龙翠红，洪银兴

（1.华东师范大学 商学院，上海 200241；2.南京大学 商学院，江苏 南京 210093）

一、引言

早在1955年库兹涅茨（Kuznets）就提出了经济增长与收入分配之间呈倒U型关系的假说。此后，大量的经济学家围绕此假说展开了讨论和检验。但到目前为止，收入不平等对经济增长的影响究竟是正面的还是负面的，还没有达成一致结论，这可能与所使用的经济计量方法、收集的数据、分析的国家、经济发展所处的阶段以及以什么样的方式对收入不平等进行衡量有一定的关系。

目前研究不平等与经济增长的文献中，国与国之间或者一个国家内部区域之间的比较研究占绝大多数。但是对国与国之间的横截面数据做比较研究存在明显的问题，因为国家之间的经济存在异质性。相反，如果只考虑一国国内的情形，这个问题会被最小化。在前人研究的基础上，我们利用中国的数据重点回答以下问题：其一，中国各省份、自治区、直辖市等地区收入不平等与经济增长之间存在怎样的关系；其二，中国作为发展中国家，各地区在地理、人口特征、经济发展程度等方面都是不同的，且考虑到我国明显存在农村和城市两个部门，那么两部门内部各自的不平等及部门间的不平等对整体经济增长有怎样的影响？这既是对相关研究的有益补充，也从另一个角度对中国收入差距如何影响经济增长问题做出新的解释。

二、文献回顾

近几十年来，国外对收入不平等与经济增长关系的研究很多，在讨论收入分配不平等与经济增长的关系时，学者们主要研究了收入分配不平等对经济增长的影响及其作用机制。影响经济增长的因素很多，而主要的因素有资本、劳动力、技术以及人力资本积累等因素，所以收入分配并不是影响经济增长的直接因素，它是通过影响资本、技术等因素间接影响经济增长。我们把收入分配影响经济增长的内在机制归纳为以下四种。

1.资本市场不完美。它的内在机制是由于信贷市场的不完美，收入分配的不平等会通过这一因素影响投资和资本积累，从而影响到经济增长。通过这种机制，不平等的减少可以提高经济增长（Galor和Zeira，1993）。[1]而Aghion等（1999）则通过资本市场不完美这一机制，在对储蓄、投资以及经济增长相互关系的分析基础上，对收入不平等与经济增长存在正相关的原因作了完整的概括。[2]

2.政治经济模型。该理论研究收入分配通过税收和财政支出对经济增长的影响，又称为内生财政政策理论。其典型的理论结构包括经济均衡和政治均衡。在经济均衡中，该理论研究个人的收入（财富）水平与其偏好的最优税率间的关系；在政治均衡中，该理论求助于少数服从多数的决策规则和中间投票人定理，认为社会的税率由政治均衡确定。这样，不同的收入分配格局下中间投票人的收入（财富）状况不同，其所偏好的税率也不同，从而导致不同的社会税率和不同的经济增长率。[3-4]

3.社会政治不安定。财富和收入分配的不平等会使穷人参与犯罪、暴动等社会不安定行为。而这些行为直接会造成资源的浪费，因为这些活动所投入的时间和能力没有进行生产性活动。另外防止这些行为发生的活动也是一种资源的浪费。产权的威胁也会阻碍投资，所以收入不平等会引起社会的不安定因素从而阻碍经济增长。[5-8]

4.需求模型。Murphy等（1989）利用满足型（satiable）效用函数反映了收入分配不平等通过有效需求影响经济增长的机制，认为收入分配不平等时，富人需求高档消费品而穷人购买力有限，导致对国内工业品的需求不足，国内工业品的市场狭小，从而制约了国内工业化进程和经济发展。[9]这类模型是从凯恩斯需求管理的角度来分析不平等对经济增长的影响。

