经济体制和结构变化：基于中国收入不平等总量的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,经济体制论文,中国论文,不平等论文,总量论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
随着经济体制改革的深入，中国经济出现了较长时期的快速增长，居民人均收入水平迅速提高，人民生活质量得到空前改善。但是，与此同时，城乡之间、地区之间的收入差距越来越大已是一个不争的事实，这引起了社会各界的广泛关注。对于中国区域之间的收入差距日益扩大的原因及其影响因素，已经有许多学者从不同的角度对其作了相关研究。林毅夫[1] 等人认为，政府实施以赶超为目的发展战略，一方面使少数资本密集型产业得到保护，从而使被保护的产业的收入水平明显高于其他产业，同时政府对生产剩余的控制使得大量劳动密集型产业因资金投入不足而发展缓慢。政府采取的发展战略背离了本地比较优势，从而导致了城乡差距和收入分配的不平等。从城乡分割的管理制度的角度出发，蔡继明[2] 研究发现，城乡户籍歧视可以解释城乡收入差距中的24.8％。林光彬[3] 认为，中国城乡收入差距的发生机制和根本性原因是社会等级秩序格局、市场等级化格局以及资源流动性障碍格局等一系列社会安排相互作用的结果。Kanbur和Zhang[4] 从贸易开放度的角度出发，研究了中国贸易开放度和收入不平等之间的关系，其研究结论表明，由于贸易自由化和外国直接投资改变沿海和内陆地区之间的比较优势，从而扩大了沿海和内陆地区之间的收入差距。Tsui[5] 研究了财政分权和收入平等之间的关系，其研究结果表明，财政分权程度与收入不平等之间呈正相关关系。陆铭和陈钊[6] 利用198—2001年间各省级面板数据，研究了城市化、城市倾向的经济政策和城乡收入差距的关系，研究结果表明，中国持续扩大的城乡收入差距与地方政府实施的带有城市倾向的经济政策有关。
上述研究主要从不同角度解释了收入不平等日益扩大的原因及影响因素，而并没有考虑收入不平等总量时间序列的数据生成过程特征。收入不平等总量时间序列是具有单位根的非平稳性还是围绕着结构断点分段趋势平稳；对于政策主导的长期经济发展战略和短期经济稳定措施是否有效；有着非常重要的意义。本文的目的在于研究中国收入不平等时间序列的数据生成过程的动态特征，即我们对中国收入不平等的时间序列动态演化过程的特征是否具有单位根的非平稳，趋势平稳的还是具有结构突变的趋势平稳进行了研究。如果不平等时间序列是非平稳的，那么外在冲击对不平等就有长期效应。在这种情况下，政府再分配政策的积极正面效应可能被其他外在冲击的长期负面效应所抵消，从而导致再分配政策无效率；如果不平等是趋势平稳的，那么其他冲击的效应并不能改变总量的趋势，意味着以政府为导向的经济体制结构的改革对收入平等有长期持续的积极正面效应。传统的平稳性检验（ADF检验）并没有考虑数据生成过程中变量的时变性问题，即假定数据生成过程不存在结构变化。然而由于剧烈的外生冲击（比如金融危机、政治动荡、战争及自然灾害等），极有可能导致数据生成过程存在着结构突变。Perron[7] 基于此问题提出了具有结构断点的单位根问题，将1929年的经济大萧条看成是经济结构的突变点，他发现美国宏观经济变量的时间序列大多数为结构变化的趋势稳定。这一结论与Nelson和Plosser[8] 的结论不相一致，即被Neslon和Plosser[8] 认为的13个含单位根的时间序列中，有10个为结构突变的趋势稳定。然而，Perron先验地设定时间序列结构变化的时间，这种事先的时间断点选择并不是一种严肃的分析，且极有可能导致单位根检验对原假设的过度拒绝。与Perron分析方法不同，Zivot和Andrews[9] （以下简称ZA）将时间序列结构变化的时间看成是由时间序列产生过程中内生决定的，并在此基础上重新分析美国宏观经济变量的稳定性，其研究的结论表明，在Perron认为10个具有结构突变的趋势稳定的时间序列中，有3个时间序列在5％的显著水平上是由具有结构突变的数据生成过程所产生。Lumsdaine和Papell[10] （以下简称LP）以及BenDavid[11] 进而将数据生成过程扩展到两个断点的情形，以验证宏观总量数据是结构突变的单位根过程还是结构突变的趋势平稳过程。ZA检验和LP检验有一个共同的特征，即两种检验方法的零假设都为无断点的非平稳序列，相应的备择假设为具有结构断点的趋势平稳序列。