经济增长与收入分配间的相互作用机制及其实证分析——基于有约束条件的VECM，本文主要内容关键词为：相互作用论文,实证论文,经济增长论文,收入分配论文,机制论文，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。
自1978年我国实行改革开放以来，我国经济一直保持着快速增长，取得了世人瞩目的成就。GDP从1978年的3，624.1亿元上升到2004年的159，878亿元，按可比价格计算年均增长率约为9.24％。但伴随着经济的高速增长，我国的收入分配差距日益扩大。
我国是一个发展中国家，不发展肯定不行，而经济增长，则出现收入差距不断扩大。我国面对的是既要使经济发展，同时又要使收入分配差距缩小，达到社会和谐发展。经济增长是否造成收入差距的不断扩大，同时收入分配的不断扩大是否对经济增长产生影响，经济增长和收入分配间相互作用的机制等。这些问题的研究，对建设和谐社会具有很强的现实意义。本文主要研究改革开放以来我国经济增长与收入分配间相互作用机制及其实证分析。
一、文献综述
(一)有关影响经济增长的文献综述
现代经济增长文献主要是从供给方面分析影响经济增长，大致可以分成三类：新古典经济增长理论认为外生参数的变化具有水平效应，没有增长效应，如果不存在技术进步，那么边际回报递减将最终使得经济增长停止[1]；AK类型增长理论认为，技术的创造是投资的一个副产品来消除规模报酬递减，达到经济增长，同时强调人力资本是经济增长重要源泉[2-3]；R&D类型增长理论认为技术进步是经济增长的源泉[4]。
在研究我国的经济增长中，国内学者主要从三个方面：一是从制度变迁的角度，分析制度和政府行为变迁对经济增长的影响[5]；二是从经济增长理论角度分析劳动力、人力资本和技术进步对经济增长的影响[6]；三是从其他角度强调外资和货币等对经济增长的作用[7]。
舒元、徐现祥利用Jones(1995)实证检验新增长理论的方法，分析了从1952—1998年间我国经济增长的典型事实，结果发现这些典型事实明显拒绝了新古典增长理论和R&D类型增长理论，相对而言，比较支持AK类型增长理论，认为经济增长是由物质资本和人力资本所推动的[8]。
(二)有关影响收入分配的文献综述
当代研究影响收入分配文献，大多数研究的是经济增长如何影响收入分配，从经济发展中的经济结构变化、技术变化和宏观经济波动出发，分析经济增长影响物质资本和人力资本积累，从而影响收入分配的差异。
Kuznets在1955年提出了经济发展与收入不平等呈倒U型关系，即在收入较低的阶段，经济发展会加剧收入分配不平等；然后当经济增长达到一定程度后，经济发展有助于缓解收入分配不平等。Aghion,Eve Caroli and García-pe
alosa从新增长经济理论出发，认为在过去20多年里，经济增长跟贸易、技术变化和新的组织出现紧紧相联，而这些变化会引起物质资本和人力资本等因素的变化从而造成收入分配的差异[9]。
国外学者研究收入分配影响的因素，一般基于比较成熟的市场经济，而我国是一个由不完善的市场经济向成熟的市场经济转化，由农业经济向工业化经济转化，影响收入分配的因素跟成熟市场经济下影响因素相比，有其自身的特征。
李实则认为我国居民收入差距持续扩大主要是制度转型所造成的，城乡二元结构的变动并没有推动居民收入差距“倒U”变动的效果[10]。杨俊、张宗益通过实证研究认为，经济发展不是决定中国收入分配变动的主要因素，也并不存在自发的“倒U”型过程，只有人力资本积累才具有缩小居民收入差距的明显促进作用[11]。
(三)有关收入分配影响经济增长的文献综述
收入分配影响经济增长，现有的文献中，主要沿着两条线索：一是收入分配从需求方面影响经济增长；二是收入分配从供给方面影响经济增长。
一是从需求方面分析收入分配对经济增长的影响。马克思的收入分配理论认为资本家拥有私有产权，从而可以无偿占有工人生产的剩余价值，随着资本主义生产的不断扩大，工人的收入及总收入中所占比重会减少，造成工人阶级的相对贫穷，甚至绝对的贫穷。这样资本主义的生产扩大同工人有效需求相对缩小相矛盾，生产和消费脱节，最终爆发经济危机，经济增长难以维持。由凯恩斯的总需求决定模型得到，当收入分配倾向于工人阶级时，均衡的产出就会增大。这说明收入分配影响消费需求，从而影响经济增长。
