经济增长地区差距（共9篇）
经济增长地区差距 篇1
早期经济学家Chenery和Kuznets认为, 随着经济的增长, 社会经济结构相应会出现一系列的转变, 其中有两个基本的结构转变最为显著:一是从以农业为基础的经济向以工业和服务业为基础的经济转变, 即产业结构的变化, 体现为产业结构的升级;二是农村人口持续不断地向城市迁移, 即城乡结构的变化, 体现为城市化水平的提高[1,2]。产业结构以及城乡结构的重大转变既是工业化和城市化的重要结果, 又是进一步推动经济增长的动力和基础。改革开放以来, 中国的经济增长表现出明显的结构转变特征, 即由一个传统的农业国演化为工业国。然而在结构转变促进经济增长的同时, 收入差距特别是城乡收入差距却被不断拉大。自1978年以来, 中国的城乡收入差距整体上不断扩大, 忽视日益严重的收入差距问题而去追求经济增长, 这必将加剧社会矛盾, 甚至引发政治和社会的动荡, 反过来又会影响长期经济增长的数量和质量。
我国城乡二元经济结构仍然显著, 城市化滞后于工业化, 通过改进能释放出巨大的经济增长潜力。目前正处在工业化继续深化、城市化加速发展阶段, 这种结构转变的趋势日益强烈, 在促进经济增长上仍可期待, 很可能导致收入差距的拉大, 尤其是城乡收入差距。因此, 在研究经济增长与城乡收入关系时, 有必要引入中国的结构转变。那么, 经济增长是否能够缩小城乡收入差距?在经济增长过程中的结构转变特征又给城乡收入差距带来什么样的影响?为此, 本文在梳理相关文献的基础上, 从产业结构和城乡结构两大方面切入, 并结合改革开放以来的经济增长, 对结构转变、经济增长与城乡收入差距的关系进行揭示。
一、文献回顾
关于产业结构对经济发展和收入差距的影响, 国内外学者进行了很多研究。早在15世纪, 威廉·配第首次提出各国收入水平的差距在于产业结构的差异。国内的毕先萍和简新华 (2002) 指出, 经济欠发达国家的产业结构转变过程不同于发达国家的转变过程, 在经济欠发达国家的转变过程中, 产业间的产业比重与就业比重会出现严重偏离, 使得农业与非农产业之间劳动生产率差距不断扩大, 从而进一步使得非农产业部门的收入水平越来越高于农业部门, 拉大了城乡收入差距[3]。傅振邦和陈先勇 (2012) 以湖北省为例, 也证实了这一观点。产业结构由低级向高级转换, 必然是工业化水平提升的结果[4]。张红宇 (2004) 认为在世界各国工业化过程中, 城乡收入差距是普遍存在的基本事实, 在经济发展过程中是能够自动克服收入差距的, 只是过程比较漫长[5]。马晓河等 (2005) 研究了各国工业化阶段与工业反哺农业的关系及其对农民收入的影响[6]。他们基本一致认为城乡收入差距是由城乡 (工农) 生产力水平差异、要素收入差距等因素所致。
在城市化与城乡收入差距的研究中, 理论方面, 陈锡文 (2011) 认为资源、财富大量、快速地向城市集中, 以及农村人口向城镇转移明显滞后的增长方式, 农村人口向城镇的转移没能与改革以来农业增加值比重不断下降这一事实同步推进, 导致了农民收入增长的明显滞后[7]。李文 (2000) 认为, 城市化滞后使农业劳动力严重过剩, 影响了农业经营的规模化、产业化和劳动生产率的提高;低下的比较收益制约了农民收入的增长和农村市场的开拓[8]。快速推进城市化, 转移农业剩余劳动力, 是推动农村和农业现代化、缩小城乡差距的的根本途径。在实证方面, 陆铭和陈钊 (2004) 采用省际面板数据证实了城市化具有显著的缩小城乡收入差距的作用[9]。姚耀军 (2005) 利用协整分析及Granger因果检验方法实证研究表明城市化水平与城乡收入差距呈负相关, 并且城市化是城乡收入差距的Granger原因, 城市化有利于缩小城乡收入差距[10]。程开明和李金昌 (2007) 的研究表明城市偏向与城市化扩大了城乡收入差距, 城乡收入差距从反面也提高了城市化水平[11]。周少甫等 (2010) 通过门槛面板模型对我国1993—2007年城市化进程中城乡收入差距问题进行分析, 结果显示城市化水平对城乡收入差距具有显著的门槛效应[12]。从上述研究结果来看, 城市化与城乡收入差距的作用关系不完全一致。
关于经济增长对城乡收入差距的影响研究中, 刘耀森和李庆 (2012) 认为经济增长在一定程度上是收入差距拉大的原因[13]。张嫘和方天堃 (2007) 利用协整及Granger因果检验方法研究了我国城乡收入差距变化与经济增长的关系, 认为无论在长期还是在短期, 经济增长都是城乡收入差距变化的Granger原因, 与库兹涅茨倒U型假说对经济增长与收入分配关系的结论一致[14]。张建辉和靳涛 (2011) 通过实证研究转型式经济增长与城乡收入差距, 结果证实存在库兹涅茨倒U型曲线, 转型因素如所有制结构调整有利于缩小城乡收入差距, 而市场化进程、对外开放以及地方政府行为模式都在不同程度上扩大了城乡收入差距[15]。晏艳阳和宋美喆 (2011) 利用面板空间计量经济学方法也验证了我国城乡居民收入差距与经济增长间的关系符合库兹涅茨假说[16]。
综上所述, 在结构转变、经济增长与城乡收入差距的研究上, 大多基于其中两个方面进行研究, 缺乏将三者放在一个统一的框架下的研究。因此, 本文将首先分析结构转变、经济增长对城乡收入差距的影响机理, 然后通过构建结构转变指数, 刻画经济增长、结构转变关于城乡收入差距的动态演进趋势, 在此基础上进行实证分析。
二、理论框架
(一) 产业结构对城乡收入差距的影响机理
