基尼系數(shù)影響因素及其政策建議

□文/崔齊健 張 威

（西南財經(jīng)大學(xué)經(jīng)管院經(jīng)濟與管理國際化創(chuàng)新人才班 四川·成都）

一、基尼系數(shù)的理論概述和經(jīng)濟學(xué)依據(jù)

基尼系數(shù)是由意大利經(jīng)濟學(xué)家基尼在20世紀(jì)初根據(jù)勞倫茨曲線所定義的衡量社會居民內(nèi)部收入分配差異的經(jīng)濟學(xué)指標(biāo)，基尼系數(shù)越小表示收入分配越公平；反之收入分配越不公平。國際上一般把0.382設(shè)為基尼系數(shù)警戒值，高于此界限表明社會收入差距較大，如高于0.5則表明社會收入差距懸殊。

基尼系數(shù)作為一項廣泛應(yīng)用的重要指標(biāo)具有顯著的優(yōu)勢，其數(shù)字化、界限化的指標(biāo)明確而直觀的反映了社會收入分配系統(tǒng)的公平性。當(dāng)然，基尼系數(shù)也有其顯而易見的弊端，作為整體社會層面的衡量指標(biāo)我們無法從中推測出區(qū)域間、行業(yè)間的收入分配差距。而且權(quán)威機構(gòu)也從未對基尼系數(shù)的統(tǒng)計過程和方法進(jìn)行統(tǒng)一的規(guī)定和限制，比如是否應(yīng)該剔除樣本空間中非本地區(qū)戶籍的居民樣本，是否應(yīng)該剔除領(lǐng)受社會最低保障救助的收入來源等等，這造成了不同的統(tǒng)計機構(gòu)往往得出不同的統(tǒng)計指標(biāo)，使其權(quán)威性和公信力有所下降。

二、基尼系數(shù)的現(xiàn)實意義及我國基尼系數(shù)現(xiàn)狀

基尼系數(shù)是具現(xiàn)實意義的經(jīng)濟指標(biāo)，科研機構(gòu)和政府統(tǒng)計機關(guān)都定時對本國的基尼系數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計。時至今日，基尼系數(shù)的應(yīng)用不僅存在于衡量社會收入分配公平性的層面，更是被廣泛應(yīng)用于其他領(lǐng)域或者行業(yè)內(nèi)。

在現(xiàn)階段，對我國國內(nèi)的基尼系數(shù)統(tǒng)計不同機構(gòu)存在著很大的分歧。根據(jù)西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融中心（CHFS）在2012年12月發(fā)布的統(tǒng)計報告來看，2010年中國基尼系數(shù)為0.61，明顯高于國際通用的臨界值0.4，處于收入分配懸殊的狀態(tài)。而根據(jù)國家統(tǒng)計局關(guān)于2003～2012年全國居民收入的基尼系數(shù)調(diào)查顯示，十年間我國居民的基尼系數(shù)均維持在0.4以上，2010年達(dá)到0.481，這一數(shù)據(jù)顯然與家庭金融調(diào)查中心的統(tǒng)計有所出入。其他統(tǒng)計報告如聯(lián)合國關(guān)于中國基尼系數(shù)的調(diào)查報告、北京大學(xué)中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查的報告、北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心的報告等等均得出略有差異的基尼系數(shù)值。這些不同機構(gòu)的聲音也在我國學(xué)術(shù)界引發(fā)了廣泛討論，但是不容置疑的是，我國近年的基尼系數(shù)普遍高于國際通用的警戒線，而且在國際上處于高位水平，這顯示著我國居民內(nèi)部收入分配差異的逐漸拉大和社會不公平現(xiàn)象的長期存在，需要引起我國政府的重視。

三、基尼系數(shù)的主要影響因素分析

（一）模型構(gòu)建。一個國家的總體發(fā)展水平可以在很多個相對獨立的方面得以體現(xiàn)，包括經(jīng)濟、金融、教育、醫(yī)療、勞動力、公共政策等。本模型在每個方面選取了具有代表性的指標(biāo)來反映其發(fā)展水平，通過多元回歸模型來探索這些變量是否對一個國家的基尼系數(shù)具有顯著的影響以及這些影響是積極的還是消極的。

本文首先選取了能分別反映宏觀經(jīng)濟、教育、農(nóng)業(yè)、勞動力市場發(fā)展水平的變量，最終確定的解釋變量包括：人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、勞動參與率、高等教育入學(xué)率、農(nóng)村人口比例、通脹率；虛擬變量：是否為發(fā)達(dá)國家，以及其交互項。模型如下：

