分解方法研究我國(guó)的貧富差距，發(fā)現(xiàn)財(cái)產(chǎn)性收入分布的基尼系數(shù)是最高的，對(duì)總收入差距的貢獻(xiàn)也在迅速擴(kuò)大，這一現(xiàn)象值得重視［10］。

從已有的研究成果可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)術(shù)界對(duì)貧富差距的研究形成了較為豐富的成果，使我們對(duì)貧富差距的發(fā)展有了一定的認(rèn)識(shí)，為后續(xù)研究奠定了一定的基礎(chǔ)，具有重要的參考價(jià)值。同時(shí)也發(fā)現(xiàn)方法論在研究貧富差距的過程中發(fā)揮著重要的作用。但是，從已有的研究成果中也不難發(fā)現(xiàn)上述學(xué)者在研究貧富差距時(shí)存在以下三點(diǎn)缺陷：首先，利用傳統(tǒng)指標(biāo)研究貧富差距忽略了潛在的內(nèi)生性問題，會(huì)導(dǎo)致研究結(jié)果與現(xiàn)實(shí)不符；其次，采用線性方法對(duì)貧富差距進(jìn)行實(shí)證分析會(huì)扭曲變量間的真實(shí)關(guān)系；最后，利用普通最小二乘法對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，會(huì)產(chǎn)生有偏、不一致的結(jié)果。鑒于此，本文采用當(dāng)前學(xué)術(shù)界公認(rèn)的評(píng)價(jià)收入差距的指標(biāo)，從非線性的視角著手分析結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對(duì)貧富差距的作用機(jī)理，并聯(lián)合使用動(dòng)態(tài)最小二乘法（DOLS）和完全修正的最小二乘法（FMOLS）對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，以確保研究結(jié)果的可信度，從而為縮小貧富差距并進(jìn)而為政策的制定提供一定的參考價(jià)值。

二、研究方法

非線性平滑轉(zhuǎn)移回歸模型（STR）是在傳統(tǒng)模型的基礎(chǔ)上考慮了非線性和門限值的情形。該模型假設(shè)回歸系數(shù)是解釋變量的連續(xù)函數(shù)，因此可以觀察不同機(jī)制轉(zhuǎn)移下的過渡特征，且該過渡特征的變化可以用平滑系數(shù)的大小進(jìn)行刻畫。而STR的估計(jì)與檢驗(yàn)方法正是適用于非平穩(wěn)數(shù)據(jù)中的模型估計(jì)與檢驗(yàn)。假設(shè)有如下非線性閾值協(xié)整模型

其中，Xt＝（x1t，x2t，…，xpt，）′，s∈［1，P］，為p×1維的一階單整解釋變量的向量，μt屬于均值為零的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。Xst為閾值變量，λ為決定機(jī)制轉(zhuǎn)化速度的平滑參數(shù)，c為閾值，而f（xst，λ，c）則為閾值變量的連續(xù)函數(shù)，當(dāng)閾值變量在閾值的兩側(cè)進(jìn)行取值時(shí)，該函數(shù)將從一種機(jī)制轉(zhuǎn)移到另一種機(jī)制，當(dāng)該函數(shù)等于0時(shí)，表示Y與X的協(xié)整關(guān)系由第一種機(jī)制刻畫，其中協(xié)整向量由（α0，β）解釋；當(dāng)該函數(shù)等于1時(shí)，表示Y與X的協(xié)整關(guān)系由第二種機(jī)制刻畫，其中協(xié)整向量由（α0，β＋α）解釋。

三、指標(biāo)選取及實(shí)證結(jié)果

本文研究目的是為了分析在我國(guó)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型過程中，貧富差距的特征所發(fā)生的非線性動(dòng)態(tài)變化。因此，在具體衡量結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型過程中，本文將第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率與第二產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率之比作為衡量經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的變化過程，記為ST（Structure Transformation）。而在收入差距方面，本文借鑒王少平（2008）的做法，利用泰爾指數(shù)來衡量收入差距，見式（4）所示

