收入分配不平等

#面也有助于消除变量间的内生性问题；*为随机扰动项。下标i为各省市区的标识(i=1,it2,„28),下标t是各年份(t=1978,1979„2005)的标识。«、P、Y、0、5分别iiiii是收入分配差距、有效需求、劳动力增长、投资和教育对经济增长的影响系数，0是收入i分配不平等与有效需求的互动系数。㈡数据说明收入分配不平等与经济增长的关系可能在不同的经济发展阶段作用方向不同,而中国自1978年开始经济改革,因此本文采用1978-2005年间的省级面板数据进行实证研究。其中的数据来自于《新中国五十年统计资料汇编》,1983-2006年各年的《中国统计年鉴》,且2001-2003年数据采用了经济普查后修订的数据。由于西藏、海南资料不全,重庆在1997年后才成立,其数据合并到四川省,最终的数据涉及28个省市。所获取的初始统计数据为名义GDP，因此人均实际GDP我们用1978=100的GDP平减指数剔除了价格因素的影响后除以年底总人口计算而得,并对数据取对数,这样做的目的在于更易得到平稳序列和消除观测数据的异方差问题，但并不会改变数据原有的性质，此时计量经济模型为式⑵；城乡收入差距用城市居民家庭人均可支配收入与农村居民家庭人均纯收入之比来度量,且城镇、农村居民收入分别用相应的城镇和农村的消费者物价指数进行了消胀；城乡消费差距用城镇居民消费与农村居民消费之比来表示，并用相应的消费者物价指数进行调整；inv中分别用固定资产投资价格指数与GDP平减指数对投资和地区生产总值进行折算，在此基础上求得投资占GDP的比重。log(y)=C+aine+pdem+ypop+0inv+5edu+Qcon+s式⑵itiitiitiitiitiitiitit四、基于面板数据的实证研究㈠各变量的面板单位根检验为了避免虚假回归问题的存在，我们先来对面板数据进行单位根检验。面板数据单位根的检验方法是比较多的，在本文中我们选择Levin，LinandChu检验(2002)、ImPesaranandShinW检验(2003)、ADF-FisherChi-square检验(1999)和PP-FisherChi-square检验(2001)，且滞后期数根据AIC原则进行选取。表1是对变量y、ine、dem、pop、inv、edu和con的单位根检验结果。结果表明，七个变量的原始序列经两种方法检验均有单位根,而一阶差分序列则同时通过四种方法的检验，由此说明这七个变量均为一阶单整，即I(1)。表1面板数据单位根检验结果变量Levin,Lin&Chut*Im,PesaranandShinW-statADF-FisherChi-squarelog(y)it29.77261.612226.8196PP-FisherChi-square

Alog(y)it-77.4357***-28.765***266.369***310.864***ineit-2.52694-6.576494.009545.7445Aineit-21.4209***-19.6375***292.448***406.609***demit-1.513071.47631.46331.9126Ademit-21.9437***-18.7489***90.624***437.353***popit12.92959.6876134.397221.8736Apopit-4.62383***-7.06171***182.254***220.185***invit12.92959.6876134.397221.8736Ainvit-4.62383***-7.06171***182.254***220.185***eduit86.184110.170228.06516.168Aeduit4.9154***5.33053***84.0728**114.017***conit12.436447.8802614.88916.3722Aconit16.7844***-16.7103***341.773***354.677***注：*、**、***分别表示统计值在10%、5%和1%的水平上显著。㈡协整检验对非平稳时间序列进行回归分析时会产生虚假回归的问题，但是当各非平稳变量的特定线性组合稳定时，这些变量间就具有一种内在的平稳机制，导致它们自身的变化虽然是不平稳的，而彼此之间却具有长期均衡关系，则由非平稳变量导致的虚假回归问题就不再存在了通过单位根检验，变量y、ine、dem、pop、inv、edu和con均为I(1)单位根过程,存在协整的可能，因此我们采用两步检验法进行协整检验，对式⑵进行回归分析，结果可见表2，并对回归分析产生的残差进行单位根检验(见表3)。表2面板数据回归结果变量回归系数T检验值概率值C6.454415.43290.0000ineit-2.1167-2.48540.0134demit-1.1205-3.04090.0025popit0.02432.13490.0334invit1.10053.85620.0000eduit3.01705.89400.0000conit-0.7299-3.29180.0011模型的估计结果显示，调整后的R20・993，F-statistic为41.24,说明模型的解释力度较强。收入分配不平等变量的系数显著为负，表明中国经济转型期收入分配不平等阻碍了经济的增长，这也证实了Murphy,ShleiferandVishny(1989的理论研究成果，即发展中国家或地区在经济发展过程中由于收入分配不平等会影响到有效需求，从而不利于经济增长，这一现象在中国同样存在。有效需求变量即城乡消费差距系数也显著为负说明城镇居民与农村居民消费差距拉大也是不利于经济增长的。就业人员增长率与人均实际GDP正相关，说明中国劳动力要素增长是促进经济增长的，但与投资和教育的作用相比之下，劳动力要素对经济增长的影响比较小，这可能与我国劳动力相对过剩的具体国情有关。投资与教育变量的系数显著为正说明在中国经济发展过程中这两个因素会促进经济增长。交织项的系数为负说明收入分配差距通过有效需求机制对经济增长产生负面影响，当收入分配差距扩大时，就会造成高收入阶层边际消费倾向较高，而低收入阶层边际消费倾向下降的趋势，而这主要是因为城乡收入差距的不断扩大，使得农村居民相对收入更低，再加上农业生产的市场风险和自然风险造成这种低收入缺乏稳定性，最终导致作为低收入阶层的农村居民边际消费倾向下降。由于城乡居民边际消费倾向不同会带来城乡居民的消费差距拉大，从而导致有效需求不足，并进一步影响到经济增长。由此表明，收入分配不平等与边际消费倾向有着内在的关联性，并通过有效需求影响到了经济增长。在回归分析之后，我们对残差项的平稳性进行检验，检验结果见表3。残差的面板单位根检验结果显示，残差是平稳的，这意味着变量间协整关系存在，在我国经济转型期收入分配不平等通过有效需求机制在长期阻碍到了经济增长。表3残差的面板单位根检验变量Levin,Lin&Chut*Im,PesaranandShinW-statADF-FisherChi-square残差的原序列-6.38292***-6.66072***156.913***PP-FisherChi-square180.024***注：*、**、***分别表示统计值在10%、5%和1%的水平上显著。㈢误差修正模型结果以上面板数据协整检验的结果表明经济增长、收入分配不平等以及有效需求之间存在长期的稳定关系。误差修正模型中既有描述变量长期关系的参数，又有描述变量短期关系的参