Lee和Strazicich[12] 指出了ZA方法和LP方法的缺陷，认为拒绝零假设并不一定意味着拒绝单位根假设，只是意味着拒绝了无断点的单位根假设。换言之，如果总量时间序列是围绕着结构断点的非平稳，那么，采用ZA检验方法和LP检验方法并在拒绝原假设的情况下，就会得出总量时间序列围绕着结构断点的趋势平稳过程的错误决定。鉴于此，Lee和Sirazicich[12] 提出了在原假设中考虑结构断点的最小拉格朗日乘数（LM）单位根检验，在这种方法下，如果原假设被拒绝，那么就可以明确得出时间序列数据生成过程服从分段趋势平稳的结论。鉴于此，本文采用了最小拉格朗目乘数（LM）单位根检验方法，研究了中国收入不平等时间序列的动态特征。
本文的结构安排如下：第二节介绍本文数据来源及相关描述，第三节考虑经济中没有结构变化以及一个和两个结构变化的情况下对不平等总量时间序列的特征进行分析，最后一节是本文的简短结论。
二、数据来源及相关说明
本文研究样本总量时间序列数据的时间跨度为1952—2000年，相关数据来源于Kanbur和Zhang[4] 的相关研究，其中区域收入不平等的测量是由49年来各省市（除台湾和海南省）的实际人均消费计算而得。选取的总量包括基尼系数、可分解的收入不平等的衡量指标GE（generalized entropy）、城乡不平等的基尼系数和内地沿海地区不平等的基尼系数等4个时间序列数据。本文对所有的时间序列总量取了自然对数。
基尼系数在Kanbur和Zhang[4]中的计算公式为：
根据Shorrock的证明，GE指数可以组内差距和组间差距，即可以用以下公式表示为：
三、收入不平等总量结构变化的实证分析
1.无结构断点的单位根检验
在对具有结构断点的单位根检验之前，本文首先运用传 统的ADF单位根检验收入不平等时间序列的动态特征，ADF 检验的形式为：
从表1的结果可知，传统的ADF检验（以AIC信息准则作为滞后长度的选择标准）结果显示基尼系数、GE和城乡基尼系数和内陆—沿海基尼系数时间序列均为非平稳的，PP检验（以Newey- West信息准则作为滞后长度的选择标准）结果显示所有的总量时间序列都是非平稳的，KPSS检验（以Newey- West信息准则作为滞后长度的选择标准）结果显示时间序列都是非平稳的。因而，我们并不能拒绝收入不平等等总量为非平稳的假设。
2.一个结构断点的单位根检验
新中国成立以来，我国历经了几次经济和政治体制的冲击，因而数据生成过程极有可能存在着结构突变的可能性。如果我们不考虑结构变化的单位根检验，那么传统的ADF检验推断可能有失偏颇①。
基于Lee和Strazicich[12] （以下简称LSone）内生化结构断点的LM方法，我们采用LSone1模型和LSone2模型来分析中国区域收入不平等时间序列的动态特征，模型LSone1允许结构断点出现在截距上，模型LSone2允许结构断点同时出现在截距上和趋势项上。根据Lee和Strazicich的方法，数据生成过程（DGP）依据如下模型：
依据最小拉格朗日乘数（LM）原理，为了修正误差项自相关的问题，Lee和Strazicich（2003）使用了滞后差分项，即扩充的LSone单位根检验可以如下回归方程：
为了找出断点出现的时间，在区间（0.1T，0.9T）对（6）式进行迭代回归，并选择ψ最小的检验统计量LM[,τ]作为内生结构断点出现的时间，其中
。表2、表3分别给出了LSone1模型和LSone2模型检验的具体结果。
表2的检验结果显示，全国基尼系数、城乡基尼系数和内陆—沿海基尼系数无法拒绝其是非平稳性的过程，而在10％的显著水平上GE分段趋势平稳，GE结构断点发生在1977年，截距项系数为0.1546且显著，说明短期内“文革”期间的经济改革增加了收入不平等程度。表3的检验结果表明，全国基尼系数、GE和城乡基尼系数在1％的显著水平上被拒绝，意味着这3个时间序列的数据生成过程是围绕着一个结构断点的分段趋势平稳过程。基尼系数结构断点出现时间为1982年，结构断点截距项和趋势项系数分别为0.0827和－0.1266，且均1％显著。这说明了中国第一阶段的改革（由计划经济逐渐过渡到以市场为导向的阶段）短期内增加了全国收入不平等的程度，但长期内却对全国收入不平等程度的减轻有着正面作用，其降低了收入差距。GE的结构断点发生在1983年，结构断点的截距项和趋势项的系数分别为0.031和－0.1818，截距项不显著，但趋势项在1％水平上显著。这也进一步说明了第一阶段的改革对降低收入差距有着正面的影响效应。城乡基尼系数的结构断点突变的时间发生在1981年，结构突变的截距项和趋势项的系数均为负，分别为－0.139和－0.162，且均为1％显著。这说明了农村联产承包责任制的改革和中央政府逐渐放松对农产品价格的人为控制的改革对农民的生产积极性有着正面的影响效应，无论从短期还是长期而言，都有效地减少了农村和城镇之间的收入差距。城乡基尼系数的时间序列在结构断点发生前后稳定状态的平均值变化能进一步地说明这一事实。城乡基尼系数在1952—1981年的平均值为9.7433％，而在1982—2000年之间的平均值却为9.62％。