有关中国收入不平等问题的研究文献非常丰富，但深入分析中国收入分配不平等对经济增长影响的理论研究文献并不多见，目前对这一问题的讨论主要集中于实证方面。[10-12]大多数理论研究都倾向于认为收入不平等不利于经济增长，但这并不意味着在实际经济中能获得相应数据的支持，新的数据和新的视角应用或许能对这一问题进行更有力的解释。考虑到中国的二元经济结构，笔者将总体不平等分解为农村不平等、城市不平等与城乡间不平等，并在收入分配影响经济增长的政治经济模型框架内，测度了农村不平等、城市不平等以及城乡之间不平等对经济增长的具体影响。

三、模型与实证检验

（一）数据指标的选择和说明

我们主要选用如下数据指标：PCDP，地区人均产出；RGINI，农村基尼系数；UGINI，城市基尼系数；RUGINI，城乡间不平等基尼系数；GOV，政府支出占GDP的比重；①TAXRT，地区税率，本文用地方税占地方GDP的比重加以衡量；GRPC9508，1995年到2008年的人均GDP的年均增长率；EDU，人均受教育年限。参照其他文献的做法，本文使用地区人均受教育年限作为人力资本的代理变量。②

本文实证研究部分需要各省、自治区、直辖市的农村基尼系数和城市基尼系数。长期以来，在中国的统计年鉴中，城镇和农村居民的收入统计调查数据是分列的。所以需要对一地区农村和城市基尼系数的计算做具体说明。笔者借鉴陈昌兵（2007）的做法，[13]分别计算一省城市、农村基尼系数：

其中，Wi是按收入分组后的人口数占总人口的比例，Yi是按收入分组后各组人口占总人口的比例，Vi是Yi从i=1到i的累积数，比如VI=Y1+Y2+…+Yi，然后再利用计算出一省的城乡基尼系数，其中G1、G2分别表示城镇、农村的收入基尼系数，P1、P2分别表示城镇人口和农村人口占总人口的比重，μ、μ1、μ2分别表示总体居民的人均收入、城镇居民的人均可支配收入以及农村居民的人均纯收入。本文部分收入基尼系数采用陈昌兵（2007）[13]计算出的我国部分省市的收入基尼系数，其余年份的基尼系数由作者根据上述公式计算得到。

由于各地区统计年鉴中的城镇居民抽样调查收入分布的数据和农村居民抽样调查收入分布的数据形式各不相同，我们只能计算出21个省、市及自治区的城镇、农村和城乡基尼系数。本文实证部分所需数据来自各年《中国统计年鉴》、《中国农村住户调查年鉴》以及中国各省统计年鉴。

（二）横截面数据最小二乘估计

1.函数形式设定

对于既定的人口增长率n，经过一段时间后产出增长率依赖于某一省份a的初始产出Ya0、资本Kk0和初始的收入分配状况指数：

纳入Ya0作为初始产出或收入允许我们检验增长收敛假设的正确性。在存在外部性的内生增长模型中，只有当初始的人力资本量一直保持不变，收敛这种情况才可能出现。因此，Ya0对于一个给定的初始资本水平，被假定对部门间增长存在负面影响。ka0既包括物质资本，也包括人力资本，这两者被假定对经济增长有正面的影响。如果其他条件保持不变，任一省份的经济增长率εa依赖该省份的不平等状态。在这种情形下，初始不平等对后续增长产生的影响为正还是为负，主要取决于中间投票人是否会选择一个比使增长最大化税率更高或更低的税率。

表1为人均产出增长分别与农村和城市不平等基尼系数的两两相关系数。可以看出，政府支出和税率之间、基尼系数和税率之间存在正相关关系。两两相关的相关系数解析假定所考察的省份除了增长与不平等程度不一致外，在所有其他方面都是一样的。然而，各省之间的比如人均收入、受教育程度、净耕种面积和政府支出的初始水平存在很大的差异。这又反过来使我们在控制所有可能影响这种关系的因素后，有必要使用多元回归框架估计不平等和经济增长之间的关系。

表1 双变量两两相关的相关系数

2.估计说明与结果分析

该部分在一个多元回归的基础上，检验初始不平等对后续经济增长的影响。在这个框架里，1995-2008年产出增长率是由解释变量的值（包括不平等指数）决定的，被解释变量（GRPC9508）是1995-2008年各地区人均生产总值的年均增长率，结果见表2。