产业结构是指各产业在国民经济中的构成比例, 它通过改变要素的边际生产力来影响居民收入分配。产业结构的转变使得原有的资源在整个经济体系中的地位和作用发生了根本性的变化, 从而这些要素的边际生产力也随之发生变化, 在产品市场与要素市场出清的条件下, 要素价格等于其边际生产力, 因此, 要素的边际报酬在产业结构转换中会发生相应的变动。显然, 在按要素分配的经济体制下, 要素边际报酬变动会直接对要素所有者的收入水平造成冲击, 从而使整个经济的收入分配状况发生变化[17]。非农产业往往比农业生产使用更多的资本品, 同时非农产业的生产过程衔接紧密, 分工更为具体和细致, 斯密谈到分工所带来的种种好处便在紧凑和科学的生产过程中得以体现。此外, 非农产业所产生的聚集效应可以使得身处其中的相关行业享受到程度不同的外部经济, 这也有助于提高企业生产要素的生产效率。在土地面积给定的情况下, 劳动者的密度越大, 劳动的边际效率就越低, 人多地少的矛盾也将迫使一部分农村劳动力必须选择向外迁移。因此, 随着产业结构的转变, 第一产业比重不断降低, 第二、三产业比重不断升高, 人们在现代产业部门的劳动报酬要高于农业部门, 出于对更高收入的追求, 农村中的劳动者就会自发地从第一产业涌向报酬高的二、三产业, 寻求在现代产业部门中就业, 所获得的收入也相应提高, 有助于提高农民收入, 缩小城乡收入差距。
(二) 城乡结构对城乡收入差距的影响机理
城乡结构转变体现为城市化水平的提升。一方面, 城市化有可能扩大城乡收人差距。一是在我国户籍管理制度下, 城乡劳动力自由流动性较差, 农村居民主要通过户籍买卖、农地征用、子女考上大学及城乡联姻等几种渠道才能转为城市居民, 而这部分人大多针对富裕的农民, 其进入城市必然导致城乡收入差距的进一步扩大。二是随着农村剩余劳动力转移到城市, 城市的规模聚集效应更为明显, 生产效率的提高有利于增加城市居民的收入水平, 而对于转移到城市的农民工, 各种因素的限制则使他们只能在非正规部门就业, 高昂的城市生活成本与背土离乡的情感成本使得原本工作强度大、收入低的农民工收入更低, 进一步拉大了城乡收入差距。三是随着大量农村剩余劳动力的转移, 城市基础设施的承载压力不断增大, 更多投资将投向城市基础设施建设以缓解人口流动引起的城市基础设施供需矛盾, 这样投向农村的资金就相应减少, 也使得城乡收入差距扩大。另一方面, 城市化也有可能缩小城乡收人的差距。一是劳动力由农村流向城市后, 城市的劳动力数量增加, 加剧了城市劳动力市场竞争, 使得城市均衡工资水平下降, 而且人口的乡—城流动有利于合理配置资源, 提高农村劳动生产效率和人均耕地面积, 有利于增加农民收人。二是农民工倾向于在城市工作积累的资金带回农村, 通过用于基础设施建设和农业投资, 改善农村生产生活条件、提高农民收入。三是随着城市化的推进, 城市数量增加、城市规模扩大, 城市的辐射效应更大, 这样也有利于带动农村地区发展、缩小城乡收入差距。
(三) 经济增长对城乡收入差距的影响机理
经济增长对城乡收入差距的作用主要通过“库兹涅茨倒U型曲线”来体现, 它说明了经济发展是一个农业部门人口向城市部门转移的过程, 农业部门收入较低, 内部收入差距较小, 城市部门收入较高, 且收入差距也较大。农业相对于非农产业而言, 劳动生产率较低, 随着经济增长, 城乡两部门之间的收入差距不断扩大。然而, 当一国经济发展达到中等收入水平, 部门之间的收入差距才会相应得以收敛。另外, 刘易斯模式也体现了这一变化过程。他认为经济增长主要源泉在于城市现代工业部门, 由于其凭借较高的工资水平和劳动生产率, 相较于农村传统农业部门而言, 收入差距在经济发展之初会迅速扩大。随后, 农业部门的劳动生产率会随着劳动力的不断吸纳而逐步提高, 城市现代工业部门和农村传统农业部门的边际生产率最终达到相等, 城乡收入也开始缩小。然而, 该模式只强调工业部门的扩张, 而忽视农业的发展, 假设较为简单[18]。后来, G.拉尼斯和J.C.H.费在刘易斯模型的基础上, 假设在农业技术不断进步的条件下, 农业劳动生产率的提高将出现劳动力剩余, 随着农村剩余劳动力都流入城市现代工业部门, “刘易斯拐点”则会出现, 二元经济结构将逐渐消失, 城乡收入差距也将缩小。
三、指标选择、模型设定与实证分析
(一) 指标选择与模型设定
结构转变指数 (sci) 。我们从产业结构和城乡结构两个主要方面进行考察。以城乡二元对比系数 (dc) , 即第一产业比较劳动生产率与第二、三产业比较劳动生产率的比值, 来反映劳动力配置的效率和合理程度, 进而用以衡量产业结构转变的趋势和效率。产业结构强度越高, 第一产业比较劳动生产率与第二、三产业比较劳动生产率的差距越小, 农业现代化水平越高, 城乡收入差距就小;第一产业比较劳动生产率与第二、三产业比较劳动生产率的差距越大, 农业现代化水平越低, 城乡收入差距就大。其中某产业比较劳动生产率由该产业总产值GDP比重同该产业就业的劳动力比重的比率来表示。城乡结构体现为城市化水平的变化, 以城市化率 (ur) 来表示。城市化率为城镇人口占总人口的比重。因此, 本文以城乡二元对比系数和城市化率的平均值来表示结构转变指数 (sci) 。
经济增长 (pgdp) 。人均GDP能最直接地反映出人口对经济发展的影响。因此, 本文以人均国内生产总值pgdp表示度量经济增长。
城乡收入差距 (dis) 。本文选择泰尔指数度量我国的城乡收入差距。泰尔指数对高收入和低收入阶层收入的变动比较敏感, 城乡收入差距主要体现高低收入两端的变化[19], 泰尔指数不仅可以考虑到城乡居民绝对收入的变化, 并且对城乡人口结构的变化也能加以考虑。以dist表示t时期的泰尔指数, 其定义和计算公式为:
其中, i=1, 2分别表示城镇和农村地区, Pit表示t时期城镇 (i=1) 或农村 (i=2) 人口数量, Pt表示t时期的总人口, Yit表示城镇 (i=1) 或农村 (i=2) 的总收入 (城镇用相应的人口与人均可支配收入之积表示, 农村用相应人口与人均纯收入之积表示) , Yt表示t时期的总收入。
为了描述结构转变下经济增长对城乡收入差距的影响, 我们分别构建如下模型:
其中, lnpgdp、lnsci、lndc、lnur和lndis分别为pgdp、sci、dc、ur和dis的对数形式, 一方面在于变量对数的差分近似地等于该变量的变化率, 可以消除异方差和指数趋势的影响;另一方面也是为了反映各模型变量之间的长期弹性关系, ε为随机误差项, t代表时间。模型 (1) 主要估计经济增长和结构转变对城乡收入差距的影响;模型 (2) 主要估计将结构转变作为条件要素引入经济增长变量后对城乡收入差距的影响;模型 (3) 主要估计三个典型的结构转变特征对城乡收入差距的影响。