其中，j＝1，2分別表示城鄉(xiāng)和農(nóng)村地區(qū)，zjt表示t時(shí)期城鎮(zhèn)（j＝1）或農(nóng)村（j＝2）人口數(shù)量，zt表示t時(shí)期的總?cè)丝?，pjt表示城鎮(zhèn)（j＝1）或農(nóng)村（j＝2）的總收入（用相應(yīng)的人口和人均收入之積表示），pt表示t時(shí)期的總收入。同時(shí)，圖1形象地描述了我國(guó)貧富差距的變動(dòng)趨勢(shì)：從整體來看，收入差距的波動(dòng)情況大致可以分為兩個(gè)階段：第一階段是從1978—1994年，該階段的收入差距呈“W”形式波動(dòng)上升，同時(shí)該階段在1994年達(dá)到極值后發(fā)生轉(zhuǎn)變，并繼而從1995年開始轉(zhuǎn)入第二階段。第二階段是從1995-2012年，期間收入差距呈較弱的“V”形波動(dòng)變化。泰爾指數(shù)的不斷變大，表明我國(guó)收入差距在無數(shù)次短期不斷變化過程中呈上升趨勢(shì)。

圖1 1978-2012年全國(guó)收入差距動(dòng)態(tài)變化

1.非線性平穩(wěn)性檢驗(yàn)

傳統(tǒng)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法（如ADF、PP、KPSS等）假設(shè)變量呈線性調(diào)節(jié)，無法捕捉到序列的非線性變化特征，更是忽略了結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的存在，因此傳統(tǒng)的方法具有較低的檢驗(yàn)“勢(shì)”。鑒于此，本文將利用Enders和Lee（2012）所提出的非線性傅立葉函數(shù)來檢驗(yàn)城鄉(xiāng)收入差距的平穩(wěn)性。由于事先無法觀察到數(shù)據(jù)中突變點(diǎn)的最優(yōu)個(gè)數(shù)，而該方法可以利用格子搜索來尋找出最優(yōu)的突變點(diǎn)。假設(shè)數(shù)據(jù)生成過程（DGP）如下

這種傅立葉函數(shù)表達(dá)方式可以近似絕對(duì)可積到任意精度，k代表近似的選定頻率，γ＝［γ1，γ2］′衡量振幅和頻率分量的位移。當(dāng)γ1＝γ2＝0時(shí)，式（5）變?yōu)橐粋€(gè)標(biāo)準(zhǔn)的線性形式。此外，當(dāng)式（5）出現(xiàn)一個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的時(shí)候，至少會(huì)產(chǎn)生一個(gè)頻率分量，因此，若要拒絕原假設(shè)γ1＝γ2＝0，則此序列必定含有非線性成分。Enders和Lee運(yùn)用式（6）的這種特性發(fā)展了一種新的檢驗(yàn)，這種檢驗(yàn)相對(duì)于標(biāo)準(zhǔn)的Bai和Perron（1998）檢驗(yàn)對(duì)于未知函數(shù)形式的檢測(cè)具有更高的“勢(shì)”。其中，利用非線性傅立葉函數(shù)對(duì)收入差距的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果見表1所示。

表1中第三列為各地區(qū)收入差距的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)個(gè)數(shù)，除北京、天津有2個(gè)突變點(diǎn)以及上海有3個(gè)突變點(diǎn)之外，剩余地區(qū)均存在1個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)。第4列的顯著性檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量也進(jìn)一步驗(yàn)證了除青海之外的所有地區(qū)，城鄉(xiāng)收入差距呈線性平穩(wěn)的原假設(shè)被拒絕，意味著傅立葉函數(shù)中的正弦項(xiàng)和余弦項(xiàng)均顯著，表明除青海之外所有地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距均是非線性變化。最后一列為利用非線性傅立葉函數(shù)對(duì)平穩(wěn)性檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量τLM（），其臨界值取自于 Enders和 Lee（2012）中表1a，結(jié)果發(fā)現(xiàn)除寧夏、云南、廣西、貴州、廣東、四川、重慶、陜西和海南外，其余地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距均在10%的顯著性水平下接受原價(jià)設(shè)，即大約有4/5省份中的收入差距是非平穩(wěn)序列。因此綜合我國(guó)30個(gè)省貧富差距的特點(diǎn)，可知我國(guó)整體的貧富差距存在結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)，且具有非線性發(fā)散的特點(diǎn)。

