收入分配不平等與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究

王爵 魏浩宇

【摘要】本文引入尹恒、龔六堂和鄒恒甫（2005）中所提出的政治經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，由其理論推導(dǎo)結(jié)果說明了收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響可能為倒U型，然后使用中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局近20年的省級(jí)年度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，研究了收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的線性影響、二次影響以及是否收入不平等水平對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響為倒U型。此外，作為本文特別的一個(gè)地方，本文還研究了收入差距對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響是否會(huì)隨著人均經(jīng)濟(jì)總值的增長(zhǎng)的而發(fā)生減弱或者增強(qiáng)的變化，以及變化的具體情況是怎樣的。我們的研究結(jié)果表明，收入不平等程度的提高對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率并沒有任何顯著的影響，無論是線性影響還是二次影響，從而收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的倒U型影響同樣不顯著。我們還發(fā)現(xiàn)，收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響并不會(huì)隨著人均經(jīng)濟(jì)總值的增長(zhǎng)的提高而發(fā)生正向或負(fù)向的變化，或者說其影響十分不顯著。

【關(guān)鍵詞】收入不平等 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 倒U型曲線 省級(jí)數(shù)據(jù)

一、引言

自1978年改革開放以來，接近40年過去了，中國(guó)取得了令世界矚目的經(jīng)濟(jì)成就。但是，與此同時(shí)也出現(xiàn)了不少社會(huì)問題，比如收入不平等的問題，在我國(guó)愈發(fā)變得愈發(fā)地嚴(yán)重，一直以來受到了社會(huì)各界的廣泛關(guān)注。Kyklos，2000指出一個(gè)國(guó)家的收入不平等程度過高將會(huì)對(duì)該國(guó)的GDP產(chǎn)生顯著的消極影響，同時(shí)這個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度將會(huì)減慢。收入不平等不僅會(huì)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)造成影響，對(duì)社會(huì)各方面都有一定危害，Grossman（1991）認(rèn)為嚴(yán)重的收入不平等，會(huì)激發(fā)社會(huì)矛盾，造成犯罪率的提高，增加了社會(huì)的不穩(wěn)定因素，對(duì)國(guó)家的發(fā)展和居民的生活都有著嚴(yán)重的不利影響。

收入不平等與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)息息相關(guān)，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的今天，我們應(yīng)該更加重視收入分配的問題，要從實(shí)際和理論出發(fā)，根據(jù)我國(guó)的基本國(guó)情，通過理論研究和實(shí)證研究對(duì)我國(guó)收入不平等與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間的關(guān)系進(jìn)行分析，從而采取有效的政策措施，改變我國(guó)的收入不平等程度，保持我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率平穩(wěn)，經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展，社會(huì)持續(xù)和諧穩(wěn)定?；诖?，我們的論文將對(duì)收入不平等以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行理論以及實(shí)證研究上的討論，希望能在這一問題上做出一定的貢獻(xiàn)。

收入分配不平等與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系是一個(gè)備受經(jīng)濟(jì)學(xué)研究者關(guān)注并進(jìn)行研究的經(jīng)濟(jì)學(xué)問題，有關(guān)這一主題的理論研究和實(shí)證研究都很多。這一研究主題早在1955年，美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家?guī)炱澞木桶l(fā)表論文《Economic Growth and Income Inequality》，提出收入不平等與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在一個(gè)倒U型的關(guān)系，這也就是著名的庫(kù)茲涅茨曲線。庫(kù)茲涅茨認(rèn)為，一個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)體在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的前期，社會(huì)中個(gè)體的收入差距將會(huì)被拉大，收入不平現(xiàn)象加劇，而隨著經(jīng)濟(jì)繼續(xù)發(fā)展，收入不平等的問題將會(huì)逐漸平緩，最后逐漸減小。后來又很多學(xué)者利用不同的數(shù)據(jù)以及不同的實(shí)證模型來驗(yàn)證這一關(guān)系，結(jié)果不盡相同。王弟海，龔六堂（2007）以及Liu（2009）的研究都支持了倒U型關(guān)系。而Deininger和Squire （ 1996）以及Persson和Tabellini（ 1994）卻發(fā)現(xiàn)倒U型關(guān)系并不存在，收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的負(fù)的影響。而本文將要研究的是收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，不少國(guó)外學(xué)者的研究指出收入不平等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是倒U型的（Calvo and Rute（2004））。國(guó)內(nèi)學(xué)者尹恒、龔六堂和鄒恒甫（2005）也指出收入不平等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是倒U型的，Liu（2009）以及曹景林和祁欣（2009）分別采用跨國(guó)數(shù)據(jù)以及中國(guó)全國(guó)城鄉(xiāng)整體數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)收入不平等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是倒U型的。