为了捕捉经济增长对城乡收入差距, 结构转变下经济增长对城乡收入差距以及结构转变中的城市化水平对城乡收入差距是否有非线性关系, 在模型 (1) 、模型 (2) 和模型 (3) 中分别引入了lnpgdp、lnpgdp·lnsci和lnur的平方项。在模型 (2) 中引入lnpgdp·lnsci这一交互项以揭示引入结构转变后的经济增长对我国城乡收入差距的效应。
本文样本期间选择1978—2011年。原始数据来源于中经网统计数据库。以1978年不变价格为基数, 对人均国内生产总值pgdp作了调整, 以此度量人均实际经济增长。表1给出了所有变量的描述性统计。图1和图2为城乡收入差距、经济增长和结构转变的特征性变化趋势。
从整体上可以看出, 改革开放以来, 我国城乡收入差距的泰尔指数总体上在波动中呈逐步扩大的趋势 (如图1所示) , 从1978年的0.091上升到2011年的0.137, 上升了50.5%。局部而言, 城乡收入差距呈阶段性变化。第一阶段:下降阶段 (1978—1983年) , 泰尔指数从0.091下降到1983年的0.037;第二阶段:上升阶段 (1984—1994年) , 泰尔指数从1984年的0.039上升到1995年的0.135, 第一、二阶段在“V”型波动上升;第三阶段:小幅回落阶段 (1995—1997年) , 从1995年0.121回落到了1997年的0.1;第四阶段:持续扩大阶段 (1998—2007年) , 2007年达到最高水平0.161;第五阶段:逐步下降阶段 (2008—2011年) , 自2007年之后, 泰尔指数开始从2008年的0.158下降到2011年的0.137, 说明随着我国城乡统筹力度的加大, 城乡收入差距缩小的趋势开始显现, 但绝对差距依然很大, 实现城乡统筹发展仍然任重而道远。1993年之前, 人均GDP增长率经历了“W”型的先下降后上升, 再下降再上升的波动。两最低点为1981年和1990年;两个最高点为1984年和1992年。1993年后, 人均GDP增长率经历了“V”型先下降再上升的变化, 1999年为最低点。泰尔指数的变化和人均GDP增长率的变化基本相似, 尤其是1998年后, 两者均呈逐步上升趋势, 自2007年后, 虽然在2010年有小幅上升, 但整体处于下降趋势。
从图2中可以看到, 我国城乡二元对比系数在1978—2003年经历了一个先增大后减小, 再扩大再减小的“M”型波动, 那么这说明我国城乡二元经济结构强度经历了一个先减小后增大, 再减小再扩大的“W”型波动, 从2004年之后, 二元对比系数开始上升, 城乡二元结构强度不断减小;城市化率则逐年上升, 2011年城市化率超过50%;综合二元对比系数和城市化率后计算出结构转变指数, 自1978年以来, 整体呈现上升趋势。
图3~图6刻画了经济增长、结构转变以及结构转变式增长与城乡收入差距之间的相关关系。由图3可见, 经济增长与城乡收入差距之间具有库兹涅茨的倒U关系, 但是下降趋势还很平缓。图4中, 将结构转变因素引入到经济增长变量时 (结构转变指数与经济增长的交互项) , 同经济增长与城乡收入差距之间的关系图相似, 也具有库兹涅茨的倒U关系。在图5中和图6中, 城乡收入差距随城乡二元对比系数的上升而呈现线性下降, 随城市化水平的变化而呈非线性变动。这些变量相关关系的描述也进一步说明模型设定形式的合理性。本文将在后面部分的模型估计过程中对这些关系作定量分析和揭示。
(二) 实证研究与结果分析
首先采取OLS法对设定模型 (1) 、 (2) 、 (3) 逐步进行回归, 回归结果发现, D-W统计值都较小。这说明残差序列存在自相关, 需要进行自相关校正。一般来说, 经济变量的滞后性容易导致自相关现象的出现。差分法和Cochrane-Orcutt迭代法是克服自相关的常用方法。本文用较简单的高阶自相关校正法, 逐步加入被解释变量的滞后一期 (AR (1) ) 、滞后两期 (AR (2) ) 等作为解释变量, 直至消除自相关为止。自相关校正后, 各模型的回归结果如表2所示。
注:表中括号内列出的为系数的t统计值;*、**、***分别表示10%、5%和1%的水平上显著。
结合M11和M12可知, 经济增长会扩大城乡收入差距。城乡收入差距将随着经济的增长逐步缩小, 这说明经济增长在缩小城乡收入差距上仍起着重要的作用。虽然最初经济增长会扩大城乡收入差距, 但从长期来看, 有助于缩小城乡收入差距。经济增长与城乡收入差距符合库兹涅茨倒“U”型规律。从2007年以来, 中国城乡收入差距的泰尔指数开始从1.61逐年下降到2011年的1.37, 虽然绝对值仍然很大, 但总体上呈现出收敛性, 城乡收入差距正在显示出改善的迹象, 印证了中国城乡统筹大方向的正确性。这也表明了目前中国正在进行试点改革的城乡统筹发展具有积极的意义, 终结城乡二元经济体制应该成为中国下一歩改革开放的重点内容。
从M13、M21、M22可知, 中国的结构转变有助于缩小城乡收入差距, 同时, 结构转变与城乡收入差距存在线性关系, 其曲线关系为倒N型关系, 实证结果显示城乡收入差距将随着结构转变指数的提高而逐步缩小。当结构转变纳入经济增长时 (经济增长和结构转变的交互项) , 对城乡收入差距的影响为负且显著, 但当把交叉项的二次项纳入时, 系数仍然为负数, 效果仍然显著, 说明了结构转变在长期有助于缩小城乡收入差距。