模型變量解釋：

1、被解釋變量

Gini：每個國家的年度基尼系數(shù)，該指標(biāo)設(shè)定為0～100（基尼系數(shù)基礎(chǔ)上乘以100）。

2、解釋變量

GDPp：人均GDP，以現(xiàn)價美元計算；

Infla：通脹率，通過居民消費水平指數(shù)CPI編制；

Labor：勞動參與率，超過15歲并參與經(jīng)濟活動的人口比例；

Rurpopu：居住在農(nóng)村地區(qū)的人口比例；

表1 OLS與FGLS回歸結(jié)果比較

Schoolenroll：高等教育入學(xué)比例；

Develop：虛擬變量，當(dāng)國家是發(fā)達(dá)國家，此變量等于1：如果是發(fā)展中國家則為0；

Dev1：虛擬變量和通脹率的交互項；

Dev2：虛擬變量和農(nóng)村人口比例的交互項。

數(shù)據(jù)來源：世界銀行開放數(shù)據(jù)，聯(lián)合國統(tǒng)計署數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)為2008年度各國數(shù)據(jù)。

（二）回歸結(jié)果分析。（表1）觀測值=86；R-square=0.4017；Adj R-square=0.3396。

GDOp：人均國內(nèi)生產(chǎn)總值在1%水平上顯著，系數(shù)為負(fù)。說明人均GDP的增長會加劇收入分配的不平衡。Kuznets（1995）提出用倒“U”型的曲線來描述一個國家的收入差距和經(jīng)濟發(fā)展水平。他分析了英美德三國的歷史經(jīng)濟數(shù)據(jù)，證實國家的收入分布會隨著國家經(jīng)濟不斷發(fā)展而先增加后減弱，這和本結(jié)果一致。

Infla：通脹率水平在OLS回歸模型中并不顯著。通脹水平和收入差距的關(guān)系一直是復(fù)雜不確定的：一種觀點支持通脹率增大收入差距，因為低收入人群的基本生活水平受高通脹率的影響比高收入群體大，Datt和R-avallion（1997）分析以印度經(jīng)濟發(fā)展為例證實了此觀點；另一類則持完全相反觀點，Cutler和Katz（1991）分析了美國1959～1989年經(jīng)濟發(fā)展并認(rèn)為通脹水平可以減緩收入分配不公平。Rezende Fernando（1998）分析巴西的經(jīng)濟發(fā)展數(shù)據(jù)也得到一致的結(jié)論。從上述實證研究看，通脹率對收入分配公平的影響很可能因為國家差異而變化。

Labor：勞動參與率在10%的水平上顯著，且系數(shù)為正。較高的勞動參與率會導(dǎo)致較高的基尼系數(shù)。勞動參與率與國家的平均工資、福利政策密切相關(guān)。高勞動參與率往往意味著低工資、更多童工和更少津貼。出身貧困家庭的孩子在較小的年齡就放棄受教育機會轉(zhuǎn)而進(jìn)行勞動密集型的低利潤勞動。在這種情況下，底層民眾特別是青少年向社會上層的運動十分困難。目前世界上許多國家都把普及基礎(chǔ)教育，避免青少年勞動力作為改善貧困差距的重要措施。

Rurpopu：農(nóng)村人口比例的系數(shù)是顯著為負(fù)的，農(nóng)村人口比例增加導(dǎo)致基尼系數(shù)降低，這在大多數(shù)國家，特別是發(fā)展中國家是極為常見的。城市化程度越高，資源分配也就越不平衡。因此，農(nóng)村和城市的收入差距對國家收入分配不平衡具有很大影響。所以農(nóng)業(yè)占優(yōu)的國家往往具有較低的基尼系數(shù)，比如印度尼西亞基尼系數(shù)為0.3411，低于世界平均水平。中國近年來的高基尼系數(shù)也和其快速的城市化水平有關(guān)。

Schoolenroll：高等教育入學(xué)率的系數(shù)在1%水平上正向顯著的，高等教育入學(xué)率增加會導(dǎo)致基尼系數(shù)的降低。這和Leipziger和 Lewis（1980），Ram’（1985）的研究結(jié)果是一致的。

Develop：在FGLS回歸結(jié)果中，關(guān)于該國家是否是發(fā)達(dá)國家對基尼系數(shù)的影響是在10%水平上顯著的，其系數(shù)為11.43，表示在其他條件不變情況下，一個發(fā)達(dá)國家的基尼系數(shù)將比發(fā)展中國家高出11.43，這是一個非常巨大的差距，相對于其他變量的系數(shù)，可發(fā)現(xiàn)是否為發(fā)達(dá)國家是影響基尼系數(shù)的重要變量。

Dev1：虛擬變量和通脹率的交互項的系數(shù)是負(fù)的，表示相對于發(fā)展中國家，發(fā)達(dá)國家通脹率的增長會減少基尼系數(shù)。與通脹率本身不同的是，此交互項是極為顯著的，說明發(fā)達(dá)國家內(nèi)通脹率對基尼系數(shù)的影響方向是較為一致的。

Dev2：虛擬變量和農(nóng)村人口比例的交互項系數(shù)為0.2877，且與農(nóng)村人口比例不同，這個變量產(chǎn)生正向的影響，而農(nóng)村人口比例是產(chǎn)生負(fù)向的影響。