表1 非線性平穩(wěn)性檢驗(yàn)

2.模型設(shè)定

根據(jù)本文所研究的對(duì)象，將結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型設(shè)定為閾值變量，該閾值變量的確定是根據(jù)轉(zhuǎn)移函數(shù)的泰勒基數(shù)展開，由于泰勒四階及以后的展開式屬于高階無窮小，因此本文將非線性閾值變量按照三階泰勒展開，即將轉(zhuǎn)移函數(shù)按照原點(diǎn)進(jìn)行三階泰勒展開，仿照模型（1）進(jìn)行相應(yīng)轉(zhuǎn)化，并重新將其進(jìn)行參數(shù)化處理，得出的結(jié)果見模型（7）所示。

其中d表示貧富差距發(fā)生機(jī)制轉(zhuǎn)移的位置，在針對(duì)式（2）利用非線性最小二乘法進(jìn)行估計(jì)時(shí)，需要選擇擬合優(yōu)度R2最大情況下的d值，為了估計(jì)的精準(zhǔn)，本文先將d最大取值為8，然后利用非線性最小二乘法得出每個(gè)不同d值下的R2，結(jié)果見表2所示。

表2 不同d值下的擬合優(yōu)度

從表2中可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)d＝3時(shí)，利用非線性最小二乘法估計(jì)得出的擬合優(yōu)度R2為0.99，在所設(shè)定的d值范圍內(nèi)最大，因此本文選擇d＝3。

3.模型估計(jì)結(jié)果

基于本文的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都是采用bootstrap法進(jìn)行仿真實(shí)驗(yàn)，存在仿真次數(shù)選擇的主觀性對(duì)本文研究造成的影響，即使影響較小，且可以忽略不計(jì)，但為了估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確、科學(xué)性，本文使用動(dòng)態(tài)最小二乘法和完全修正最小二乘法對(duì)模型進(jìn)行聯(lián)合估計(jì)。估計(jì)結(jié)果見表5所示。

表3 參數(shù)估計(jì)結(jié)果

從表3中的估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，利用完全修正的最小二乘法和完全修正的最小二乘法得到的參數(shù)估計(jì)均顯著，同時(shí)也可以發(fā)現(xiàn)完全修正最小二乘法的估計(jì)結(jié)果顯著性都要優(yōu)于動(dòng)態(tài)最小二乘法，產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因是由于動(dòng)態(tài)最小二乘法是通過對(duì)回歸模型中經(jīng)差分后解釋變量的超前滯后項(xiàng)進(jìn)行截取，并以此將隨機(jī)誤差項(xiàng)中與解釋變量相關(guān)成分提取出來，從而使提取出來的隨機(jī)誤差項(xiàng)與解釋變量不相關(guān)。但是也存在這樣一個(gè)問題，若所提取的超前項(xiàng)不足，則會(huì)導(dǎo)致隨機(jī)誤差項(xiàng)中仍然保留著與解釋變量相關(guān)的成分；若選取超前項(xiàng)過多，則又會(huì)減少自由度，并進(jìn)而造成多重共線性的后果。而完全修正的最小二乘法則是通過估計(jì)長(zhǎng)期方差矩陣，經(jīng)根據(jù)長(zhǎng)期方差矩陣對(duì)被解釋變量進(jìn)行修正，從而使得殘差項(xiàng)與解釋變量之間不相關(guān)?？梢娡耆拚淖钚《朔ㄔ诠烙?jì)過程中比動(dòng)態(tài)最小二乘法效果更好，因此模型估計(jì)結(jié)果表達(dá)式如式（8）所示。