从结构转变的两个具体方面来看, 首先, 城乡二元经济结构的转变有助于缩小城乡收入差距。从模型M31来看, 系数为负且显著。这说明改革以来, 虽然有些年份产业间的产业比重与就业比重会出现严重偏离, 使得农业与非农产业之间劳动生产率差距不断扩大, 从而进一步使得非农产业部门的收入水平越来越高于农业部门, 拉大了城乡收入差距。但整体而言, 城乡二元经济结构在趋于缓解, 有利于缩小城乡收入差距。其次, 城市化对城乡收入差距的影响则出现阶段性特征, 城乡收入差距随城市化水平的提高呈现出先扩大后缩小的特征。起初城乡收入差距的扩大不仅在于城市化偏向的政策所致, 而且也在于起初农村劳动力的转移, 是具有人力资本优势的劳动力的净流出, 这部分转化成了城市户口的农村劳动力, 导致城乡收入差距的扩大。但随着我国户籍制度和城市政策相对宽松以后, 大量的劳动者从农业转移到城市中的第二、三产业, 最终劳动力的流动通过要素报酬的均等化缩小了城乡收入差距。模型M33从城乡二元经济结构和城市化共同考察了城乡收入差距, 实证研究表明两者在总体上都有助于缩小城乡收入差距。这也说明了面对当前城乡收入差距绝对值还很大的状况, 缩小二元经济结构和不断推进城市化有助于缩小城乡收入差距。
四、结论与政策建议
本文主要对经济增长、结构转变和城乡收入差距的关系进行了实证研究。通过理论及实证分析发现经济增长与城乡收入差距存在库兹涅茨的倒U型曲线关系。尽管我国城乡收入差距的绝对值仍然较大, 但是已经开始出现改善的迹象, 在此改善过程中, 经济增长仍起着重要的作用。但由于经济增长必然伴随着结构转变, 因此, 将结构转变因素纳入到经济增长, 从经济增长背后起重要作用的结构性因素来分析城乡收入差距问题才能真正理解经济增长与城乡收入差距之间的关系。实证研究进一步证明了结构转变下的经济增长有助于缩小城乡收入差距, 具体而言, 促进产业结构升级, 缩小城乡二元经济结构, 以及不断推进城市化有助于缩小城乡收入差距。基于以上分析, 中国要在未来有效地解决中国城乡收入差距持续扩大的问题, 有赖于在我国结构转变中去解决。根据研究结论, 本文提出以下政策建议。
1.注重经济增长, 尤其要注重经济增长的质量, 继续实施城乡统筹战略, 逐渐消除城乡二元经济结构。加大对农村与落后地区基础设施建设的财政支出, 缩小农村地区与城镇地区经济发展外部环境的差距, 降低农村工业化的成本, 为加快农村经济的发展创造有利条件。加大对农村地区公共服务建设的倾斜, 努力提高农村居民享受的基本公共服务质量, 逐步实现城乡就业、教育、医疗、社保等公共服务的均等化, 特别要在保障义务教育制度实施的同时, 加强农村居民的在职教育、职业教育和高等教育, 提高其劳动力的素质和就业能力, 加大经济增长给其所带来的机会。
2.转变经济发展方式, 合理调整产业结构, 促进产业结构高级化、现代化。采取符合比较优势的产业政策和经济发展战略, 为农村剩余劳动力的转移提供更广阔的空间;把工业化与农业产业化相结合, 实施工业反哺农业的政策, 以工业推动农业的发展, 实施农业产业化经营, 促进农业产业结构调整和优化, 提高农业的附加值和比较劳动生产率, 增加农业经营者的收入。
3.以科学发展观推进城市化发展。尽管高速城市化可以在短期内促进经济增长, 但在高速城市化推进过程中, 失衡的资源配置、不公的分配将导致城乡收人差距不断拉大, 从而增加了长期全面改革开放的成本。城市化是大势所趋, 但要理性发展城市化, 而不是盲目推进, 不能把资源过度偏向大城市, 应该以小城镇的建设为重点, 充分发挥城镇对农村的辐射和带动作用。
摘要：经济增长体现为一个结构转变的过程, 并通过结构转变影响城乡收入差距。综合分析产业结构、城乡结构转变, 以及经济增长对城乡收入差距的作用机理, 并基于1978—2011年的相关统计数据进行实证检验。结果显示:中国的经济增长与城乡收入差距存在库兹涅茨倒U型关系;城乡二元经济结构的转变有助于缩小城乡收入差距;城市化对城乡收入差距的影响则出现阶段性特征, 城乡收入差距随城市化水平的提高呈现出先扩大后缩小的特征。应注重经济增长、转变经济发展方式、以科学发展观推进城市化发展。
关键词：结构转变,经济增长,城乡收入差距
经济增长地区差距 篇2
关键词：经济增长；收入分配；倒U型假设
收入分配问题是经济学中一个古老而又永恒的课题，同时又是一个现实的经济学研究课题，国内外学者对此进行了大量的研究。
一、国外研究现状
在研究经济增长和收入分配的理论中，最有名的就是Kuznets的“倒U型假设”理论。早在1955年，Kuznets根据收入分配的回归和人均GNP，在经济发展早期，发现收入差距会扩大，在经济发展后期，收入差距将会缩小，也就是收入不平等将随人均GNP增长呈现倒U型关系。Kuznets的“倒U型假设”理论认为，在经济增长的早期阶段，居民的长期收入不平等会扩大，随后会转入一个稳定状态，达到工业文明时期这种不平等趋势会缩小。Barro（1990）认为政府采用适度的再分配的方法来缩小收入差距，这样就会促进经济增长，而过度的再分配对经济增长是不利的。Galor和Zeira（1993）利用假设的方法，就是在信贷市场不完善假设下，论证了有利于经济增长的方法就是恰当地设计再分配政策。基于Barro的分析框架，Alesina和Rodrik（1994）对经济增长产生不利影响的因素是过度的收入差距，这是从政治经济学的角度论证的。
在现代经济学研究的角度中，经济是一个复杂适应系统，正是由于经济系统的复杂性导致了经济主体行为的有限理性，所以经济主体的适应性导致了经济系统的进化性。Tesfatsion（2001）认为复杂适应系统的经济学体现是基于主体计算经济学，不但可以有效地分析宏观经济动态对不同微观个体行为的分配效应，也可以有效地分析微观个体行为对宏观经济动态的增长效应。Bruun（2001）认为有效地分析经济增长和收入不平等之间的关联性的方法是应用基于主体的经济模型，这是因为这类模型不仅可以处理不平等而且可以产生不平等。Epstein和Axtell（1996）为了研究经济增长对收入差距的影响，采用了主体的经济模拟方法，发现经济的增长会逐渐扩大收入差距。Brunn和Luna（2000）采用基于主体的经济模拟方法研究了经济增长和收入不平等之间的因果关系，发现收入不平等是由于短期内经济增长导致了。
二、国内研究现状
（一）宏观视角研究