驗(yàn)證庫(kù)茲涅茨倒U曲線是驗(yàn)證收入不平等程度是否隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而呈倒U型變化，本文與此不同。本文的目標(biāo)是利用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局收錄的我國(guó)近十多年以來的省級(jí)數(shù)據(jù)來研究收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，研究其為正為負(fù)，還是為倒U型，這將是本文的主要工作。本文將使用GDP增長(zhǎng)率和人均GDP增長(zhǎng)率作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的度量，在以前的文章中，很多學(xué)者只是用GDP增長(zhǎng)率或人均GDP增長(zhǎng)率之一作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的度量（大多數(shù)學(xué)者選擇人均GDP增長(zhǎng)率，少數(shù)學(xué)者選擇GDP增長(zhǎng)率），而沒有同時(shí)對(duì)這兩個(gè)變量進(jìn)行回歸，而本文將對(duì)這兩個(gè)變量分別進(jìn)行回歸，并做出比較分析，來看以前的是否以前的學(xué)者使用總GDP的增長(zhǎng)率作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的度量而得到其與收入不平等顯著關(guān)系的結(jié)果可能是由于人口自然增長(zhǎng)率造成的，而并非經(jīng)濟(jì)本身的增長(zhǎng)。本文還將研究隨著人均經(jīng)濟(jì)經(jīng)濟(jì)總值的增長(zhǎng)，收入差距對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響的將如何發(fā)生增強(qiáng)或者減弱的變化的問題，本文的這一做法是受到庫(kù)茲涅茨假說（Kuznets 1955）的啟發(fā)，同時(shí)不少學(xué)者的研究也為這一做法提供了支持（Glor and Moav （ 2004）， Bandyopadhyay and Basu （2005）），王少平、歐陽志剛（2007）以及饒曉輝、廖進(jìn)球（2009 ）通過對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的研究，發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初級(jí)階段（改革開放初期），收入差距的擴(kuò)大將會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生拉動(dòng)的作用，而當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展一定水平（中國(guó)現(xiàn)階段），收入不平等將會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。本文將通過在實(shí)證模型中加入基尼系數(shù)和人均GDP的交互項(xiàng)的方法來研究這一關(guān)系，而在以往的相關(guān)主題論文中很少有論文進(jìn)行這部分的研究。研究希望本文的兩個(gè)個(gè)部分的研究結(jié)果能夠?qū)@一研究領(lǐng)域作出貢獻(xiàn)，能對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供一定的建議。

