胡 華

(南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071)

高速的經(jīng)濟(jì)增長率和較低的收入差距歷來是各國追求的目標(biāo)，但兩者通常無法兼顧。中國人均GDP，1978 年為381 元人民幣，2010 年已達(dá)29 992元人民幣，33 年間增長了77.7倍。同時(shí)，中國城鄉(xiāng)收入差距不斷拉大。1978 年，城鄉(xiāng)居民人均收入差距(城鄉(xiāng)居民人均收入差距=城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入－農(nóng)村居民家庭人均純收入)是209.8元人民幣，2010 年，城鄉(xiāng)居民收入差距達(dá)到13 190.4元人民幣，33 年間收入差距擴(kuò)大了61.9倍。收入差距的拉大導(dǎo)致低收入群體與高收入群體的消費(fèi)差距拉大，促使低收入群體滋生“仇富”心理，為經(jīng)濟(jì)增長埋下隱患。關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距關(guān)系的文獻(xiàn)很多，但尚無一致公認(rèn)的結(jié)論，有些文獻(xiàn)認(rèn)為，兩者間存在線性正相關(guān)關(guān)系;也有文獻(xiàn)認(rèn)為，兩者間存在線性負(fù)相關(guān)關(guān)系;還有文獻(xiàn)認(rèn)為，兩者間存在非線性關(guān)系。據(jù)此可以提出一個(gè)假說:經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距的關(guān)系是非常復(fù)雜的，在特定條件變化時(shí)，兩者關(guān)系可能改變。為驗(yàn)證這一假說，本文將運(yùn)用中國省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究。除引言部分外，本文結(jié)構(gòu)如下:第二部分是文獻(xiàn)回顧，對相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行歸納與評價(jià)。第三部分是模型與變量，第四部分是模型結(jié)果及檢驗(yàn)，在1988—2010 年一個(gè)較長時(shí)間段內(nèi)，研究經(jīng)濟(jì)增長率與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系。第五部分是動態(tài)分析，將1988—2010年的面板數(shù)據(jù)劃分為若干較短時(shí)間段的面板數(shù)據(jù)，研究經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距之間關(guān)系的動態(tài)變化，發(fā)現(xiàn)兩者關(guān)系與房價(jià)增速存在聯(lián)系。當(dāng)房價(jià)增速較低時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距之間呈現(xiàn)正相關(guān)性;當(dāng)房價(jià)增速較高時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)性。第六部分是原因分析，分析了房價(jià)增速影響經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距之間關(guān)系的原因。第七部分是結(jié)論。

一 文獻(xiàn)回顧

經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距的關(guān)系一直備受關(guān)注。有研究表明，收入差距拉大將阻礙經(jīng)濟(jì)增長率的提高。這是因?yàn)?第一，收入差距拉大促使低收入階層減少人力資本投資，此舉將放緩經(jīng)濟(jì)增長速度(Mo P H，2000;Odedokun M O and Round J I，2004;Galor O and Zeira J，1993);［1－3］第二，收入差距拉大促使政府增加稅收與轉(zhuǎn)移支付，也將減慢經(jīng)濟(jì)增速(Mo P H，2000);［1］第三，收入差距拉大會增加公共教育支出，此舉對當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)增長施加負(fù)面影響(Sylwester K，2000)。［4］但經(jīng)驗(yàn)研究的結(jié)論卻有較大差異:在諸多經(jīng)驗(yàn)研究中，經(jīng)濟(jì)增長率的表征變量通常是“GDP 增長率”“人均實(shí)際GDP 增長率”或“人均收入增長率”等，收入差距變量一般選取“基尼系數(shù)”或“城鄉(xiāng)居民收入之比”表征，關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距的關(guān)系，主要有3 種結(jié)論。

(1)經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距的關(guān)系是線性負(fù)相關(guān)關(guān)系。Sylwester K(2000)和Mo P H(2000)運(yùn)用1970—1985 年各國的截面數(shù)據(jù)，以GDP 增長率為因變量，以基尼系數(shù)為自變量，線性回歸結(jié)果顯示，基尼系數(shù)與GDP 增長率之間存在顯著負(fù)相關(guān)性。［1，4］Rodriguez C B(2000)運(yùn)用美國州級截面數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，收入不公平將導(dǎo)致社會政治不穩(wěn)定，進(jìn)而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面作用。［5］Bourguignon F and Verdier T(2000)和Falkinger J and Zweimüller J(1997)的經(jīng)驗(yàn)研究也發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長與收入不公平程度之間呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。［6－7］陸銘等(2005)使用1987—2001 年中國省級面板數(shù)據(jù)，使用“人均收入的年增長率”表征經(jīng)濟(jì)增長，用“城鄉(xiāng)收入水平之比”表征收入差距指標(biāo)，研究發(fā)現(xiàn):收入差距對經(jīng)濟(jì)增長始終呈現(xiàn)負(fù)面影響。［8］