我们对基尼系数的考察分农村和城市两个部门进行。总的不平等可被看作是农村不平等（RGINI）、城市不平等（UGINI）以及农村和城市之间不平等（RUGINI）的一个加总。因此，我们将RGINI、UGINI、RUGINI作为总的不平等的三个组成部分放到模型中。由于税率与不平等指数间存在明显的序列相关关系，所以，我们只把不平等指数（并不是税率）放到回归方程中。

解释变量主要包括各省人均初始产出（GOV95）、农村基尼系数（RGINI95）、城市基尼系数（UGINI95）以及初始年份（1995）部门间基尼系数（RUGINI95）。（1）式中的资本可分解为人力资本和物质资本，我们使用平均受教育年限作为人力资本指数(EDU95)，人均耕种面积和政府支出作为1995年的物质资本（GOV60）指数。

我们首先估计完整的模型（见表2第2列），然后删除不明显的变量以获得一个更精简的表达式（见表2第3列）。R2和F统计值描绘了每一方程的拟合优度。通过对两组估计结果的比较，我们可以得出，就F统计值而言，精简模型能够得出更好的结论。

从估计结果中我们看到，PCDP95的系数是负值，并且显著，这说明了拥有较高水平初始人均产出在1995-2008年有明显的更低的增长率。这又反过来支持了巴罗的收敛假设。PCAREA95、GOV95和EDU95三种资本的系数都是正的，并且显著。所以人力资本和物质资本都显著地提高了人均总产出的增长。更重要的是，RGINI95的系数估计是负的，且是显著的，而UGINI95的系数是正的，但不显著。因此，初始农村不平等与后续经济增长存在负相关关系，而城市初始不平等对经济增长的影响是正的，但并不显著。另外部门间不平等指数RUGINI95为正，但是不显著。

表2 横截面数据的OLS估计结果

依据前述文献回顾中的政治经济理论模型，中间投票人住在农村部门，政府利用产出税做有利于农村部门的收入重新分配。当农村部门人员的收入与城市居民相比更低时，中间投票人期望一个相对较高的税率，这样会导致更低的经济增长。所以当我们对经济增长做回归时，我们期望RUGINI95的系数是负的。

造成上述检验结果不一致的可能原因是，在单独的截面回归中由于忽略了总生产函数的地区特性，遗漏了某些变量，所以造成了偏差。如果使用面板数据估计方法，这种偏差能够被纠正，我们在接下来的部分通过考虑各地区的特征，重新检验不平等与经济增长之间的关系。

（三）GMM和SUR面板数据估计

我们建立一个面板数据模型：

其中，被解释变量GROWTHit是第i个国家在第t年的人均GDP的增长率；GINIit是第i个国家t时刻的收入不平等程度，通常用基尼系数代表；Xit是其他解释变量向量；υt是时间特定效应；ai是常数，反映每个地区的特征；μit是收集误差的余下部分，它随着地区和时间的不同而不同。

对于面板数据模型的估计，通常比较标准的方法是固定效应方法或者是随机效应方法，依据误差项与解释变量之间的关系假设而定。大部分面板数据模型应用的是固定效应模型，而不是随机效应模型。随机效应模型要求具体地区效应在分布上是独立于解释变量的，而这一要求和建立模型（2）的要求相违背。固定效应模型可以允许未被观察的解释变量同已有的解释变量相关，但是采用这一估计方法需要付出一定的代价。Temple（1999）指出，“当变量随着时间不变时，或者仅仅从长期来看对增长有影响时，研究者都太容易利用固定效应的方法去进行分析了”。[14]固定效应模型不考虑持续效应，当大多数变动是横截面变量，而横截面变量通常和收入分配变量是不相关的，此时利用固定效应模型容易得出错误的结论。另外，不论是固定效应还是随机效应，方程（2）中还包含一个滞后被解释变量，这就破坏了解释变量严格外生的假定。当面临这种经济计量问题时，大部分研究采用的是（GMM）估计。Castello（2004）[15]采用了Arellana 和 Bover（1995）[16]提出的系统 GMM估计方法部分地解决了这一问题。这一方法的思想是将水平回归方程和差分回归方程结合起来进行估计。在这种估计方法中，滞后水平作为一阶差分的工具变量，而一阶差分又用来作为水平变量的工具变量。