二、理論模型

本文以尹恒、龔六堂、鄒恒甫（2005）中所建立的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論模型為理論框架，進(jìn)行相關(guān)的理論模型的討論，模型結(jié)果的相關(guān)推導(dǎo)請(qǐng)參見尹恒、龔六堂、鄒恒甫（2005）所進(jìn)行的推導(dǎo)。本文之所以采用這一模型作為本文的理論模型、理論框架，是因?yàn)楸疚牡哪康木褪峭ㄟ^實(shí)證檢驗(yàn)探究是否收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響為倒U型，而這一模型極好地提供相關(guān)的理論推導(dǎo)，為后文進(jìn)行相關(guān)回歸分析提供了依據(jù)。模型假定政府的財(cái)政支出既具有生產(chǎn)性又具有消費(fèi)性，設(shè)生產(chǎn)性支出為g1用于投資產(chǎn)品生產(chǎn)，消費(fèi)型支出為g2用于轉(zhuǎn)移支付。借鑒Barro（1990）的方法，假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)是資本存量、勞動(dòng)力和政府生產(chǎn)性支出的函數(shù)，假設(shè)經(jīng)濟(jì)中只有一種商品，價(jià)格為1。他們用k代表資本存量，l代表勞動(dòng)力，A代表技術(shù)水平的參數(shù)，設(shè)g1是政府的生產(chǎn)性支出。假設(shè)政府支出只具有生產(chǎn)性，這并不符合直覺，所以本文采用此生產(chǎn)函數(shù)。同時(shí)假定政府征收資本稅，稅率為，并且始終保持政府的預(yù)算平衡。

三、數(shù)據(jù)與實(shí)證研究

1、計(jì)量模型

本文所使用的基本模型為Pooled OLS模型。本文以Li，Zou（2000）所使用的計(jì)量模型的基礎(chǔ)上修改得來，最大的改變是加入了基尼系數(shù)的平方，以及基尼系數(shù)和人均GDP的交互項(xiàng)，而因變量使用的是后一期的數(shù)據(jù)，自變量使用的是前一期的數(shù)據(jù)，是一組滯后模型。模型中的因變量包括：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（人均GDP增長(zhǎng)率、GDP增長(zhǎng)率）。自變量包括：收入不平等水平（基尼系數(shù)Gini）、人均收入（人均GDP AGDP）、投資（人力資本Educ Age和資本投資Invest）、政府政策（貿(mào)易Open和政府支出Gov）、省份和時(shí)間啞變量，變量的設(shè)定與理論模型也是一致的，而大多數(shù)研究收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究所控制的解釋變量也和我們采用的相同。我們使用這一個(gè)二次滯后模型當(dāng)然是為了研究收入差距對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的二次影響，看其是否為倒U型;而加入交互項(xiàng)是為了研究收入差距對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響是否會(huì)隨著人均經(jīng)濟(jì)總量的增長(zhǎng)而發(fā)生變化。根據(jù)實(shí)證研究的需要我們列出一下三個(gè)模型、六個(gè)方程式：2、數(shù)據(jù)來源

我們所選用的數(shù)據(jù)全部來自中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。所有數(shù)據(jù)為分省年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)覆蓋全國(guó)31個(gè)省市自治區(qū)（不含香港、澳門、臺(tái)灣），時(shí)間跨度為1995年到2014年，2015年的所有數(shù)據(jù)無法查詢到。在本文所采取的計(jì)量模型中，測(cè)度計(jì)量模型中其他自變量所需的數(shù)據(jù)在1995之前以及2010年之后存在大量缺失，而計(jì)算基尼系數(shù)的變量所需數(shù)據(jù)同樣存在部分缺失（沒有部分省份的收入不平等數(shù)據(jù)（吉林、山東、海南、西藏），或者說沒有部分省份的部分年份的收入不平等數(shù)據(jù)（天津、湖南、云南）），所以我們并沒有使用1995年之前以及2010年之后的數(shù)據(jù)。所以最后我們使用的數(shù)據(jù)總共包括27個(gè)省，10年（2002-2010）年的數(shù)據(jù)，總的觀測(cè)量為201個(gè)。

3、數(shù)據(jù)的優(yōu)點(diǎn)