(2)經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距的關(guān)系是線性正相關(guān)關(guān)系。Nahum R A(2005)運(yùn)用1960—2000 年瑞士縣級面板數(shù)據(jù)，分別以1、3、5、10 年間的“人均GDP 年增長率”為因變量，以基尼系數(shù)為自變量，并加入人力資本、城市化等一些控制變量，使用固定效應(yīng)模型回歸分析發(fā)現(xiàn)，初期的收入不公平將對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生促進(jìn)影響，但這種影響主要在短期內(nèi)發(fā)生作用。［9］Xu L C and Zou H F(2000)運(yùn)用1985—1995 年中國省級面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長率與基尼系數(shù)也呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。［10］

(3)經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距的關(guān)系是非線性關(guān)系。Chen B L (2003)運(yùn)用跨國截面數(shù)據(jù)，以“1970—1992 年人均實(shí)際GDP 年增長率的平均值”為因變量，以“1970 年基尼系數(shù)”及其平方項(xiàng)(或“1965—1975 年基尼系數(shù)的平均值”及其平方項(xiàng))為自變量，并加入一些控制變量，回歸結(jié)果顯示，基尼系數(shù)的擬合系數(shù)是正值，而“基尼系數(shù)平方項(xiàng)”的擬合系數(shù)則是負(fù)值，且都能通過顯著性檢驗(yàn)，Chen據(jù)此認(rèn)為長期經(jīng)濟(jì)增長率與基尼系數(shù)之間存在“倒U 型”關(guān)系。［11］Hasanov F and Izraeli O(2011)運(yùn)用美國48 個(gè)州(除夏威夷州和阿拉斯加州外)1960、1970、1980、1990、2000 年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用與Chen B L(2003)相似的方法，得到了相似的結(jié)論。［12］Scully G W(2003)依據(jù)美國的宏觀時(shí)間序列數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)存在最優(yōu)稅率使GDP 最大化時(shí)，能夠使GDP 最大的基尼系數(shù)是0.36，高于或低于這個(gè)值，都會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長率下降。［13］王少平、歐陽志剛(2007)依據(jù)1979—2004 年中國省級面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，改革初期的城鄉(xiāng)收入差距促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，而現(xiàn)階段城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大對經(jīng)濟(jì)增長則產(chǎn)生阻滯作用。［14］

綜上所述，關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)研究，學(xué)者們的結(jié)論存在顯著差別。差別成因可歸結(jié)為5 個(gè)方面:第一，數(shù)據(jù)來源不同，有些文獻(xiàn)所用數(shù)據(jù)來源于世界各國，有些文獻(xiàn)的數(shù)據(jù)來源于一國。第二，數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)不同，包括截面數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)、面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)、時(shí)間序列數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)3 種。第三，數(shù)據(jù)時(shí)間不同，各篇文獻(xiàn)所用數(shù)據(jù)的時(shí)間從1960 年到2010 年各不相同。第四，經(jīng)濟(jì)增長率的時(shí)限不同，一些文獻(xiàn)研究10 年以上的長期經(jīng)濟(jì)增長率，另一些文獻(xiàn)則研究10 年以下的中、短期經(jīng)濟(jì)增長率。第五，所用模型不同，一些文獻(xiàn)只考慮經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距變量的線性關(guān)系，而另一些文獻(xiàn)則在模型的自變量中加入收入差距變量的平方項(xiàng)，研究經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距變量的非線性關(guān)系。

因此，為確定經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距之間更加可靠的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)更為實(shí)用的規(guī)律，需從3 個(gè)方面著手:1)數(shù)據(jù)應(yīng)來自一國內(nèi)部，或者選取具有相似特征國家的數(shù)據(jù)。2)數(shù)據(jù)應(yīng)選取面板數(shù)據(jù)，時(shí)間序列數(shù)據(jù)的樣本值一般較少，截面數(shù)據(jù)不利于分析經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距關(guān)系的動態(tài)變化。3)選擇短期經(jīng)濟(jì)增長率作為研究對象，長期經(jīng)濟(jì)增長率作為研究對象所得結(jié)論不利于指導(dǎo)現(xiàn)實(shí)。