林毅夫（1998）认为，某个国家、地区其所采用的经济发展战略和社会政策会影响收入分配的变化。库兹涅茨倒U假设在发展中国家是可以避免的，它不是一种规律。赵人伟、李实和A.L.卡恩（1999）根据中国各省数据对实际收入关系和收入分配差距进行检验实证分析，发现这些数据并不支持“倒U型假设”，并得出影响中国居民收入差距的三个因素：经济增长、经济体制变迁以及政府政策。喻平（2003）研究分析了经济发展与城乡居民收入的关系，得出经济发展与扩大内需因农民收入增长的推动明显强于城镇居民收入的结论。胡兵（2005）仅研究了经济增长与农村居民内部收入差距的关系，得出经济增长的减贫成效会因农村居民收入差距拉大而抵消。
汪同三，蔡跃洲（2006）研究了我国城乡居民收入差距对投资和经济增长的关系，结果发现城乡居民收入差距扩大导致投资结构中重工业比重增大，经济增长速度提高。司志宾（2007），李楠等（2008）认为在确保农村居民整体收入水平提高的前提下，适当的拉开农村居民收入差距会对经济增长有促进的作用。陈安平（2009）对我国城乡居民收入差距和人均国民收入的协整关系进行OLS估计的结论支持“城乡居民收入差距扩大有利于经济增长”的判断，而这与研究预期是不符的。他转而使用估计效果更好的动态最小二乘法DOLS后的结果支持了“收入差距扩大不利经济增长”的判断。储德银（2011），吕炜认为经济增长与城乡居民收入差距之间的关系会随着发展阶段的不同而存在差异性。王铁军，官爱兰（2012）通过对1978-2010年的数据进行实证分析发现城乡居民收入差距的扩大对中国的经济增长有抑制作用，城镇居民收入差距的扩大对经济增长有促进作用，且都存在长期协整关系。韩建雨（2013）运用面板协整模型对我国居民收入差距与经济增长的长期均衡关系进行考察发现：从总体上看，我国居民收入差距對经济增长具有正向的影响，但自2001年起，居民收入差距已经开始有碍于经济增长，并且这种负向影响呈逐年上升态势。
（二）分省视角研究
李金昌等（2005）对浙江省的实证研究分析表明浙江省的收入分配差异与经济增长（基尼系数）之间存在长期均衡的稳定关系，且为正相关。张效莉等（2006）研究了新疆经济增长与当地城乡居民收入之间的关系，认为初始阶段时经济增长受农村居民收入的影响强于城镇居民，后期则是经济增长受城镇居民收入的影响更大。王伟化等（2009）对内蒙古的相关数据进行了格兰杰检验实证，发现收入差距扩大不是经济增长的原因，而经济增长是城乡居民收入分配差距扩大的原因。
而宋丽婷（2010）对河北省经济增长和城乡居民收入差距建立了误差修正模型，结果发现它们之间存在稳定的长期均衡关系，短期来看，城乡居民收入差距与人均GDP变化方向相同；长期来看，协整关系式能将非均衡状态拉回到均衡状态。乐小兵（2011）选取广西城镇居民人均可支配收入、农村居民人均可支配收入和环比经济增长率3项指标进行分析发现，库兹涅茨的经济增长与收入差距关系的理论不适于解释广西出现的城乡收入差距扩大的现象。冯利英，石海燕（2012）通过内蒙古1978-2010年的数据进行实证检验发现内蒙古经济增长是引起城乡居民收入差距的格兰杰原因，而城乡居民收入差距不是引起经济增长的格兰杰原因。卢冠中，易文德（2013）基于重庆全市和“一圈两翼”的空间划分，探究了重庆市城乡居民收入差距与经济增长之间的关系，结果发现城乡居民的收入差距是影响重庆市经济增长的原因之一，且两者呈正相关。
三、文献评述
上述文献中，Kuznets的“倒U型假设”理论可以说是在这方面最著名也是影响力最大的理论，对后来众多学者的研究起着至关重要的作用。基于这个假设，国内外学者开展了大量的探索与实证。早期，国外学者主要研究政府的再分配对收入差距、经济增长的影响。近年来，基于主体的经济模型逐渐开始流行，众多国外学者通过对无数个微观个体状态的积累自然得出宏观经济总量的研究来论证收入差距与经济增长的关系。
国内的学者则主要研究Kuznets的“倒U型假设”理论是否符合我国国情，他们多以城乡居民收入差距为切入点，研究全国、地区、省市的相关数据，论证方法各异，得出的结论也不尽相同。（作者单位：湖南科技大学）
参考文献：
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[4] 吕炜，储德银.城乡居民收入差距与经济增长研究[J].经济学动态.2011（12）
[5] 乐小兵.广西城乡居民收入差距与经济增长关系的实证研究[J].安徽农业科学.2011（34）
论收入差距扩大对经济增长的影响 篇3
1.1 收入差距的概念
收入差距指在一定时期内, 由于人们拥有的生产要素的不同以及国家收入分配政策的不同, 从而获得的收入量的差别。
收入差距不同于贫富差距。贫富差距是指在某一时间点, 由于不同的社会成员之间所处的政治、经济、文化等地位和环境的不同, 而形成的占有社会财富的多少之间的差距。两者的区别在于:前者是一个流量概念, 后者是一个存量概念;前者主要通过一定时期的物质形式来表现, 后者主要通过物质和精神两种形式来表现;前者反映的是经济问题, 后者反映的是社会问题。此外, 收入差距与收入分配是否公平, 也是两个概念。收入差距是收入分配状况的客观反映, 不存在主观上的评估问题;而收入分配是否公平则涉及一个价值判断的问题。但二者也是相互联系的, 收入差距的客观状况, 会引发人们对收入分配问题的价值判断。比如当收入差距的扩大超过了一定的范围时, 收入分配不公由此产生。
1.2 度量收入差距的方法及指标
度量收入差距的常用方法有等分法和洛仑兹曲线法。等分法是将全部居民的收入按照高低顺序排列, 划分为若干等分, 然后用收入最高的一组人口的收入或收入比重, 与最低的一组人口的收入或收入比重进行比较, 其结果称为高低收入倍数或高低收入比率。它是一种反映居民收入两极分化状况的简单明了的方法。其中最常用的指标有阿鲁瓦尼亚指数、库兹涅兹指数、收入不良指数, 分别从社会中低收入阶层状况、中高收入阶层状况、两极分化状况等不同侧面反映了收入差距情况。
德国统计学家洛伦兹提出的洛仑兹曲线 (图略) 所能反映的收入差距状况则比较直观且充分。从曲线上可以读出每个阶层的收入比重, 从其弯曲度可以观察到各个阶层的收入差距情况, 从不同曲线的对比中可以得到不同国度收入分配差距的比较, 或者同一个国家不同时期的收入差距变动情况。基于洛仑兹曲线的基尼系数是国际上通用的反应收入差距的重要指标, 其值越大收入差距越大。国际上将0.4作为划分收入差距是否合理的警戒线, 超过0.5说明出现了两极分化, 若大于0.6就会引起社会动荡。