式中1-θ的值為0.72，則可推斷出θ的值為0.28，表明在結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型中，政府或人民對(duì)收入分配的后向預(yù)期大于前向預(yù)期，說明在收入分配過程中，人們更多地會(huì)與過去的收入分配狀況相比較，而對(duì)將來的收入分配預(yù)期較少，所隱含的深層次經(jīng)濟(jì)意義則是我國(guó)收入配備不公的差距依然較大，居民對(duì)短期內(nèi)的收入分配不公的改善并不持樂觀態(tài)度。d＝3表明收入分配的變動(dòng)（即貧富差距的機(jī)制轉(zhuǎn)移）發(fā)生在結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的滯后3期，其所揭示的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義是貧富差距的機(jī)制轉(zhuǎn)移依賴于前3年的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。也就是說，當(dāng)前結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型發(fā)生變化，其隨后三年的貧富差距將發(fā)生機(jī)制轉(zhuǎn)移，這一滯后效應(yīng)充分顯示了我國(guó)政策的時(shí)滯性，參數(shù)λ描述了貧富差距發(fā)生機(jī)制轉(zhuǎn)移的速度，在本研究中，參數(shù)λ的估計(jì)值為3.28，該值充分刻畫了我國(guó)貧富差距在結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型中發(fā)生機(jī)制轉(zhuǎn)移的特征變化。

從式（8）中的估計(jì)結(jié)果可以看出，當(dāng)參數(shù)λ的估計(jì)值3.28時(shí)，轉(zhuǎn)移函數(shù)的值為exp（-3.28）＝0.038，即結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型程度大約為0.038，表明我國(guó)貧富差距形狀的變化對(duì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的依賴程度較大。當(dāng)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型突然變得明顯時(shí)，收入差距也相應(yīng)增大，從而加劇了我國(guó)收入分配不公的現(xiàn)象。反之，收入差距有所下降。這一結(jié)果還表明了在結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的歷程中，政府需要針對(duì)性地采取政策來控制收入分配不公的現(xiàn)狀。也就是說，當(dāng)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型出現(xiàn)改善的情況時(shí)，政府需要注重政策的“公平”效果，而當(dāng)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型出現(xiàn)惡化時(shí)，此時(shí)政府需要先通過提高政策的“效率”，并進(jìn)而達(dá)到促進(jìn)“公平”的效果。此外，貧富差距的變化會(huì)依賴于結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型程度的大小而發(fā)生平滑轉(zhuǎn)移，當(dāng)處于不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比時(shí)，結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對(duì)貧富差距的影響也不盡相同。

四、結(jié)論與討論

本文通過使用平滑轉(zhuǎn)移的面板閾值協(xié)整模型定量分析了結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對(duì)貧富差距的非線性影響，并利用動(dòng)態(tài)最小二乘法和完全修正的最小二乘法對(duì)模型的參數(shù)進(jìn)行聯(lián)合估計(jì)，研究結(jié)果基本上揭示了在結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型發(fā)生變動(dòng)的過程中，我國(guó)收入分配所表現(xiàn)出來的變動(dòng)規(guī)律。結(jié)論概述如下。

（1）在結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型過程中，我國(guó)貧富差距發(fā)生機(jī)制轉(zhuǎn)移的非線性特征是由邏輯函數(shù)決定的。貧富差距在結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的滯后3期處發(fā)生機(jī)制轉(zhuǎn)移，當(dāng)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的程度大于0.038時(shí)，其隨后3年的貧富差距也相應(yīng)變大，表明結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型程度越大，收入分配不公的程度也隨之變大。相反，當(dāng)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的程度小于0.038時(shí)，其隨后3年的貧富差距有所下降，表明結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型程度越大，收入分配不公的程度會(huì)隨之變小。