二 模型與變量

(一)模型

面板數(shù)據(jù)模型:

本文使用模型是面板數(shù)據(jù)模型。被解釋變量Y 代表經(jīng)濟(jì)增長率變量，此變量可以是GDP 年增長率、人均GDP 年增長率等;Sv 代表收入差距變量，最常見的表征變量是基尼系數(shù)、城鄉(xiāng)居民人均收入之比等;Z 是控制變量集，以表征對因變量產(chǎn)生影響的其他因素;i 是自然數(shù)，代表不同區(qū)域的截面單位，t 代表年份，c0是常數(shù)項(xiàng)，c1、c2是系數(shù)向量。ξi表示“個(gè)體效應(yīng)”因素，若其是不隨時(shí)間變化的固定因素，則模型是固定效應(yīng)模型;若此“個(gè)體效應(yīng)”因素是隨機(jī)因素，則模型是隨機(jī)效應(yīng)模型。μi，t是隨機(jī)擾動項(xiàng)。模型確定后，只需輸入數(shù)據(jù)，進(jìn)行計(jì)量分析，當(dāng)Sv 的擬合系數(shù)小于零，且能通過顯著性檢驗(yàn)時(shí)，一般認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距之間存在負(fù)相關(guān)性。當(dāng)Sv 的擬合系數(shù)大于零，且能通過顯著性檢驗(yàn)時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距之間存在正相關(guān)性。

(二)變量

本文選用“人均實(shí)際GDP 年增長率”作為被解釋變量Y，消除人口與物價(jià)變動對經(jīng)濟(jì)增長的影響。計(jì)算步驟是:第一步，計(jì)算“實(shí)際GDP”，以1950 年為基年，依據(jù)各年度各地區(qū)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，將名義GDP 折算成的“1950 年不變價(jià)格GDP”;第二步，計(jì)算“人均實(shí)際GDP”，其值等于“實(shí)際GDP”除以人口數(shù);第三步，計(jì)算“人均實(shí)際GDP 年增長率”，某年“人均實(shí)際GDP 年增長率”等于本年“人均實(shí)際GDP”與上年“人均實(shí)際GDP”之差，占上年“人均實(shí)際GDP”的百分比。

選取“城鄉(xiāng)居民收入之比”作為城鄉(xiāng)收入差距變量的原因，一是難以查找各省、市、自治區(qū)歷年的整體基尼系數(shù)，只能找到城鎮(zhèn)或鄉(xiāng)村基尼系數(shù);二是城鄉(xiāng)收入差距在中國收入差距中占據(jù)重要位置。Sicular T 等(2007)提出，城鄉(xiāng)收入差距是中國內(nèi)部最大、最重要的收入差距。1995—2002 年，城鄉(xiāng)相對收入差距僅增長1%，卻貢獻(xiàn)了25%的中國收入不公平。［15］Gustafsson B 等(2008)提出，城鄉(xiāng)收入差距是引發(fā)中國收入差距拉大的最重要因素，城鄉(xiāng)收入差距對總體收入差距的貢獻(xiàn)逐漸增加，1988年城鄉(xiāng)收入差距貢獻(xiàn)37%，2002 年城鄉(xiāng)收入差距貢獻(xiàn)46%。［16］Yao S(1999)也提出，城鄉(xiāng)收入差距是中國收入差距的主要來源之一。［17］

“城鄉(xiāng)居民收入之比”的計(jì)算步驟如下:第一步，計(jì)算“城鎮(zhèn)居民人均不變價(jià)格收入”，按照各地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，將各地區(qū)“城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入”折算成“城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配不變價(jià)格收入”;第二步，計(jì)算“農(nóng)村居民家庭人均不變價(jià)格純收入”，將各地區(qū)“農(nóng)村居民家庭人均純收入”按照各地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)折算成“農(nóng)村居民家庭人均不變價(jià)格純收入”;第三步，計(jì)算“城鄉(xiāng)人均收入之比”，其值等于“城鎮(zhèn)居民人均不變價(jià)格收入”除以“農(nóng)村居民家庭人均不變價(jià)格純收入”。

