龐宇杰
(北京郵電大學(xué)國際學(xué)院,北京102209)
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。
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。
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。
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。
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。
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。
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。
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)。
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。
[1]Banerjee A V E.Duflo Inequality and Growth:What Can the Data Say? [G].MIT Working Paper,2003.
[2]林毅夫,劉明興.中國的經(jīng)濟增長收斂與收入分配[J].世界經(jīng)濟,2003(8):3-14.
[3]李娟娟.1978—2007年中國城鄉(xiāng)收入差距的變遷及影響因素分析[J].四川理工學(xué)院學(xué)報:社會科學(xué)版,2010,25(3):50-52.
[4]Adrián Risso Edgar W,Sánchez Carrera J.Inequality and Economic Growth in China:pre and post-reform periods[G].University of Siena,2010.
[5]范巧.永續(xù)盤存法細節(jié)設(shè)定與中國資本存量估算:1952—2010年[J].云南財經(jīng)大學(xué)學(xué)報,2012(3):42-50.
[6]易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews應(yīng)用[M].北京:中國人民大學(xué)出版社,2010:293-311.
[7]伍德里奇.計量經(jīng)濟學(xué)導(dǎo)論——現(xiàn)代觀點[M].北京:中國人民大出版社,2003:183.