2 我国收入差距的具体表现
2.1 地区之间的收入差距
通常把我国划分为东部、中部、西部三个地区, 本节主要从城镇和农村两个方面分析我国地区之间的收入差距。
城镇居民收入排在第一位的1998年以前基本上是广东, 1998-2008年都是上海, 排在后五位的一般包括内蒙古、山西、河南、甘肃、贵州、新疆、江西、黑龙江等。前五强中, 除西藏由于边缘地区补贴高、人口少而具有较高的人均可支配收入外, 其它几个省区均为沿海发达地区。排在后五位的均为中西部地区。到了2011年, 城镇居民人均收入排在前面的分别为:上海 (18, 382元) 、浙江 (16, 835元) 、北京 (16, 236元) 、江苏 (13, 741元) 、天津 (12, 861元) 、福建 (12, 980元) 、山东 (11, 098) 、重庆 (10, 383元) , 绝大多数都为东部发达地区。
农村居民收入排在前五位的地区包括上海、北京、浙江、广东、天津;排在后五位的包括甘肃、西藏、陕西、贵州、云南。可以看出, 农村收入最高的地区是区位优势明显的东部地区, 收入最低的是相对落后的西部地区。
2.2 城乡之间的收入差距
随着城市经济体制改革的进行, 从1984年起, 城乡居民收入差距开始逐渐拉大, 尤其是进入20世纪90年代以后, 收入差距拉大的速率有所加快, 1995年为2.75倍, 到1996年下降为2.27倍, 但时间非常短暂, 1997年之后又开始加速扩大, 且这一趋势在短期几年内没有得到有效控制。2011年, 中国城乡居民人均收入比上年分别实际增长8.4%和11.4%, 保持了2010年农村居民收入增速快于城镇的发展势头, 2011年中国城镇居民人均总收入23979元, 中国农村居民人均纯收入6977元, 虽然城乡居民收入差距近两年有所缩小, 但差距依然较大。改革开放给中国的经济带来了巨大的发展, 但享受到经济增长成果的绝大多数为城镇居民, 而非占总人口比重较大的农村居民。
2.3 不同行业之间的收入差距
近年来, 我国各行业职工平均工资水平普遍提高的同时, 行业间的收入差距也呈现不断扩大的趋势, 主要体现在垄断行业和竞争行业之间的差距。近10年, 中国行业间收入分配总的趋势是向技术密集型、资本密集型行业和新兴产业倾斜, 某些垄断行业的收入则更高, 而传统的资本含量少、劳动密集、竞争充分的行业, 收入则相对较低。具体到各行业中, 金融业、电力、煤气业、交通运输仓储和邮电通信业, 科学研究和综合技术服务业的职工平均工资一直都高于全国平均水平, 属于高收入行业群体。而农林牧渔业、批发零售业、住宿餐饮业、制造业属于低收入行业。2009年, 金融业、IT业、科研类的平均工资位于前三, 其中金融业的年均工资超过了7万元, 而工资水平最低的是农林牧渔业, 年平均工资仅为14, 911元, 二者差距明显。2010年, 平均工资最高的行业是金融业, 达到70, 146元;最低的是农林牧渔业, 仅为16, 717元, 二者之比为4.2:1。
2.4 不同所有制职工之间的收入差距
将国民经济按所有制性质分为国有、城镇集体和其他经济成分三个部分。近年来, 不同所有制职工的平均工资绝对数都在增长, 但增长的速度有所不同:国有经济职工的平均工资增长较快, 城镇集体经济职工的平均工资增长较慢, 而其他非公有经济职工的平均工资增长最快。由于城镇集体经济职工的平均工资起点低, 增长速度又慢于国有经济职工和其他非公有制经济职工的, 因而它的平均工资是这三者中最低的。
另外, 企业高管与普通职工的薪酬差距过大。据统计显示, 2010年上市公司高管年薪平均值为66.8万元, 比当年全国平均工资的18倍还多;而部分私营企业、简单劳动者的工资偏低。
3 我国收入差距扩大对经济增长的影响
经济增长是指在一个较长的时间跨度上, 一个国家人均产出 (或人均收入) 水平的持续增加, 通常指国民经济总量的增加。收入差距的扩大会对经济增长产生一定的影响, 适当的收入差距有利于经济的增长, 而过大的收入差距会阻碍经济的增长。这里主要介绍我国收入差距扩大对经济增长结构和对产业结构的影响。
3.1 收入差距扩大对经济增长结构的影响
根据凯恩斯的边际消费倾向递减的规律:人们的消费虽然随收入的增加而增加, 但在所增加的收入中用于增加消费的部分却越来越少。由于收入差距的扩大、两极分化 (主要体现在基尼系数的扩大) , 高收入阶层的边际消费倾向小于低收入阶层的边际消费倾向, 因此当收入差距扩大时, 会使得整个社会总消费量减少。根据以往居民消费调查资料可知, 城镇不同收入阶层的居民家庭的消费倾向呈反比变化, 具体为最低收入组消费倾向为0.957, 最高收入组消费倾向为0.659。再者, 一般情况下, 我国农村居民的平均消费倾向都要高于城镇居民的平均消费倾向, 具体为10个百分点以上, 有些年份甚至接近20%。因此, 在社会总收入一定的情况下, 如果收入差距扩大, 意味着高收入阶层和城镇居民集中能够分配到更多的收入, 如此一来, 就会降低社会整体的消费倾向, 最终造成社会整体的需求水平下降。
据2010年10月21日上海证券报《中国三大需求对GDP增长的贡献率和拉动》显示:消费拉动呈循环下降趋势, 投资拉动呈总体上升趋势, 特别是2009年达8.7%, 净出口的贡献率持续增加, 受全球金融危机的影响, 2009年贡献率为-40.6%。2011年, 我国消费需求虽在增强, 但力度不大、持续性不强, 对拉动经济增长来说还是小马拉大车, 唱不了主角;由于保障房建设的政策支撑, 使投资成为了拉动经济增长的主力, 但由于存在突出的投资率与投资效益问题, 投资需求将难以再提升;出口则变化莫测, 在短期内难以有起色。
由于国内消费不足等因素的影响, 我国宏观经济增长结构失衡。近十几年我国经济增长的模式体现为:要拉动经济增长→扩大投资→国内消费不足, 最终通过依靠扩大出口来消化国内的产能, 这就导致了投资规模和净出口总量的扩大, 因而会形成投资拉动型或外贸拉动型或投资、外贸双驱动的经济增长模式。但由于外部经济的不确定性, 这种经济增长模式注定难以持续, 且容易出现大的波动。