本文所選控制變量包括:1)物質(zhì)資本投入變量(Inv)用“全社會固定資產(chǎn)投資占GDP 的比重”表征，此值越大，表示經(jīng)濟(jì)體投資于機(jī)器設(shè)備、基礎(chǔ)設(shè)施等的資金越多，有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長;第二、對外開放程度變量(Ope)用“進(jìn)出口總額占GDP 的比重”表征，此值越大，表示經(jīng)濟(jì)體的對外依賴程度越高;第三、就業(yè)人口比重變量(J)用“就業(yè)人口占當(dāng)?shù)厝丝诘谋戎亍北碚?，此值越大，就業(yè)人口越多，對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用越大;第四、人力資本投入變量(Edu)用“大、中、小學(xué)教師的總?cè)藬?shù)占當(dāng)?shù)厝丝诘谋戎亍北碚?，此值越大，表示?jīng)濟(jì)體用于培養(yǎng)人才的投入越大;第五、物流業(yè)發(fā)達(dá)程度變量(G)用“人均貨物周轉(zhuǎn)量(經(jīng)濟(jì)體的貨物周轉(zhuǎn)量除以人口數(shù))”表征，此值越大，說明經(jīng)濟(jì)體物流業(yè)發(fā)達(dá)程度越高，對經(jīng)濟(jì)將產(chǎn)生積極作用。因此，包含所有變量的模型如下:

上述變量所用數(shù)據(jù)是中國大陸29 個(gè)省份或區(qū)域1988—2010 年的省級面板數(shù)據(jù)，剔除數(shù)據(jù)缺失較多的西藏，考慮到行政區(qū)劃的歷史變更，將四川與重慶合并為一個(gè)截面。數(shù)據(jù)來自《新中國60 年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。各變量的含義、均值、標(biāo)準(zhǔn)差等詳見表1。

表1 變量描述

1 人均實(shí)際GDP 年增長率與城鄉(xiāng)收入差距變量的散點(diǎn)圖

三 模型結(jié)果及檢驗(yàn)

回歸分析前，觀察“人均實(shí)際GDP 年增長率(Y)”與“城鄉(xiāng)收入差距變量(Sv)”的散點(diǎn)圖，圖1中直線是散點(diǎn)的擬合直線，此線稍向右上方傾斜，表明Y 與Sv 之間可能存在正相關(guān)關(guān)系，但圖中散點(diǎn)不存在顯著規(guī)律性，仍需采取更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)姆椒z驗(yàn)兩個(gè)變量之間的關(guān)系。

下面運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行回歸，如表2 所示，6 個(gè)模型都是個(gè)體固定效應(yīng)模型。選取此模型前，首先運(yùn)用F 檢驗(yàn)(原假設(shè):所有截面的截距項(xiàng)都相等)對混合面板數(shù)據(jù)模型與個(gè)體固定效應(yīng)模型進(jìn)行比較，結(jié)果顯示，在6 個(gè)模型中，原假設(shè)成立的概率都低于1%，因此個(gè)體固定效應(yīng)模型更優(yōu)。為甄別個(gè)體固定效應(yīng)模型與個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型的優(yōu)劣，本文進(jìn)行Hausman 檢驗(yàn)(原假設(shè):個(gè)體固定效應(yīng)模型與個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型的擬合系數(shù)不存在系統(tǒng)性的差異)，發(fā)現(xiàn)原假設(shè)成立的概率也都低于1%，因此個(gè)體固定效應(yīng)模型更優(yōu)。進(jìn)行自相關(guān)、異方差、截面相關(guān)的檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)6 個(gè)模型都存在自相關(guān)、異方差、截面相關(guān)問題。為解決上述問題，運(yùn)用Stata10 軟件中的xtscc 命令進(jìn)行個(gè)體固定效應(yīng)模型的重新估計(jì)，其結(jié)果如表2 所示，當(dāng)然也可以用其他方法對自相關(guān)、異方差、截面相關(guān)問題進(jìn)行修正，但其結(jié)果同表2 的結(jié)果沒有明顯區(qū)別，因此省略。

模型(1)的結(jié)果顯示，人均實(shí)際GDP 年增長率與城鄉(xiāng)收入差距變量呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)性。為檢驗(yàn)兩者關(guān)系的穩(wěn)定性，在模型(2)～(6)中，逐一加入了物質(zhì)資本投入變量(Inv)、對外開放程度變量(Ope)、就業(yè)人口比重變量(J)、人力資本投入變量(Edu)、物流業(yè)發(fā)達(dá)程度變量(G)等控制變量。在6 個(gè)模型中，城鄉(xiāng)收入差距變量的擬合系數(shù)始終為正值，且能通過顯著性檢驗(yàn)。因此，人均實(shí)際GDP 年增長率與城鄉(xiāng)收入差距變量之間的正相關(guān)關(guān)系是穩(wěn)定的。其經(jīng)濟(jì)意義是:在1988—2010 年一個(gè)較長的時(shí)期中，城鄉(xiāng)收入差距的拉大有助于經(jīng)濟(jì)增長率的提高。