（2）在結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型過程中，貧富差距發(fā)生機(jī)制轉(zhuǎn)移的非線性特征隱含了我國(guó)財(cái)政政策和貨幣政策效果具有滯后性和非對(duì)稱性的特點(diǎn)。滯后性表現(xiàn)為當(dāng)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型發(fā)生之后，貧富差距在滯后3年才發(fā)生非線性變動(dòng)，而非對(duì)稱性表現(xiàn)為當(dāng)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型發(fā)生變動(dòng)時(shí)，我國(guó)政府未能兼顧財(cái)政政策和貨幣政策對(duì)收入分配所造成的不利沖擊，從而導(dǎo)致收入分配不公出現(xiàn)加劇惡化現(xiàn)象。也就是說，當(dāng)政府采取擴(kuò)張的財(cái)政政策和貨幣政策時(shí)，結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的改善對(duì)收入分配會(huì)有不利的沖擊，而當(dāng)政府采取緊縮的財(cái)政政策和貨幣政策時(shí)，結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型程度的減慢會(huì)對(duì)收入分配不公的程度有改善趨勢(shì)。

根據(jù)我國(guó)的基本國(guó)情可知，造成我國(guó)收入分配發(fā)展不平衡的原因既有歷史原因，又有現(xiàn)階段的制度原因。我國(guó)長(zhǎng)期的“城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)”模式以及“城市偏向”戰(zhàn)略，導(dǎo)致了社會(huì)財(cái)富分配不均等的結(jié)果。而當(dāng)前我國(guó)正處于“轉(zhuǎn)型”的重要時(shí)期，政府要做好改革的充分準(zhǔn)備，不遺余力地去推進(jìn)和深化改革，防止由于改革不深入而造成惡性路徑依賴。此外在轉(zhuǎn)型過程中需要注意兩個(gè)問題：一是在健全體制機(jī)制的過程中，需要綜合考慮不同地區(qū)、不同行業(yè)的改革力度和方向，體現(xiàn)機(jī)制的多元化，促使經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和要素的分配能夠盡快適應(yīng)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，縮減收入分配不公的程度。二是合理調(diào)控政策的操作力度，對(duì)于減少政策的非對(duì)稱效果具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。當(dāng)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的程度變大時(shí)，需要采用緊縮的貨幣政策和財(cái)政政策來減少收入分配不公的程度；相反，當(dāng)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的程度變小時(shí)，相機(jī)抉擇地采取擴(kuò)張的貨幣政策能夠減少收入分配不公的現(xiàn)象，但所采取擴(kuò)張和縮小的政策力度需要慎重估量。

［1］陳宗勝，周云波.再論改革與發(fā)展中的收入分配［J］.中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2002（5）：307-315.

［2］王志江.修正加權(quán)變異系數(shù)：度量收入分配平等程度的有用指標(biāo)［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2006（6）：134-137.

［3］沈凌.貧富差別、城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2009（1）：17-29.

［4］胡祖光.基尼系數(shù)與收入分布研究［M］.杭州：浙江工商大學(xué)出版社，2010.

［5］魯曉東.收入分配、有效要素稟賦與貿(mào)易開放度——基于中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的研究［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008（4）：53-64.

［6］賈利軍.行業(yè)利潤(rùn)率對(duì)貧富差距和通貨膨脹影響的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析［J］.現(xiàn)代財(cái)經(jīng)，2010（11）：16-23.

［7］韓香玲.中國(guó)收入分配不公問題分析及對(duì)策研究［J］.中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2011（12）：482-485.

［8］李軍.度量收入分配的均等指數(shù)方法及其應(yīng)用［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2005（6）：33-42.

［9］康璞.貧困與收入分配不平等測(cè)度的參數(shù)與非參數(shù)方法［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2009（5）：120-131.

［10］遲巍.城市居民財(cái)產(chǎn)性收入與貧富差距的實(shí)證分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2012（2）：100-112.