本文所采用的國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)有以下優(yōu)點(diǎn)：一、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)以面板數(shù)據(jù)為主，研究滯后效應(yīng)非常方便，本文所采用的計(jì)量模型也是以前一年的數(shù)據(jù)作為解釋變量，后一年的數(shù)據(jù)作為被解釋變量。二、作為國(guó)家的官方數(shù)據(jù)庫(kù)，數(shù)據(jù)量十分大，同時(shí)十分完善、全面，具有權(quán)威性。三、數(shù)據(jù)種類多種多樣，各方面你所需要的數(shù)據(jù)都能夠查詢到，因此可以為模型變量選用最為合適的數(shù)據(jù)。四、各方面的數(shù)據(jù)都能得到，我們所能列出的回歸方程也得到了豐富，能夠研究多組變量之間的關(guān)系。

4、變量及所采用的數(shù)據(jù)

對(duì)于因變量，本文將使用人均GDP增長(zhǎng)率以及GDP的增長(zhǎng)率來衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的大小。人均GDP的數(shù)據(jù)由（GDP增長(zhǎng)率+1）/（人口自然增長(zhǎng)率+1）計(jì)算得到，表示為AGro，由于人口自然增長(zhǎng)率缺少1995-1999的數(shù)據(jù)，因此人均GDP只有2000-2014年的數(shù)據(jù)，單位為百分比。我們用Gro表示GDP的增長(zhǎng)率，GDP增長(zhǎng)率的數(shù)據(jù)不存在缺失，單位為百分比。

對(duì)于自變量，本文選取基尼系數(shù)作為收入不平等的度量。本文所使用的基尼系數(shù)的數(shù)據(jù)是依據(jù)田衛(wèi)民（2012）里所采用的方法，根據(jù)基尼系數(shù)的定義，即洛倫茲曲線圖中不平等面積占完全不平等面積的比例，然后推導(dǎo)出相關(guān)的計(jì)算公式，最后計(jì)算各個(gè)觀察對(duì)象每年城鎮(zhèn)、農(nóng)村的基尼系數(shù)，最后用分組加權(quán)法得到總的基尼系數(shù)。具體計(jì)算方法參見田衛(wèi)民（2012）。本文使用人均GDP作為人均收入的度量。人均GDP由GDP/總?cè)丝谟?jì)算得來，表示為AGDP，單位為萬元/人。但是由于1995-1999年總?cè)丝跀?shù)據(jù)的缺失，所以最后選取的是2000-2014年的人均GDP的數(shù)據(jù)。本文將高校學(xué)歷人口數(shù)/總?cè)丝跀?shù)來衡量教育水平，表示為edu，單位為1。兩個(gè)人口數(shù)據(jù)都是抽樣調(diào)查的結(jié)果。但是由于高校學(xué)歷人口數(shù)數(shù)據(jù)缺少1995-2001的數(shù)據(jù)，最后選取的是2002-2009年的數(shù)據(jù)。開放程度的度量為進(jìn)出口總額占GDP的比重，由進(jìn)出口總額/GDP得到，表示為Open，單位為1。包含所有1995-2014年的數(shù)據(jù)。投資水平的度量選取的是資產(chǎn)投資總額占GDP的比重作為投資水平的度量，由（資產(chǎn)投資*匯率）/GDP得到，表示為Invest，單位為1。包含所有1995-2014年的數(shù)據(jù)。對(duì)于政府支出的度量，本文選取的是支出總額占GDP的比重作為政府支出的度量，由政府支出總額/GDP得到，表示為Gov，單位為1。包含所有1995-2013年的數(shù)據(jù)，2014年的數(shù)據(jù)存在缺失。本文選取工作年齡人口數(shù)/總?cè)丝跀?shù)作為年齡結(jié)構(gòu)的度量，表示為Age，單位為1，包含2002-2009年的數(shù)據(jù)，其他年份的數(shù)據(jù)存在缺失。

對(duì)于啞變量，本文假定了30省份啞變量，16個(gè)年份啞變量，分別表示為Si和Ti，其中北京和1995年為比較類型。

5、回歸結(jié)果

（1）以GDP增長(zhǎng)率作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的度量，收入不平等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響