表3 面板数据分析的结果

本文也尝试用系统广义矩（GMM）和似无关（SUR）的面板数据估计方法对收入不平等和经济增长的相关关系进行实证检验。要说明的是本文要估计的面板数据模型和方程（2）大体上相同，只是由于不存在一阶序列相关，所以没有将滞后一期的被解释变量作为解释变量，这样就使得我们的估计要比方程（2）的估计变得更为简单，在进行系统GMM估计时，首先将方程（2）进行一阶差分，然后用滞后一期的解释变量作为差分变量的工具变量，这同Arellana和Bover（1995）[16]的估计思想是一致的。GMM和SUR面板数据估计方法估计出来的结果如表3所示。

我们将面板数据估计结果与单个横截面OLS估计的精简模型（表2第3列）进行对比，如前所述，各地区的总产出有收敛的倾向，因为各省的人均产出系数为负，且是显著的。

在单个横截面回归估计中，RGINI的系数为负，RUGINI系数为正，并且都是显著的；而在两种面板数据估计模型中，RGINI的系数为负，而RUGINI的系数也为负，两个系数都是显著的。因此在面板数据计量分析中，我们得到了与理论模型相一致的估计，即更高的农村或城乡间不平等降低了人均经济增长。然而，在GMM和SUR两种估计结果中，城市不平等对经济增长均没有产生显著的影响。在两种面板数据的估计方法中，从拟合优度、回归标准差以及解释变量的系数估计的显著性来看，系统GMM估计的结果显然是优于SUR估计的。

造成这个结果的可能原因是：依据前述收入分配影响经济增长的政治经济模型的解释，社会税率由中间投票人所偏好的税率决定；由此，不同的收入分配格局下中间投票人的收入（财富）状况不同，其所偏好的税率也不同，从而导致不同的社会税率和不同的经济增长率。而在中国，中间投票人显然是那些拥有劳动收入多于资本收入的人群，所以在可能导致不平等和增长之间存在负相关关系的相关因素中，中间投票人偏好的税率往往比使经济增长最大化的税率要高。此外，税收收入中的一个比例通常以税收返还方式被重新分配给个人，并作为劳动收入的一个组成部分。这就意味着，政府税收的返还增加了个体的劳动收入。相应地，对中间投票人来说，效用最大化税率应该比没有重新分配情形下的税率要高。而在劳动力相对过剩的阶段，为了区域的和谐和社会的稳定，政府选择了有利于穷人，即他们的收入主要是劳动收入。另外，中国大约仍有60%的人口居住在农村，农村各方面条件远远低于城市，所以一个受欢迎的政府会采取各种再分配政策以应对农村不平等问题。综上，农村不平等、城乡间不平等与城市不平等相比，前两者在解释对经济增长的负面影响时发挥了更重要的作用。

四、主要结论和政策建议

依据我国经济现实背景，把收入分配总体不平等分解为农村不平等、城市不平等和城乡间不平等，并在收入分配影响经济增长的政治经济模型框架内，分别就1995-2008年中国21个省份的截面数据和面板数据实证分析收入分配不平等与经济增长之间的关系。本文的实证检验结果表明：农村不平等与人均产出之间存在显著的负相关关系，农村不平等程度越高，对总产出增长的抑制作用越大；城乡间不平等对经济增长产生负面影响；而城市不平等则对增长没有明显的影响。本文的研究不仅为我们理解中国收入分配不平等影响经济增长提供了新的视角，对政府在国民经济宏观调控、区域统筹和城乡统筹中如何提高农村生活水平，如何缩小城乡差距特别是城乡居民收入差距，均具有一定的理论意义和实践价值。