（三）模型檢驗

1、內(nèi)生性檢驗。橫截面模型中產(chǎn)生內(nèi)生性的原因主要有兩種，包括解釋變量和被解釋變量互有因果關(guān)系，以及模型設(shè)定中遺漏重要的變量。對于前一種原因，本模型中的被解釋變量——基尼系數(shù)，作為衡量收入貧富差距的指標(biāo)，現(xiàn)有經(jīng)濟學(xué)理論尚未證實或提出它對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，勞動參與率，高等教育入學(xué)率、農(nóng)村人口比例、通脹比率有直接影響，故由于第一種原因產(chǎn)生的內(nèi)生性可認(rèn)為是相對較弱的。由于第二種原因產(chǎn)生的內(nèi)生性將在下面部分進(jìn)行分析。

2、函數(shù)形式誤設(shè)檢驗。當(dāng)模型中遺漏了被觀測的解釋變量的某些形式時（比如平方項，交互項），則會產(chǎn)生函數(shù)形式的誤設(shè)問題。遺漏變量可能會導(dǎo)致嚴(yán)重的內(nèi)生性問題，進(jìn)而導(dǎo)致OLS估計量的偏誤和不一致。

本文通過使用被解釋變量的擬合值的高階形式作為擴大模型中增加的變量來進(jìn)行RESET檢驗，擴大模型如下：

得到F統(tǒng)計量為1.12，p值為0.345，即不能拒絕原假設(shè)，應(yīng)當(dāng)接受原始的模型，所以可以原模型得出并不存在明顯的函數(shù)形式誤設(shè)問題。

3、異方差性檢驗。如果方程存在異方差性則會影響最小二乘回歸中標(biāo)準(zhǔn)誤的估計，進(jìn)而導(dǎo)致t統(tǒng)計量和f統(tǒng)計量不夠精確。本文采用Breusch-Pagan test來檢查方程是否存在異方差性，得到LM統(tǒng)計量為3.6，臨界值P為0.0549.說明方程存在較強的異方差性。

表2

本文采用可行廣義最小二乘回歸（FGLS）來解決異方差性問題，回歸結(jié)果如表2所示。（表2）

FGLS的系數(shù)與原方程相比變化不大，而標(biāo)準(zhǔn)誤變化比較大，從而得出有差異的顯著性。

四、政策性建議

基于我們橫截面模型的結(jié)論可以發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的國家往往更加容易產(chǎn)生升入分配不均的現(xiàn)象，這一點也被我國改革開放以來基尼系數(shù)持續(xù)增加的現(xiàn)象所驗證。所以，伴隨著我國經(jīng)濟的持續(xù)高速發(fā)展，政府必須時刻保持對收入分配不均現(xiàn)象的警醒和預(yù)防。具體的政策性建議可以分為如下三個方面：

（一）完善社會保障體系，關(guān)注弱勢群體的生產(chǎn)生活，不斷提高低收入人群的收入水平，同時建立健全良好的社會福利制度，為所有地區(qū)的未成年人普及完善的義務(wù)教育體系。正如在上述模型中所顯示的，較高的勞動參與率往往意味著較低的工資、更多的未成年勞動力和更少的津貼，如此帶來的底層階級勞動力無法接受良好教育，大量轉(zhuǎn)化為社會廉價勞動力的現(xiàn)象加劇了貧富分化。所以，政府必須運用政策手段加強對于弱勢群體尤其是貧困階層的扶持和幫助，其中很重要的一點就是為其提供免費的義務(wù)教育體系，為其日后的發(fā)展提供良好可靠的契機和平臺。

（二）適度調(diào)整本國發(fā)展速度，關(guān)注城市化進(jìn)程中產(chǎn)生的種種社會問題和不良現(xiàn)象，積極保護(hù)外來務(wù)工人員接受再教育和享受社會福利的權(quán)利。正像本文模型中的結(jié)果所表現(xiàn)的一樣，過于快速的城市化進(jìn)程往往意味著持續(xù)增加的貧富差距，因為在這一進(jìn)程中大量外來務(wù)工人員的基本收入和福利得不到有效的保障，同時站在金字塔頂端的富裕階層持續(xù)獲取高額利潤并享受大部分社會發(fā)展帶來的利好。我們的政府應(yīng)該利用政策和法規(guī)保障農(nóng)民工的合法權(quán)利來有效規(guī)避這些現(xiàn)象。

（三）利用稅率杠桿調(diào)控居民收入差距；同時，加強法制建設(shè)，嚴(yán)厲打擊違法亂紀(jì)、權(quán)錢交易這些由于社會發(fā)展過度重視效率而產(chǎn)生的問題；政府還需繼續(xù)堅持“西部大開發(fā)”、“中部崛起”這兩大戰(zhàn)略，加強對中西部地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付，努力吸引外資和東部資金、技術(shù)、人才涌入中西部進(jìn)行基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，有效縮小地區(qū)間的發(fā)展差距，進(jìn)而帶動整體社會收入差距的縮小。

[1] Gini，C.（1912）."Ital ian：Variabil ità e mutabil ità"'Variabi lity and Mutabi lity'，C.Cuppini，Bologna，156 pages.Reprinted in Memorie di metodologica statistica（Ed.Pizetti E，Salvemini，T）.Rome：Libreria Eredi Virgi l io Veschi，1955.

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