回歸結(jié)果如表3所示（表3和表4的數(shù)值都保留兩位小數(shù)）：

這三個(gè)模型的回歸結(jié)果都顯示省份和時(shí)間的啞變量的系數(shù)大多數(shù)不顯著，由于我們所設(shè)定的省份和時(shí)間的啞變量較多，所以在上表里就不一一列出了。

①檢驗(yàn)收入不平等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（人均GDP增長(zhǎng)率）的線性影響

在第一個(gè)模型里，因變量是GDP的增長(zhǎng)率，用其對(duì)前一期的收收入不平等水平（基尼系數(shù)）、人均收入（人均GDP）、教育水平、年齡結(jié)構(gòu)、投資水平、開放程度、政府支出以及省份、時(shí)間啞變量等自變量進(jìn)行OLS回歸。根據(jù)上面的回歸結(jié)果，我們可以發(fā)現(xiàn)收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響為正，但是影響非常不顯著，所以第一個(gè)計(jì)量模型的回歸結(jié)果告訴我們收入差距對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率并沒有顯著的線性影響，兩者之間并不存在顯著的線性關(guān)系。我們還可以發(fā)現(xiàn)，人均收入水平對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響為負(fù)，且這一影響十分顯著，這一點(diǎn)十分符合直覺，一般來說人均收入水平（人均GDP）越高，說明這個(gè)經(jīng)濟(jì)社會(huì)已經(jīng)發(fā)展到了一定的水平，想要繼續(xù)較高的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率是不現(xiàn)實(shí)的，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而減慢。另外，我們可以看出，教育水平對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響為正，系數(shù)非常大，而且顯著性水平非常高，這十分符合直覺，教育的提高顯然會(huì)提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度。年齡結(jié)構(gòu)所對(duì)應(yīng)的系數(shù)為負(fù)，而且十分不顯著，說明年齡結(jié)構(gòu)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響微乎其微。在上表中，投資水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)得影響為正，且系數(shù)十分顯著，說明投資的提高將會(huì)提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度，十分符合經(jīng)濟(jì)學(xué)直覺。雖然開放程度的對(duì)應(yīng)系數(shù)為負(fù)，但是十分不顯著，不違背經(jīng)濟(jì)直覺。同時(shí)從表中的回歸結(jié)果我們還可以看出政府支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響為正，系數(shù)顯著，但是顯著性水平不高，這從側(cè)面說明政府宏觀政策對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定作用，但是其影響是有限的，這和新凱恩斯學(xué)派的理論觀點(diǎn)不謀而合，并且同樣符合經(jīng)濟(jì)學(xué)直覺。

②檢驗(yàn)收入不平等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（人均GDP增長(zhǎng)率）的倒U型影響（二次影響）

我們?cè)诘谝粋€(gè)模型的基礎(chǔ)上，加入基尼系數(shù)的平方作為解釋變量進(jìn)行OLS回歸分析。從回歸結(jié)果中我們看出收入不平等的系數(shù)為負(fù)，這是與前一個(gè)模型不同的地方，但是其系數(shù)依然非常不顯著，第二個(gè)模型的回歸結(jié)果表明收入差距對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并沒有顯著線性影響。同時(shí)，我們看到基尼系數(shù)的平方的系數(shù)為正，這說明收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)向作用逐漸變小，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響呈現(xiàn)一個(gè)正U型的曲線，但是這一影響同樣十分不顯著，所以這個(gè)模型表明收入不平等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的線性影響和二次影響都幾乎不存在。此外，我們可以發(fā)現(xiàn)，相較于第一個(gè)模型，其他自變量在第二個(gè)模型的里的系數(shù)和顯著性幾乎沒有變化，只是政府支出的系數(shù)的顯著性由之前的較為顯著變?yōu)榱瞬伙@著。

③研究收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（人均GDP增長(zhǎng)率）的影響隨著經(jīng)濟(jì)水平的提高的變化情況