数；既可研究经济问题的长期特征又可研究其短期特征，而且变量不存在多重共线性问题。因此，我们在向量自回归分析框架下，利用误差修正模型来进一步考察经济增长、收入分配不平等和有效需求间的短期关系。设误差修正项为ECM，建立误差修正模型，选择滞后it项为2，结果见表4。表4误差修正模型结果it符合反向修正的原理，而其他变量除就业增长率外大多表现为显著。该结果表明，收入分配不平等、有效需求及其相互作用的短期变化对经济增长有显著的负的影响,而投资与教育的短期波动对经济增长有显著的正的影响。而且这一结果还显示在每一年里，产出的实际值与长期均衡值的差距约有31%得到纠正。五、结论及含义本文在现有收入分配不平等与经济增长相关研究的基础上，重点对收入分配不平等通过有效需求影响经济增长的机制进行实证研究。通过对中国经济转型期1978-2005年间省级面板数据的分析，我们发现无论是从长期还是短期来看，收入分配不平等通过有效需求机制阻碍经济增长的作用都非常显著。这说明就整体而言，目前中国居民的收入分配差距带来了有效需求的不足，并进而对经济增长产生了负面影响。同时我们还发现，从长期来看，劳动力因素、投资和教育变量显著的促进了经济增长，且投资和教育对于经济增长的作用远超过了劳动力增长；从短期来看，投资和教育对经济增长的短期效果也是非常明显的，而劳动力要素的作用却并不显著，这可能主要是因为我国当前劳动力处于相对过剩的情况。因此，要实现中国经济顺利转型，并促进经济长期持续发展，必须关注收入分配不平等问题，通过缩小收入差距扩大有效需求，进一步促进我国经济增长。参考文献尹恒、龚六堂、邹恒甫，2005：《收入分配不平等与经济增长：回到库兹涅茨假说》，《经济研究》第4期。万广华、陆铭、陈钊，2005：《全球化与地区间收入差距：来自中国的证据》，《中国社会科学》第3期。陆铭、陈钊、万广华，2005：《因患寡，而患不均——中国的收入差距、投资、教育和增长的相互影响》，《经济研究》第12期。权衡、徐王争，2002：《收入分配差距的增长效应分析：转型期中国经验》，《管理世界》第5期。杨俊、张宗益、李晓羽，2005：《收入分配、人力资本与经济增长：来自中国的经验(1995-2003)》，《经济科学》第5期。Aghion,Philippe,Caroli,EveandGarcia-Penalosa,Cecilia,1999,”InequalityandEconomicGrowth:thePerspectiveoftheNewGrowthTheories,”JournalofEconomicLiterature,37,4,December,1615-1660.Alesina,Alberto,andDaniRodrik,1994,”DistributivePoliticsandEconomicGrowth,”QuarterlyJournalofEconomics,109,2,465-490.Alesina,A.andPerotti,R.,1996,”IncomeDistribution,PoliticalInstability,andEconomicGrowth”,EuropeanEconomicReview,40,1203-1228.Banerjee,A.andNewman,A.,1993,”OccupationalChoiceandtheProcessofDevelopment”JPE,101,274-299.DeLaCroix,DavidandMatthiasDoepke,2004,”InequalityandGrowth:WhyDifferentialFertilityMatters,”AmericanEconomicReview,93,4,1091-1113.Forbes,KristinJ.,2000,”AReassessmentoftheRelationshipbetweenInequalityandGrowth,”AmericanEconomicReview,90,4,869-887.Galor,OdedandJosephZeira,1993,”IncomeDistributionandMacroeconomics,”ReviewofEconomicStudies,60,35-52.Kaldor,N.,1957,”AModelofEconomicGrowth,”EconomicJournal,57,591-624.Lewis,W.A.,1955,”EconomicDevelopmentwithUnlimitedSuppliesofLabor”,TheManchesterSchool22,139-91.Murphy,K.,A.Shleifer,andR.Vishny,1989,”IncomeDistribution,MarketSizeandIndustrialization”,QuarterlyJournalofEconomics,104,537-64.Persson,Torsten,andGuidoTabellini,1994,”IsInequal