3.两个结构断点的单位根检验
鉴于中国历经几次经济和社会体制变革，从而数据生成过程可能存在不止一个突变点，因而我们采用Lee和Strazicich（以下简称LStwo）的两个断点的最小拉格朗日乘数（LM）的检验方法，来验证中国宏观经济和金融总量时间序列的特征。模型LPtwo1仅允许结构断点出现在结构方程的截距上，模型LPtwo2的结构断点同时出现在结构方程的截距上和趋势项上。在方程（6）的基础上，LStwo1可以写成
为了找出断点出现的时间，在区间（0.1T，0.9T）对（6）式进行迭代回归，并选择ψ最小的t检验统计量LM[,τ]作为内生结构断点出现的时间
（i＝1，2）。表4、表5分别给出了LStwo1模型和LStwo2检验的具体结果。
由表4的检验结果可知，所有的收入不平等总量时间序列均不能拒绝原假设，即所有时间序列总量是非平稳的。而表5的检验结果表明，在允许结构断点同时出现在截距项和趋势项上时，所有的总量时间序列均接受备则假设，即基尼系数、GE、城乡基尼系数和内陆—沿海基尼系数均为分段趋势平稳时间序列，且均显著。对于所有4个收入不平等的时间序列来说，它们的第二个结构断点出现的时间都在20世纪80年代。对于全国基尼系数而言，第一个结构突变的时间发生在“文革”时期，出现的时间为1967年，结构断点的趋势项为－0.071，且在1％显著。第二个结构断点出现的时间在1981年，趋势项系数为－0.065，且1％显著。对于可分解的基尼系数的衡量指标GE和城乡基尼系数而言，第一个结构断点的出现时间都发生在1982年，趋势项系数均显著。对于城乡基尼系数来说，其第一个结构突变的时间发生在1982年，趋势项为负且显著。这再次说明了第一阶段的农村联产承包责任制的改革和中央政府逐渐放松对农产品价格的人为控制的改革对农民的生产积极性有着正面的影响效应，长期而言，有效地减少了收入差距。
基尼系数、GE、城乡基尼系数和内陆—沿海基尼系数的第二个结构断点均发生在20世纪80年代，即出现在中国经济体制改革的第一阶段和第二阶段时期。对于内陆—沿海基尼系数来说，其结构断点的出现时间为1982年，截距项系数和趋势项系数分别为－0.374和0.092，且均为显著。这说明了第一阶段的对外开放的改革政策对内陆—沿海基尼系数有着长期负面影响，即长期内而言，扩大了内陆和沿海地区之间的收入差距。
四、结论
本文利用最小拉格朗日乘数（LM）的单位根检验方法，检验了我国1952—2000年间的全国基尼系数、GE、城乡基尼系数和内陆—沿海基尼系数等时间序列的数据生成过程的动态特征。本文的研究结果表明，4个时间序列均为服从一个断点或两个断点的趋势平稳过程，结构断点出现的时间与我国经济体制改革的时间相吻合。这说明其他外在冲击并不能改变总量的趋势，从而也就意味着以政府为导向的经济体制结构的改革对收入平等有长期持续效应。城乡基尼系数的结构断点突变的时间发生在1981年，结构突变的截距项和趋势项的系数均为负且均为1％显著。表明农村联产承包责任制的改革以及中央政府逐渐放松对农产品价格的人为控制的改革对我国农民的生产积极性有着积极正面的影响效应，无论从短期还是长期而言，都有效地减少了农村和城镇之间的收入差距。对于内陆—沿海基尼系数来说，其结构断点的出现时间为1982年，截距项系数和趋势项系数分别为－0.374和0.092，且均显著。这说明了第一阶段的对外开放的改革政策对内陆—沿海基尼系数有着长期负面影响，即长期内扩大了内陆和沿海地区之间的收入差距。
注释：
① 参见Campbell,J.Y.,and Perron,P.,Pittalls and opportunities:what macroeconomists should know about unit root[J],NBER Macroeconomics Annual,1991:237－250.