在第二個(gè)模型的基礎(chǔ)上，我們?cè)诘谌Ｐ椭杏痔砑恿耸杖氩黄降群腿司鵊DP水平的交互項(xiàng)作為解釋變量。根據(jù)表中的回歸結(jié)果，我們可以看出與第二個(gè)模型一樣，收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響為負(fù)，收入不平等的平方的系數(shù)也為正，但是它們的系數(shù)都是不顯著的。而第三個(gè)模型的重點(diǎn)，收入不平等與人均GDP的交互項(xiàng)的系數(shù)為正，這說明收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率從的消極影響隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而逐漸變小，但是這一系數(shù)依然是不顯著的，所以這三個(gè)模型告訴我們收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并沒有什么影響，即不存在線性影響，也不存在二次影響。相較于前兩個(gè)模型，其他變量在第三個(gè)模型中的系數(shù)的符號(hào)、大小、以及顯著性基本不變，只是收入水平的系數(shù)的顯著性下降，但是依然很顯著，而政府支出的系數(shù)重新變得顯著了。

（2）收入不平等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（GDP增長(zhǎng)率）的影響

回歸結(jié)果如表4所示：

由三個(gè)模型的回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)省份和時(shí)間的啞變量的系數(shù)大多數(shù)顯著，又因?yàn)槲覀兯僭O(shè)的省份和時(shí)間的啞變量的數(shù)量較多，因此沒有在表里一一列出。

①檢驗(yàn)收入不平等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（GDP增長(zhǎng)率）的線性影響

對(duì)于第一個(gè)模型，我們將GDP的增長(zhǎng)率作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的度量，用其對(duì)前一期的收收入不平等水平（基尼系數(shù)）、人均收入（人均GDP）、教育水平、年齡結(jié)構(gòu)、投資水平、開放程度、政府支出以及省份、時(shí)間啞變量等自變量進(jìn)行回歸分析。以上的結(jié)果顯示，和將人均GDP增長(zhǎng)率作為被解釋變量相同，基尼系數(shù)變量的系數(shù)正，但是影響同樣十分不顯著，所以收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的線性影響不顯著。我們還可以發(fā)現(xiàn)，其他變量的系數(shù)的符號(hào)、顯著性與把人均GDP增長(zhǎng)率作為被解釋變量的第一個(gè)模型回歸結(jié)果基本相同，只是在系數(shù)大小上有些許的變化，但是不大。

②檢驗(yàn)收入不平等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（GDP增長(zhǎng)率）的倒U型影響（二次影響）

在第一個(gè)模型的基礎(chǔ)中加入基尼系數(shù)的平方作為自變量而得到第二個(gè)回歸模型，然后進(jìn)行回歸分析。得到的回歸結(jié)果和將人均GDP增長(zhǎng)率作為被解釋變量相同，收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響為負(fù)，但是其影響同樣非常不顯著，這表明用GDP增長(zhǎng)率替代人均GDP增長(zhǎng)率作為解釋變量之后，收入差距對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依然沒有顯著線性影響，它們之間的線性關(guān)系依然不顯著?；嵯禂?shù)的平方的系數(shù)為也和之前一樣為正，但是其系數(shù)同樣不顯著，所以在用GDP增長(zhǎng)率代替人均GDP增長(zhǎng)率作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的度量之后，收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的線性影響和二次影響也幾乎沒有，同樣也就不存在所謂的倒U型關(guān)系。與之前的模型相同，其他的自變量在該模型中的系數(shù)大小、符號(hào)以及顯著性與之前的模型相比依然基本沒有變化。

③研究收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（GDP增長(zhǎng)率）的影響隨著經(jīng)濟(jì)水平的提高的變化情況