變量Inv(全社會固定資產(chǎn)投資占GDP 的比重)同因變量呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)性，且能通過1%的顯著性檢驗(yàn)，原因是全社會固定資產(chǎn)投資被用于基礎(chǔ)設(shè)施、工業(yè)設(shè)備的投資，根據(jù)凱恩斯的乘數(shù)理論，基礎(chǔ)設(shè)施或工業(yè)設(shè)備投資的增加會以乘數(shù)的方式促進(jìn)GDP 增長。變量Ope(進(jìn)出口總額占GDP的比重)通常被用于衡量經(jīng)濟(jì)體的對外依存度，其擬合系數(shù)為負(fù)，這說明，中國大陸某一省份對外依存度的增加，不一定能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。這一結(jié)論符合李斯特的保護(hù)貿(mào)易理論。李斯特認(rèn)為，在農(nóng)業(yè)向工業(yè)的轉(zhuǎn)型過程中，應(yīng)實(shí)行保護(hù)貿(mào)易政策，保護(hù)本國朝陽產(chǎn)業(yè)，減少其遭受國外先進(jìn)工業(yè)的沖擊。1978 年改革開放以來，我國的對外貿(mào)易依存度逐漸上升，貨物進(jìn)出口額占GDP 的比重，從1978 年的9.74%上升到2010 年的50.28%，與此同時(shí)，我國工業(yè)遭受國外工業(yè)的沖擊，歷經(jīng)多年國企改革，中國工業(yè)才逐漸走出困境，因此，變量Ope 同因變量之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系符合客觀事實(shí)。

變量J(就業(yè)人口占當(dāng)?shù)厝丝诘谋戎?的擬合系數(shù)是正值，且能通過顯著性檢驗(yàn)，說明新增就業(yè)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，原因是新增就業(yè)將增加人均收入，收入水平提高會促進(jìn)消費(fèi)，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。變量Edu(教師人數(shù)占當(dāng)?shù)厝丝诘谋戎?的擬合系數(shù)為負(fù)，這一變量被用于表征人力資本投入。但由于絕大多數(shù)教師沒有直接從事生產(chǎn)經(jīng)營活動，小學(xué)教師培養(yǎng)的學(xué)生短期內(nèi)不能從事勞動，中學(xué)教師培養(yǎng)的學(xué)生中，一部分畢業(yè)生將進(jìn)入工作崗位，大學(xué)教師培養(yǎng)的大學(xué)畢業(yè)生也將開始工作，但這些勞動力的流動性較強(qiáng)，不一定留在學(xué)校當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)，對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)有限，因此，教師數(shù)量的增加并不一定能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。變量G(人均貨物周轉(zhuǎn)量)的擬合系數(shù)是正值，且能通過顯著性檢驗(yàn)，說明人均貨物周轉(zhuǎn)量的增加能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。其原因是，貨物周轉(zhuǎn)量是特定時(shí)期內(nèi)各種交通工具運(yùn)送的貨物質(zhì)量與運(yùn)輸距離的乘積之和;人均貨物周轉(zhuǎn)量較高的地區(qū)，其運(yùn)輸承載能力較強(qiáng)，商業(yè)化水平也較高，這些因素都有利于經(jīng)濟(jì)增長。