二是从供给方面分析收入分配对经济增长的影响。政治经济渠道(Political Economic Channels)派认为，收入分配通过政府财政支出和税收渠道对经济增长产生影响，信贷市场不完善和人力资本投资(Imperfect Capital Markets and Investment in Human/Physical Capital)派认为，初始收入分配越平等，更多的个人将能够进行人力资本投资，因而经济增长也越高。Aghion在AK模型中引入信贷市场不完善的假定，通过研究再分配对增长的激励，从而得到不平等不利于经济增长的结论[12]。
国内的学者根据我国的具体情况，利用计量方法对我国经济增长和收入分配间的关系进行实证。陆铭、陈钊等利用联立方程和分布滞后模型，研究收入差距、投资、教育和经济增长的相互影响[13]。他们发现收入差距在即期对投资有非常强的负面影响，之后影响为正，再逐渐下降微弱，从长期来看，收入差距对投资的积累影响始终为负；收入差距对教育的影响较弱，其累积影响始终为正。
刘霖、秦宛顺采用Granger方法对中国的收入差距与经济增长之间的因果关系进行实证研究，主要结论为：收入差距与经济增长之间存在双向的因果关系，两者相互促进[14]。
由以上文献综述可以看出，虽然有些文献研究了收入分配影响经济增长，有些文献研究了经济增长影响收入分配，但没有研究它们之间相互作用的机制；虽然有些文献研究了经济增长和收入分配之间存在双向的因果关系，但没有对它们间的相互作用机制进行研究。本文首先构造出经济增长和收入分配间的相互作用机制，在这基础上，利用两个长期协整关系约束条件VECM，对改革开放以来我国经济增长与收入分配间相互作用机制进行实证分析。
二、经济增长与收入分配间相互作用机制
经济增长与收入分配间的相互作用机制是比较复杂的，从理论分析和实证上的考虑，仅从两个方面分析经济增长与收入分配间的相互作用机制：收入分配影响经济增长的机制和经济增长影响经济增长的机制。
(一)收入分配影响经济增长的机制
由新古典经济增长理论、AK类型增长理论和R&D类型增长理论，可得到这三种理论实际上是从不同的角度说明了物质资本和人力资本在经济增长中的作用。技术进步等都是同物质资本和人力资本紧紧相联系的，技术进步总是体现在一定的物质资本和人力资本上的，同时人力资本的提高必须要有相应的物质资本相适应的。从这个角度来说，经济增长基本因素是物质资本和人力资本。
当信贷市场的不完善时，收入差距越大，物质资本和人力资本发挥作用的效力就越小，这样收入差距通过物质资本和人力资本这两个途径影响经济增长①，其作用机制见图1。
图1 收入分配影响经济增长途径
根据图1，根据含有收入分配的生产函数和卢卡斯的人力资本生产函数可拓展到如下的含有金融发展程度的生产函数：
其中Y、gini、K、r、L和jrfz分别为总GDP、收入分配差距、总物质资本、人力资本、劳动力和金融发展程度。α表示影响生产的其他因素。对(1)式两边同时除以L，可得到：
其中y和k分别表示人均GDP和人均物质资本，其他的字母表示的含义同(1)。对式(2)两边同时取对数，可得到：
由前面的理论分析可得到：α为正、γ为负、λ为正、1+β-α为正。
(二)经济增长影响收入分配的机制
由经济增长影响收入分配的文献可得到，经济增长通过物质资本和人力资本等因素的变化从而造成收入分配的差异。这样，经济增长最终通过物质资本和人力资本这两条途径影响收入分配的，其作用机制见图2。
图2 经济增长影响收入分配
由图2可得出：经济增长通过物质资本和人力资本影响收入分配，则可得到如下的收入分配关系方程：
Gini=b+υ·lnk+υ·lnr(4)
其中Gini、k和r表示收入分配的差距、劳动力人均资本和人力资本，b表示影响收入分配差距的其他因素。
(三)经济增长和收入分配间的相互作用机制
由收入分配影响经济增长的关系为：
lny=α+λ·jrfz+γ·gini+α·lnk+(1+β-α)lnr
同时经济增长影响收入分配的关系为：
gini=b+υ·lnk+υ·lnr
这样经济增长与收入分配间的相互作用机制为：
三、变量、数据及单位根检验
(一)经济变量及数据来源
经济增长—用劳动力人均GDP表示。GDP的数据来自各年的《中国统计年鉴》，并根据最近的经济普查作出调整，而各年的劳动力数据是来自于各年的《中国统计年鉴》。劳动力人均GDP是以1978年价格计算的实际GDP与当年的劳动力之比。
收入分配—用城乡居民基尼系数表示。1978—2000年城乡居民基尼系数是综合杨天宇，胡日东，王卓、杨宜勇、张艳华，李秉龙这四篇文献中的数据表而得，这些文献中数据基本吻合，虽各有缺失但合起来正好能够相互补充完整；2000年以后的基尼系数分别摘自章国荣，盛来运、陈南旺、严先溥、阳俊雄；2004年城乡居民基尼系数是根据《中国统计年鉴》推算得出的。