第三模型實(shí)在第二個(gè)模型的基礎(chǔ)上，又添加了收入不平等和人均GDP水平的交互項(xiàng)作為自變量。上表的回歸結(jié)果與將人均GDP作為解釋變量的第三個(gè)模型的回歸結(jié)果基本相同，基尼系數(shù)變量的系數(shù)還是為負(fù)，基尼系數(shù)的平方的系數(shù)也還是為正，而且同樣也都是不顯著的。而收入不平等與人均GDP的交互項(xiàng)的系數(shù)為正，系數(shù)依然是不顯著的。因此，這六個(gè)模型都表明收入不平等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響微乎其微，并沒有明顯的線性或二次影響。與之前一樣，其他變量的系數(shù)的符號(hào)、以及顯著性在第三個(gè)模型也沒有變化，只是系數(shù)的大小有些許變化而已。

（3）將人均GDP增長(zhǎng)率作為被解釋變量和將GDP增長(zhǎng)率作為被解釋變量的回歸結(jié)果進(jìn)行比較分析

根據(jù)上面表3、表4的回歸結(jié)果和上面的分析討論，我們發(fā)現(xiàn)將人均GDP增長(zhǎng)率作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的度量得到的回歸結(jié)果和將GDP增長(zhǎng)率作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的度量得到的回歸結(jié)果基本相同，兩個(gè)回歸結(jié)果沒有明顯的不同的地方。

（4）總結(jié)

根據(jù)以上的分析，我們發(fā)現(xiàn)收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響幾乎沒有什么影響，幾沒有線性影響以及倒U型影響，或者說這種影響非常不顯著。而之前多數(shù)關(guān)于這一問題的論文得到的結(jié)果是顯著的，雖然其影響是正是負(fù)，或者是倒U型，或在一定的條件下存在影響沒有一致的結(jié)論，只有少數(shù)文章得到的結(jié)果是不顯著的。 Li，Zou（2000）所得到的結(jié)論是，收入不平等程度對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響為顯著的正相關(guān)，本文使用其計(jì)量模型，而沒有得到一致的結(jié)果的可能是由于本文加入了基尼的平方項(xiàng)以及基尼與人均GDP的交互項(xiàng)，也可能是由于所使用的數(shù)據(jù)差別太大（Li，Zou使用的是跨國(guó)數(shù)據(jù)，而本文使用的是中國(guó)的分省年度數(shù)據(jù)）或者內(nèi)生性問題造成。本文為收入不平等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒有明顯影響的觀點(diǎn)提供了一定的支持。

四、結(jié)論

本文利用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局近年來的的省級(jí)年度數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS回歸對(duì)收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響進(jìn)行了研究。與之前的論文不同的地方是以前大多數(shù)有關(guān)這方面的論文，要么是研究庫(kù)茲尼茨曲線是否存在，即收入不平等的程度是否隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)先變大后變小，要么是研究收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是為正還是為負(fù)。而本文通過引入尹恒、龔六堂、鄒恒甫（2005）所提出的政治經(jīng)濟(jì)模型，并進(jìn)行討論，通過推導(dǎo)證明了在該模型下，收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是先促進(jìn)后減小，即呈現(xiàn)倒U形狀，而本文的主要目的就是在于驗(yàn)證收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是否為倒U型，同時(shí)研究其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響是正還是負(fù)。本文還將同時(shí)使用人均GDP增長(zhǎng)率和GDP增長(zhǎng)率來衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，并且同時(shí)對(duì)兩者進(jìn)行回歸，來分析比較回歸結(jié)果的差異。本文的比較特別的一個(gè)研究點(diǎn)在于，加入了收入不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的交互項(xiàng)（基尼系數(shù)和人均GDP的交互項(xiàng)），通過對(duì)其進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果中交互項(xiàng)的系數(shù)會(huì)告訴我們收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響隨著人均經(jīng)濟(jì)總量的增長(zhǎng)的具體變化情況，而這是以前很多文章中所沒有的東西。同時(shí)，以前大多數(shù)相關(guān)的研究所采用的數(shù)據(jù)都是國(guó)家級(jí)的數(shù)據(jù)，而國(guó)家級(jí)的數(shù)據(jù)存在較強(qiáng)的異質(zhì)性，因此本文只采用了我國(guó)的分省數(shù)據(jù)，避免了國(guó)家級(jí)數(shù)據(jù)之間的異質(zhì)性。通過對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行分析，我們發(fā)現(xiàn)：

