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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