表2 模型估計(jì)結(jié)果

四 動態(tài)分析

(一)城鄉(xiāng)收入差距變量擬合系數(shù)的估計(jì)及變動趨勢

面板數(shù)據(jù)模型證明，經(jīng)濟(jì)增長率與城鄉(xiāng)收入差距變量之間存在顯著的正相關(guān)性。因此，在1988—2010 年這一較長時(shí)間段內(nèi)，城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大可能會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長率的提高。但這也不排除，在某一較短時(shí)間段內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長率與城鄉(xiāng)收入差距變量之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系的可能性。如果縮短樣本的時(shí)間跨度，可能會得到不同的結(jié)果。以5 年為一個(gè)跨度，采用逐年移動的方法進(jìn)行劃分，將1988—2010 年的省級面板數(shù)據(jù)，劃分成1988—1992 年間、1989—1993 年間、1990—1994 年間、……、2006—2010 年間等19 組面板數(shù)據(jù)，然后對上述面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，其結(jié)果如表3 所示。在選用模型時(shí)，使用F 檢驗(yàn)(原假設(shè):所有截面的截距項(xiàng)都相等)甄別個(gè)體固定效應(yīng)模型與混合面板數(shù)據(jù)模型的優(yōu)劣，如果檢驗(yàn)結(jié)果不能拒絕原假設(shè)，則面板數(shù)據(jù)適用混合面板數(shù)據(jù)模型。如果拒絕此F 檢驗(yàn)，則使用Hausman 檢驗(yàn)(原假設(shè):個(gè)體固定效應(yīng)模型與個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型的擬合系數(shù)不存在系統(tǒng)性的差異)，甄別個(gè)體固定效應(yīng)模型與個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型的優(yōu)劣。若拒絕原假設(shè)，面板數(shù)據(jù)適用個(gè)體固定效應(yīng)模型;若不能拒絕原假設(shè)，則面板數(shù)據(jù)適用個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。甄別后，各面板數(shù)據(jù)適用的模型如表3 所示，19 個(gè)面板數(shù)據(jù)模型也存在自相關(guān)、異方差、截面相關(guān)等問題，表3 的估計(jì)結(jié)果已經(jīng)根據(jù)各自存在的問題進(jìn)行修正。限于篇幅，只保留城鄉(xiāng)收入差距變量的擬合系數(shù)，及其顯著性檢驗(yàn)結(jié)果。從城鄉(xiāng)收入差距變量擬合系數(shù)的變動情況看，中間年份(中間年份是面板數(shù)據(jù)的中間一年，如1988—1992 年面板數(shù)據(jù)的中間年份是1990 年，其他情況以此類推)2000 年前，擬合系數(shù)從負(fù)值逐漸上漲為正值，2000 年后，擬合系數(shù)從正值逐漸下跌為負(fù)值。

表3 城鄉(xiāng)收入差距變量的擬合系數(shù)

(二)城鄉(xiāng)收入差距變量的擬合系數(shù)與房價(jià)增長率

如表4 所示，為分析城鄉(xiāng)收入差距變量擬合系數(shù)的變動原因，計(jì)算了全國房價(jià)(A)、北京市房價(jià)(B)、京津滬房價(jià)(C)、35 個(gè)大中城市房價(jià)指數(shù)(D)，并以此為基礎(chǔ)計(jì)算了上述4 個(gè)指標(biāo)的5 年移動平均值的增長率。

A 全國房價(jià)，其計(jì)算公式:全國房價(jià)(A)=全國商品房屋銷售額÷全國商品房屋實(shí)際銷售面積。B 是北京市房價(jià)，其計(jì)算方法與全國房價(jià)的計(jì)算方法相同。C 是京津滬房價(jià)，京津滬房價(jià)=(北京房價(jià)+天津房價(jià)+上海房價(jià))÷3，天津、上海房價(jià)的計(jì)算方法與全國房價(jià)的計(jì)算方法相同。D 是35 個(gè)大中城市房價(jià)指數(shù)，其值是35 個(gè)大中城市房價(jià)指數(shù)的算術(shù)平均值。

各指標(biāo)5 年移動平均值的增長率計(jì)算方法如下，以1991 年為例，其他情況以此類推。

1991 年A 的五年移動平均值=1989－1993 年A 的五年平均值

1991 年A 的五年移動平均值的增長率=(1991 年A 的5 年移動平均值－1990 年A 的5 年移動平均值)÷1990 年A 的5 年移動平均值

如表4 所示，經(jīng)過計(jì)算得到4 個(gè)房價(jià)增長率指標(biāo):全國房價(jià)五年移動平均值的增長率(FgA)、北京市房價(jià)5 年移動平均值的增長率(FgB)、京津滬房價(jià)5 年移動平均值的增長率(FgC)、35 個(gè)大中城市房價(jià)指數(shù)5 年移動平均值的增長率(FgD)。

表4 各種房價(jià)指標(biāo)五年移動平均值的增長率

圖2 城鄉(xiāng)收入差距變量的擬合系數(shù)與房價(jià)增長率

如圖2 所示，四個(gè)房價(jià)增長率指標(biāo)同“城鄉(xiāng)收入差距變量的擬合系數(shù)(Svc)”都呈現(xiàn)出反向變動關(guān)系。2000 年是上述指標(biāo)的分水嶺，2000 年前，房價(jià)增長率指標(biāo)都逐漸走低，Svc 則震蕩走高;2000 年后，房價(jià)增長率指標(biāo)逐漸加大，Svc 則逐漸走低。據(jù)此我們推測:城鄉(xiāng)收入差距變量的擬合系數(shù)與房價(jià)增長率之間，可能存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