物质资本—用劳动力人均资本存量表示。资本存量的计算是根据王金营的方法估算的[15]，劳动力人均资本存量是由1978年价格计算的资本存量与当年的劳动力之比得到的。
金融发展程度—用金融各项贷款总值与GDP的比值表示。金融各项贷款总值数据来自各年的《中国统计年鉴》，其中1978年的金融机构信贷资金中总的资金数据统计年鉴无法查到，利用计量方法进行估算金融各项贷款总值与GDP的之比。
(二)相关变量的单位根检验
在进行变量间的协整分析之前有必要考察各变量是否存在单位根。用E-views5.0对上述变量：经济增长、城乡居民收入基尼系数、物质资本存量、人力资本和金融发展程度及对数进行单位根检验。
单位根检验的原则和顺序是：(1)从水平值开始检验，若检验到所有三种形式(带趋势项和截距项、带截距项、无截距无趋势项)都存在单位根，则进行差分后继续检验；(2)每一种差分形式的检验都从“带趋势项和截距项”形式开始，然后是“带截距项”形式，最后是“无截距无趋势项”形式；(3)一旦出现拒绝单位根假设的情况，停止进一步的检验，并认为该阶差分序列为平稳序列。
本文所使用的变量为：lngdp、gini、lnk、lnr和jrfz它们分别表示劳动力人均GDP对数、城乡居民基尼系数、劳动力人均资本存量对数、人均受教育年限、金融各项贷款总值与GDP的比值。对以上各个变量进行单位根检验，由检验结果可以得到：在1％显著性水平下，lngdp、gini、lnk、lnr和jrfz均为一阶单整，即I(1)。
四、协整的设定及其有效性检验
为了对经济增长与收入分配间的相互作用机制进行实证分析，本文采用有约束条件的VECM，即建立具有两个长期协整关系的VECM。由前文的经济增长与收入分配间的相互作用机制可得到如下两个关系式：
本模型使用lngdp、gini、lnk、lnr和jrfz这五个变量，样本区间为1978-2004，由前文的单位根检验可以得到，在1％显著性水平下，这五个变量均为一阶单整，即I(1)。
(一)确定协整滞后阶数L选择无约束VAR模型的滞后阶数3，得到从滞后阶数L从0到3所对应的各种检验值，可以得到由AIC最小的是2阶，而由SC最小的1阶
从实际应用考虑，如果重点是考察VAR模型中是否存在协整向量，则滞后期应尽量大一些，从而消除误差项中的自相关②。而分析目的就是考察收入分配、物质资本、人力资本、金融发展和经济增长之间是否存在长期的关系，这样采用了最大的滞后阶数3阶。
(二)非约束条件的协整关系检验
由VAR模型的滞后阶数为3，根据Johansen的特征根检验原理，还需要确定各变量之间是否存在协整关系。在Eviews5.0协调整检验时采用选择了Summary of all 5 trend assumption，检验的阶数为2(协整检验的阶数比VAR模型的阶数要少一阶)，无论是否有截距项，还是无论是否有趋势项，由Trace检验可得，变量lngdp、gini、lnk、lnr和jrfz所组成的VAR模型，至少存在二个协整关系。
(三)有约束条件的协整关系检验
根据Johansen的分析框架，一个VAR(P)的模型可以表述为如下的形式：
通过Johansen(1998)的最大特征值根和迹估计方法，以及Osterwald-Lemum(1992)提供的可行临界值表可以确定VAR模型中协整关系的个数。而根据格兰杰协整定理(Granger representation theorem)，若VAR模型中的变量间存在协整关系，则可以在VAR模型的基础上建立如下的误差修正模型：
β为协整参数矩阵，其中每一列都是一个协整向量；α为调整系数矩阵，其中每个元素为误差修正系数(载荷因子)，表示相应每个误差修正项对差分的被解释变量向长期均衡的调整速度。如果压缩矩阵Π的秩r为1，则VAR模型只存在一个协整关系，此时不存在协整关系的识别问题。但当r＞1时，各种长期关系将无法准确加以识别，因为任何协整向量的线性组合可以构造出另外一个平稳关系，也就是：
其中W为任意的r×N非奇异矩阵。为了解决多个变量之间协整关系识别问题，Johansen(1991)认为必须对协整向量施加r×r个恰好识别约束(Just-identifying restrictions)，而Pesaran与Shin(1994)的研究表明上述恰好识别不充分的，必须包含k个过度识别约束在内的r×r+k(k＞1)个约束条件。每个协整向量至少都必须包括r个约束条件，其中一个为正规化约束。对正规化约束以外约束条件的提出必须建立在相关的理论基础上，并通过统计检验加以确认。由于所要分析的各个量之间的关系比较复杂，增加过多的约束条件反而会减弱分析的可靠性，在这里，采用Johansen恰好识别约束条件的方法识别协整关系[16]。