据此，尽快提高农村居民收入、降低城乡间居民收入不平等程度、逐步减小城乡差距和消除二元结构仍是未来很长一段时间内政府要关注的重点。中国农业与非农产业之间、城镇与农村之间存在资源巨大错配。尽管过去的改革已经极大地提高了农村经济的要素配置效率，但是中国仍将面临着城市与农村两部门间长期的、艰难的结构性调整。在这一调整过程中，资源的流动性是关键的因素，教育通过影响人的配置能力进而对资源流动性产生影响，所以农村教育在转轨期间具有重要的价值。[17]目前，中国农村地区教育仍然是社会经济发展中的薄弱环节，政府应在农村教育投资方面起主导作用。一方面要继续依法推进九年制义务教育普及工作，减少辍学率，普及推广农业科技知识，提高农民知识水平和对农业科技的重视程度，为农民创收增收奠定基础；另一方面还要加强农村成人教育及职业技术教育，增强农民的职业转换能力，让有一定技能、有一定文明和法治观念的劳动者首先从农村中走出来,进入小城镇、小城市，甚至大中城市，从农业转向其他产业，这是中国未来社会稳定条件下经济持续增长的动力源泉。

注 释：

①这里的政府支出是指扣除科教文卫支出以后的政府支出。在经济增长的文献中，该指标是扣除教育和国防支出的政府支出在GDP中的比重。在中国，省一级没有国防支出，也没有细分的教育支出统计，而科教文卫支出总体上来说都属于政府应有的公共支出，因此将其作为一个整体从政府支出总量中扣除也是合理的。

[1]Galor O and Zeira J.Income Distribution and Macroeconomics[J].Review of Economic Studies,1993,60：35-52.

[2]Aghion P.， Caroli E.&García-Penalosa C.Inequality and Economic Growth∶the Perspective of the New Growth Theories[J].Journal of Economic Literature,1999,37：1615-1660.

[3]Alesina A.and D.Rodrik.Distributive Politics and Economic Growth[J].Quarterly Journal of Economics,1994,109：465-490.

[4]Persson T.and Tabellini G.Is Inequality Harmful for Growth?[J].American Economic Review,1994,84：600-621.

[5]Benhabib J.and A.Rustichini.Social Conflict and Growth[J].Journal of Economic Growth，1996，(1)：129-141.

[6]Alesina A.&Perotti R.Income Distribution,Political Instability,and Economic Growth[J].European Economic Review,1996,40：1203-1228.

[7]Bénabou,R.Inequality and Growth[R].NBER working paper，1996.

[8]Benhabib J.The Tradeoff between Inequality and Growth[J].Annals of Economics and Finance,2003，(4)：329-345.

[9]Murphy K.,Shleifer A.&Vishny R.Income Distribution,Market Size,and Industrialization[J].The Quarterly Journal of Economics,1989,104：537-564.

[10]权 衡，徐王争.收入分配差距的增长效应分析：转型期中国经验[J].管理世界,2002，(5)：47-54.

[11]杨 俊，张宗益，李晓羽.收入分配、人力资本与经济增长：来自中国的经验(1995-2003)[J].经济科学，2005，(5)：5-15.

[12]陆 铭，陈 钊，万广华.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[J].经济研究，2005，(12)：4-14.

[13]陈昌兵.各地区居民收入基尼系数计算及其非参数计量模型分析[J].数量经济技术经济研究，2007，(1)：133-142.

[14]Temple J.The New Growth Evidence[J].Journal of Economic Literature,1999，37：112-156.

[15]Castello A.A reassessment of the Relationship between Inequality and Growth∶What Human Capital Inequality data Say?[R].IVIE Working Paper，no.15，2004.

[16]Arellano M and Bover O.Another Look at the Instrumental–Variable Estimation of Error-Components Models[J].Journal of Econometrics，1995,68：29-51.

[17]龙翠红.教育、配置效应与农户收入增长[J].中国农村经济，2008，(9)：35-43.