（1）收入不平等水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響是不顯著的。收入不平等程度對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的線性影響和二次影響都是幾乎不存在的，因此并不存在這一個(gè)倒U型的關(guān)系。

（2）收入不平等水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的交互項(xiàng)的系數(shù)十分不顯著，這說明收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高并沒有多少變化，依然幾乎沒有多少影響。

（3）教育水平對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響為正，并且十分顯著，這和直覺吻合，教育是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期動(dòng)力。

（4）年齡結(jié)構(gòu)趨向于工作年齡對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響不顯著，而從直覺上來說，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響應(yīng)該顯著為正。

（5）投資水平對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響顯著為正，這和現(xiàn)實(shí)符合，投資和消費(fèi)會(huì)促進(jìn)一個(gè)經(jīng)濟(jì)體的發(fā)展。

（6）開放程度對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響不顯著，這說明開放程度和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間并沒有一定的關(guān)系。

（7）政府支出對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響較為顯著，且為正。在我們的結(jié)果中政府支出對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響是顯著的，但是顯著性不高，這從一定程度上體現(xiàn)了政府的宏觀經(jīng)濟(jì)政策在一定程度上有效的經(jīng)濟(jì)學(xué)觀點(diǎn)，這和新凱恩斯主義學(xué)派的看法相同。

綜上所述，本文的結(jié)論是：收入不平等和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間不存在一定的關(guān)系，收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響微乎其微，或者說沒有影響，而自然收入不平等對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響為倒U型的假設(shè)從本文的結(jié)果來說是不成立的。另外，教育水平、投資水平以及政府支出都或多或少對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率有積極影響，而教育水平和投資水平的影響要更為顯著一些。而年齡結(jié)構(gòu)趨向于工作年齡、開放程度對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響不顯著。由這些結(jié)論，我們提出以下建議，希望能夠?qū)ξ覈?guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供幫助，促進(jìn)居民的生活水平的提高。第一、政府應(yīng)該對(duì)我國(guó)收入不平等的現(xiàn)象不應(yīng)該過于悲觀，也不應(yīng)該過于樂觀，雖然從本文的結(jié)果中表明收入不平等并不會(huì)降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，但是收入不平等畢竟會(huì)對(duì)收入較低的群體造成沮喪、焦慮的心理，這不利于社會(huì)穩(wěn)定、和諧的發(fā)展。政府應(yīng)該使用政策，縮小我國(guó)的收入不平等程度。第二、教育十分重要，我國(guó)應(yīng)該加強(qiáng)教育投資，完善各方面的教育制度，因?yàn)榻逃且粋€(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期源泉，是最根本、最核心的發(fā)展重點(diǎn)。第三、政府應(yīng)該鼓勵(lì)投資，因?yàn)橥顿Y能夠刺激經(jīng)濟(jì)，促使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的提高。第四、政府應(yīng)當(dāng)適當(dāng)?shù)夭扇∝?cái)政政策，興建公共設(shè)施，加大各方建設(shè)，增加政府支出，因?yàn)檎С瞿茉谝欢ǔ潭壬洗龠M(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的提高。最后，對(duì)于未來的展望，我認(rèn)為本文在計(jì)量的回歸方法上還需要提高，這樣能夠提高回歸結(jié)果的準(zhǔn)確度。在數(shù)據(jù)上也可以嘗試使用其他數(shù)據(jù)來衡量各個(gè)自變量，這樣可能能得到更好的回歸結(jié)果。

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