过大的收入差距, 不仅影响社会整体的消费需求, 而且会减少企业的投资需求。因为企业的投资需求是根据消费者的需求情况而变动, 两者呈正比关系, 若消费者的需求增加, 企业的投资需求也会增加, 反之, 企业的投资需求会减少。总的来说, 社会整体的消费需求水平下降必然会影响到企业的投资需求, 而且这种负面影响还会产生成倍的放大效应。
3.2 收入差距扩大对产业结构的影响
良性合理的产业结构是经济能够持续增长的基础。通过调整收入差距进而调整产业结构达到为经济增长注入持续活力的目的。收入差距扩大对我国产业结构升级的影响主要体现在两个方面:一方面, 不同收入群体的绝对收入水平影响到他们对商品的需求不同→商品需求结构的变化→产业结构的变化。
收入分配结构决定消费结构。在相对合理收入差距的社会里, 会形成多层次的消费需求, 低、中、高级消费品均有相应合理的需求结构。居民的收入差距会不断扩大, 需求可能会出现分化, 最终走向两种极端, 即收入较低的群体会把绝大部分收入花在生活必需品上, 而收入较高的群体则倾向于层次较高的消费品或奢侈品。一般情况下, 奢侈品的生产需要较多的资金和较高的技术, 而这些技术和资金又不是发展中国家自身所拥有的, 他们的消费偏好就会导致国内收入向外转移 (或直接用于进口高档消费品, 或用于向外国购买相关的技术和生产线) 。这样会有不良的后果:一方面, 会使得本国出现贸易赤字, 造成资本外流, 资金的匮乏, 会使得一些产业陷入困境, 得不到发展;另一方面, 一些市场有效需求并不大的产业却得到迅猛发展, 造成产业结构脱离国情而过度升级。例如, 20世纪80年代中后期之后的一段时间内, 我国城乡居民的收入差距再次扩大。到了2000年, 城镇与乡村居民的人均收入之比高达28:1, 然而人均消费支出的比重只为3:1。城镇与乡村居民之间巨大的收入和消费差距迫使农村居民无力购买城镇市场上已经饱和的耐用消费品, 抑制了国内的有效需求, 所造成的后果是耐用消费品的生产企业, 尤其是家用电器生产企业生产的产品供给过剩, 生产线的生产能力得不到发挥, 从而影响了这些生产企业产业结构的转换和优化。
财富过于集中在少数富人手中, 而中产阶级比重较小, 会导致国内工业产品的需求不足。从而使得高、低收入群体存在消费断层, 进而导致相应的商品供给部门发展不均衡, 影响产业结构升级。
另一方面, 居民收入的不均→要素供给变动→产业结构的变化。已经存在的收入差距影响生产要素的流动方向, 从而影响各产业的要素供给数量与质量, 要素供给数量与质量的不同又会对各个行业发展产生不同的影响, 进而影响产业结构的变化。比如城市相对于农村的高工资使人们更加趋向于向城市涌动, 于是拥有一技之长和具备较高文化素质的劳动力聚集在城市, 促使城市高精尖产业发展。城市的迅速发展吸引了大量的年轻力壮的普通劳动力, 劳动力资源供给充裕, 这对发展劳动密集型产业提供了良好的条件, 于是资金流向该产业, 该产业便能够迅速发展。而农村年轻力壮的劳动力的流出, 使农村发展所必须的劳动力出现短缺、需要的技术管理等人才也严重缺乏, 这就严重制约了农村经济的发展, 使农村居民的收入无法持续提升。城乡收入差距持续拉大, 从劳动力的层面上看, 是劳动力在三大产业中的比例趋于协调, 但三大产业内部的生产率、产业附加值率和实际发展速度却是不平衡的。
4 缩小我国收入差距的政策建议
首先, 国民受教育机会应该均等化。从整体来看教育资源并非按照人口数量进行分配的, 例如农村学前教育和初等教育质量受到教学设备和师资的影响。当然在人力资本的形成上也会出现较大的差距, 整体上在注重效率的情况下收入水平必然停留在较低水平且很难突破。现阶段应改变目前教育资源的倾斜方向, 给广大弱势力量以公平的接受高质量教育的机会。
其次, 改善目前生产力与生产关系偏离的现状。不同所有制之间存在较大差距, 应为市场机制在各领域发挥作用提供方便, 完善规章制度进而让竞争更加充分, 形成需求增加、生产增加的良性循环, 促进各行业、各所有制之间的良性竞争和发展。尽快改变农村目前的承包到户的生产模式, 引入现代农业经营模式 (例如一村一品、农产品品牌建设等) , 加大土地的产出率, 进而调整劳动力在各领域的分配, 使其各尽其能增加收入。
再次, 国家应在保持大中城市常规发展的同时, 因地制宜地将资源和有关产业的发展重心下移到县域地区。县域经济高端论坛中央行已明确提出为中小企业提供更为便捷的融资渠道, 所以政府应在商业银行与企业之间铺路搭桥, 使政策落实到基层。
最后, 加快目前税收征管范围和征管金额的调整, 调整税率的同时调整征收的方式。例如以家庭为单位调整个人所得税征收额能减小家庭为单位的收入差距;调整征收范围能调整不同行业之间的收入差距等。另外在直接税和间接税之间进行调整, 引导消费者理性消费, 通过消费结构的改变影响产业结构的改变。
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经济增长地区差距 篇4
关键词：经济开放；地区分割；技术差距；面板数据
中图分类号：F061.3
文献标识码：A
文章编号：1003－7217(2010)05－0087－06
一、引言
新增长理论指出技术是经济收敛的关键，影响技术差距的主要因素可以区分为自身的技术进步、技术扩散以及宏观经济环境。解释自身技术进步的两个最为直接和重要的因素就是研发和人力资本(或教育)，人力资本积累和研发投入直接促进不同经济的技术进步和全要素生产率的增长，同时人力资本水平和研发程度越高，掌握和模仿先进技术的能力也会越强。技术扩散是通过国际贸易或国际资本流动获得先进技术的转移或模仿，从而有效促进东道国家或地区的技术进步。宏观经济环境对于区域间技术差距也有着重要的影响作用。Sen－hadji实证发现有利的外部环境，好的宏观经济管理、经常项目和资本项目的可兑换性、社会和谐和政治稳定都有利于促进TFP增长。