由前面的最大滞后数为3，利用Eviews5.0在有约束的条件下，估计VECM模型，得到协整约束条件检验结果和协整方程。
协作限制条件(Cointegration Restrictions)为：即在Eviews5.0中国，对方程(6)和方程(7)作出如下的限制：
B(1，1)=1；B(2，2)=1；B(2，1)=0；B(2，5)=0
原假定H[，0]：不是所有的协整向量都能得到确认；备选假定H[，1]：所有的协整向量都能得到确认。
检验的统计量为：x[2](1)=-2LR=3.3281，prob=0.068102。在5％的显著水平下，说明上述的两个约束条件是有效的，通过了协整约束条件统计检验。
五、协整方程和误差修正模型的检验
(一)协整方程
在上述的约束条件和三阶滞后期下，对VAR模型实现有约束条件的VECM的估计。可得到如下的两个协整关系方程：lngdp=-2.7173*gini+0.9002*lnk+0.4695*lnr+0.3196*jrfz
gini=0.1532*lnk-0.5146*lnr
由经济增长长期协整方程可以得到：劳动力人均物质资本对劳动力人均GDP的弹性系数为0.9002，表明从改革开放以来物质资本对经济增长具有较大正向作用，这一结果同理论分析是一致的；人力资本对劳动力人均GDP的弹性系数为0.4695，表明从改革开放以来人力资本对经济增长正向作用较大，这一结果同理论也是相一致的；城乡居民收入基尼系数对劳力人均GDP的半弹性系数是-2.7173，表明城乡居民收入基尼系数对经济增长具有负向作用，这同理论分析也是一致的；金融发展程度对劳动力人均GDP的半弹性系数为0.3196，表明了金融发展程度对经济增长具有正向的作用。
由收入分配长期协整方程可以得到：劳动力人均物质资本对收入分配的系数是0.1532，人力资本对收入分配的系数是-0.5146。这说明了物质资本扩大收入分配的差距，而人力资本则缩小了收入分配差距。
(二)VECM残差稳定性检验和自相关性检验
在Eiews5.0中，利用AR根的图表，可以得到VECM稳定性检验，VECM模型共有10个根，模型有5个内生变量，最大滞后阶数为3，这样共有3×5=15个根。估计的VECM模型有2个协整关系，这样应该则有5-2=3个根的模为1。我们估计的VECM模型的稳定性得以满足。
在Eiews5.5中，利用残差检验中的自相关LM检验，可以得到VECM模型自相关检验。具体结果为：LM1=22.31003，P值=0.6178；LM2=20.22689，P值=0.7348；LM3=31.25271，P值=0.1808，其中LM1、LM2和LM3分别表示滞后一阶、滞后二阶和滞后三阶LM。由于所估计的VECM模型滞后阶数为3，则明显VECM的残差不存在自相关。由此可见，我们所估计的VECM模型的效果还是比较好的。
结论及建议
本文分析收入分配影响经济增长及经济增长影响收入分配，在这基础上建立了收入分配和经济增长间的相互作用机制，并且利用带有两个协整关系的VECM对此机制进行实证，可得到如下的结论：
(一)改革开放以来我国经济增长主要是由物质资本和人力资本所推动的，它们对经济增长的正向作用都很大；同时收入分配对经济增长起着负向作用，而金融发展程度有助于经济增长
改革开放以来我国收入分配通过降低物质资本和人力资本效力影响经济增长，且金融发展程度有助于缓解收入分配通过物质资本和人力资本影响经济增长的副作用。
(二)改革开放以来我国经济增长通过物质资本和人力资本影响收入分配。物质资本扩大收入分配的差距，而人力资本则缩小了收入分配差距。
本文的收入分配和经济增长间的相互作用机制的研究是对收入分配和经济增长间关系研究的深化，由收入分配影响经济增长或经济增长影响收入分配研究转变为对收入分配和经济增长间的互相关系研究。虽然对收入分配和经济增长间的相互关系进行了研究，但在研究上存在不足。由于数据的原因，改革开放至今只有27年，即进行有约束条件的VECM模型分析时，时间序列只有27个，会对模型的分析效果产生一定的影响，这些都是以后所研究的。
注释：
①收入差距通过物质资本和人力资本这两个途径影响经济增长的数理证明及含有收入分配的生产函数的证明可向本人索取。
②该段文字选自于《计量经济分析》，张晓峒著，经济科学出版社，2000年9月，PP292。
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