為檢驗(yàn)城鄉(xiāng)收入差距變量的擬合系數(shù)與房價(jià)增長率的關(guān)系，下面進(jìn)行回歸分析。以“城鄉(xiāng)收入差距變量的擬合系數(shù)(Svc)”為因變量，分別以四個(gè)房價(jià)增長率為自變量，進(jìn)行一元線性回歸分析，經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，甲、乙、丙三個(gè)模型存在自相關(guān)問題，采用Prais－Winsten AR(1)迭代法修正，其結(jié)果如表5 所示，模型甲的自變量是全國房價(jià)5 年移動平均值的增長率(FgA)，其與Svc 呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，擬合系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，其調(diào)整后的R2 是0.0 302，說明FgA對因變量的解釋能力較差。模型乙、丙、丁的自變量分別是北京市房價(jià)5 年移動平均值的增長率(FgB)、京津滬房價(jià)5 年移動平均值的增長率(FgC)、35 個(gè)大中城市房價(jià)指數(shù)5 年移動平均值的增長率(FgD)，3 個(gè)自變量的擬合系數(shù)都是負(fù)值，都能通過顯著性檢驗(yàn)，調(diào)整后的R2 分別是0.200、0.260、0.839，說明3 個(gè)自變量對因變量具有較好的解釋能力。因此，全國房價(jià)增長率對Svc的解釋能力較差，而城鎮(zhèn)房價(jià)增長率對Svc 的解釋能力較強(qiáng)。這說明，城鎮(zhèn)房地產(chǎn)價(jià)格增長率對Svc具有顯著的負(fù)面作用，而全國房地產(chǎn)價(jià)格增長率對Svc 不具有顯著的負(fù)面作用。

表5 城鄉(xiāng)收入差距變量的擬合系數(shù)與房價(jià)增長率的回歸模型

五 原因分析

城鄉(xiāng)收入差距拉大對經(jīng)濟(jì)增長率產(chǎn)生兩方面作用。正面作用是城鄉(xiāng)收入差距拉大刺激農(nóng)村勞動力進(jìn)城務(wù)工，增加了城鎮(zhèn)的實(shí)際產(chǎn)出，對中國整體經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生促進(jìn)作用;反面作用是城鄉(xiāng)收入差距拉大減少了農(nóng)村勞動力，減少了農(nóng)村的實(shí)際產(chǎn)出，對中國整體經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生抑制作用。當(dāng)城鎮(zhèn)實(shí)際產(chǎn)出增加量大于農(nóng)村實(shí)際產(chǎn)出減少量時(shí)，中國整體經(jīng)濟(jì)增長率將提高;反之，中國整體經(jīng)濟(jì)增長率將下跌。

城鎮(zhèn)房價(jià)增長率提高(城鎮(zhèn)房價(jià)的加速上漲)使得城鄉(xiāng)收入差距拉大對經(jīng)濟(jì)增長率的正面作用逐漸減弱。原因是城鎮(zhèn)房價(jià)的加速上漲將對實(shí)際產(chǎn)出產(chǎn)生抑制作用。第一，降低城鎮(zhèn)企業(yè)的產(chǎn)品競爭力。房地產(chǎn)作為企業(yè)生產(chǎn)的固定資本，其價(jià)格上漲會造成城鎮(zhèn)企業(yè)產(chǎn)品成本的上漲，其產(chǎn)品競爭力相應(yīng)下降。第二，房價(jià)暴漲挫傷了企業(yè)家的生產(chǎn)積極性，刺激其大量囤積房地產(chǎn)。房價(jià)暴漲使得囤積房產(chǎn)的獲利多于生產(chǎn)產(chǎn)品的獲利，大量企業(yè)家加入“炒房團(tuán)”，對實(shí)際產(chǎn)出產(chǎn)生負(fù)面影響，制約了實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率的提高。第三，減少消費(fèi)者的有效需求。城鎮(zhèn)房價(jià)上漲加重了消費(fèi)者的購房負(fù)擔(dān)，對其他產(chǎn)品的消費(fèi)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。當(dāng)城鎮(zhèn)房價(jià)增長率較低時(shí)，城鎮(zhèn)房價(jià)增速對實(shí)際產(chǎn)出的抑制作用較小，城鄉(xiāng)收入差距拉大對經(jīng)濟(jì)增長率的正面作用尚且能大于負(fù)面作用，即城鄉(xiāng)差距變量的擬合系數(shù)大于零。當(dāng)城鎮(zhèn)房價(jià)增長率超過一定幅度時(shí)，城鎮(zhèn)房價(jià)增速對實(shí)際產(chǎn)出的抑制作用逐漸顯現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距拉大對經(jīng)濟(jì)增長率的正面作用將小于負(fù)面作用，即城鄉(xiāng)差距變量的擬合系數(shù)小于零。

綜上，城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟(jì)增長率影響程度的大小(城鄉(xiāng)收入差距變量的擬合系數(shù)Svc)與城鎮(zhèn)房價(jià)增長率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，至此，解釋了表5 中4 個(gè)模型的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義。這一規(guī)律的啟示是:為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，當(dāng)城鎮(zhèn)房價(jià)增長率較高時(shí)，應(yīng)采取措施縮小城鄉(xiāng)收入差距;當(dāng)城鎮(zhèn)房價(jià)增長率較低時(shí)，應(yīng)適當(dāng)拉大城鄉(xiāng)收入差距。模型乙、丙、丁為判斷城鎮(zhèn)房價(jià)增長率的高低提供了依據(jù)，當(dāng)FgB(北京市房價(jià)5 年移動平均值的增長率)=1.12%，或FgC(京津滬房價(jià)五年移動平均值的增長率)=7.06%時(shí)，或FgD(35 個(gè)大中城市房價(jià)指數(shù)的5 年移動平均值的增長率)=4.81%時(shí)，城鄉(xiāng)收入差距變量對經(jīng)濟(jì)增長率的影響是零;當(dāng)FgB＞1.12%，或FgC＞7.06%時(shí)，或FgD＞4.81%時(shí)，城鄉(xiāng)收入差距變量與經(jīng)濟(jì)增長率呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)性，城鄉(xiāng)收入差距拉大將抑制經(jīng)濟(jì)增長率的提高;當(dāng)FgB＜1.12%，或FgC＜7.06%時(shí)，或FgD＜4.81%時(shí)，城鄉(xiāng)收入差距變量與經(jīng)濟(jì)增長率呈現(xiàn)正相關(guān)性，城鄉(xiāng)收入差距拉大將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長率的提高。至此證實(shí)了本文第一部分關(guān)于“特定條件發(fā)生變化時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長率與收入差距的關(guān)系將發(fā)生變化”的假說。如表4 所示，2008年FgB，F(xiàn)gC，F(xiàn)gD分別是21.99%，19.63%，12.12%(此3 個(gè)值是根據(jù)2005—2010 年數(shù)據(jù)計(jì)算得來)，都高于各自的臨界值，表明我國現(xiàn)在應(yīng)采取措施縮小城鄉(xiāng)收入差距，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長率之間存在非線性關(guān)系:當(dāng)城鎮(zhèn)房價(jià)增速超過臨界值時(shí)，城鄉(xiāng)收入差距拉大將抑制經(jīng)濟(jì)增長;當(dāng)城鎮(zhèn)房價(jià)增速低于臨界值時(shí)，城鄉(xiāng)收入差距拉大將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。利用這一規(guī)律，可以采用相機(jī)抉擇的機(jī)制，擴(kuò)大或縮小城鄉(xiāng)收入差距，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。當(dāng)城鎮(zhèn)房價(jià)增速超過臨界值時(shí)，應(yīng)縮小城鄉(xiāng)收入差距。較高的城鎮(zhèn)房價(jià)增速對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生抑制作用，即使更多的勞動力從農(nóng)村流入城鎮(zhèn)，對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用仍有限。此時(shí)應(yīng)設(shè)法將企業(yè)從城鎮(zhèn)遷至鄉(xiāng)村，一則可以減少對城鎮(zhèn)房地產(chǎn)的需求，減緩房價(jià)增速，二則可以減少農(nóng)村勞動力盲目流入城鎮(zhèn)。當(dāng)城鎮(zhèn)房價(jià)增速低于臨界值時(shí)，應(yīng)適當(dāng)拉大城鄉(xiāng)收入差距。此時(shí)，城鎮(zhèn)房價(jià)增速對實(shí)際產(chǎn)出的抑制作用較小，適當(dāng)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，鼓勵農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工，將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

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