我国作为一个转型经济大国，地区之间的技术进步差距，除了以上影响因素以外，地区分割也是不可忽视的因素。陆铭，陈钊指出顺市场力量所导致的市场整合和工业集聚、逆市场力量所导致的市场分割是导致中国区域经济发展差距的两种根本因素。中国1978年以来的改革，具有明显的地方分权特征。在政绩观和区域GDP增长的主导下，地方政府成为地区分割的积极推动者。早在上世纪80年代，便出现了地方市场分割的现象，当时很多生产原材料和农产品的省份都大量投资于加工工业，造成全国加工业规模过大。当原料供给不足，价格飙升，各地区通过控制自身的原材料和价格来促进本地的工业发展。进入90年代后，各省份开始使用“软硬兼施”的分割形式来保护本地市场，地方政府也往往因为寻租目的，制定一些市场分割的政策。刘培林引用了国务院发展研究中心战略和区域经济研究部组织的一项全国性调查结果，表明我国市场分割或地方保护问题仍然没有根除，甚至在有些地方和行业还比较严重；目前许多研究探讨了我国市场分割程度的发展趋势、影响因素以及经济和技术效率损失等，而并未考察市场分割对于地区技术差距和趋同的影响作用。本文分别采用商品市场分割指标和改进的省际贸易合作指标度量我国地区分割程度，建立地区技术差距的决定因素模型，考察地区分割、经济开放等对于技术差距的影响作用。
二、我国地区分割的度量及影响技术差距的理论分析
(一)地区分割的度量
本文从正反两个方面来衡量我国地区分割，一是陈敏等定义的商品市场分割指标，记为Segl，该值越大，表明地区分割程度越高；二是改进的徐振辉的省际合作指标，记为Seg2，该值越大，说明地区问分割程度越低。
陈敏等利用不同地区商品零售价格指数来构造地区间市场分割指标。该指标沿袭了Parsleyand Wei(2001)的方法，以商品市场上的相对价格的方差Var(Pi／Pj)(Pi和Pj分别表示商品在i和j两地的售价)变动为观察对象，借助地区间的相对价格信息来分析市场整合程度，其思想来源于“冰川成本”模型。利用多种商品的价格指数信息，计算出相对价格变动的方差来反映套利区间的大小，也就可以反应市场分割程度的大小。由于数据的可获得性，选取1992－2007年全国28个省、自治区、直辖市9类商品，原始数据来源于1992－2007年《中国统计年鉴》各年中的分地区商品零售价格指数(以上一年份为基期计量)，具备了时间、地点与商品种类3个维度(15×28×9)。这9类商品分别是粮食、鲜菜、饮料烟酒、服装鞋帽、中西药品、书报杂志、文化体育用品、日用品及燃料。最终用来衡量市场分割的是相对价格的方差。中国国内商品市场分割的变化趋势如图1。全国国内商品市场分割程度经历了不断下降的过程，从1992年的O.00165减小到2007年的0.000323，下降到约为原来的1／8，说明16年来中国国内市场的整合程度有了很大提高。图2则比较了沿海和内陆地区国内商品市场分割程度的变化。相对而言，沿海地区分割程度明显大于内陆地区，样本期间沿海地区分割程度平均值为0.001035；内陆地区分割程度平均值为0.000713。但总体来说，大致呈现出全国类似的变化趋势，随时间的推移逐渐缩小。
徐振辉度量的省际合作指标则是基于以经营单位所在地来计算的各地区进出口总额与以商品目的地进口额和商品货源地出口额来计算的各地区进出口总额，通过这两套数据的差值构造省际合作指标变量。由于省际合作指标仅反映的是一个省通过其他省的进口量(或出口量)绝对数值上的变动，其可能高估一些贸易大省与其他省份的省际合作程度，例如两个省份具有相同的差值，并不能说明它们与其他省份的合作程度相同，因为相同差值占各省份总进出口额的比重存在明显差异。所以仅以这两套数值的差并不能很好的度量不同省份跨省合作程度。本文对指标进行了改进：首先，取两套贸易数据差值的绝对值。两套贸易数据的差值反映了一省通过其他省的进口量或出口量，而差值符号只是表示贸易的方向，差值的大小则反映贸易量。然后，将该差值除以两套数据的平均值，用这个比例的形式来反映地区分割程度，即Seg2。如果比值越大，即一省通过其他省的进口额或出口额占总进出口额的比重越大，则说明该省与其他省份的合作程度越大，分割程度越低。沿海和内陆的省际合作发展趋势如下图3。沿海地区省际合作指标平均值在0.1以上，而内陆省份则在0.15以上。并且大部分年份内陆省份的省际合作值是在沿海地区之上，表明内陆省份与其他各省份之间的合作程度要高于沿海省份与其他省份的合作。这与市场分割指标所反映的现象相吻合。
(二)地区分割影响技术差距的理论分析
尽管在短期内，地区分割通过保护地方产业，促进各地企业参与竞争，加快地方弱势产业的成长，增加当地居民就业和保证政府税收，从而在一定程度上对于地区经济增长起到积极的作用。但从长期来看，地区分割限制了要素和产品的自由流动，产生了要素市场扭曲和产出损失，进而导致技术效率降低，扩大了地区间的技术差距。新古典增长理论指出，趋同只存在于通过要素流动而紧密联系的经济体之间。要素流动所带来的技术转移可以逐渐缩小不同经济体之间的技术差距，但地区之间的分割
限制了要素的自由流动，使要素不能按照市场信号的引导在地区之间流动，从而不能配置到边际产出最高的生产环节中。例如，地方保护中的行政壁垒，使得劳动力市场发生了扭曲，降低了地区人均GDP增长率，阻碍了中国经济增长的条件趋同。郑毓盛，李崇高认为地方分割导致要素不能自由流动，省际间要素投入结构不合理，造成宏观技术的低效率。国际贸易的比较优势和要素禀赋理论指出，不同的地区和经济之间根据自身的比较优势安排生产，但因为一定程度的市场分割，各地区之间不能完全选择自身具有比较优势的产业进行生产，竞相在相同产业重复建设，导致各省都难以从省际分工中得益，因而产出结构扭曲造成的效率损失也比较大。Yin指出推动地区市场整合，即消除地方保护会使得整合的两个地区经济状况改善；而中国地方政府在分权的体制下，因为要获取更多地方利益，采取了一些逆市场的政策分割市场，结果导致国内市场分割和重复建设，不利于地区间资源配置。刘培林沿用了郑毓盛，李崇高的测算方法，选取了国有以及规模以上非国有制造业部门为对象进行了分析，得出了地方分割导致产出损失的结论。但由地方保护和市场分割所导致的产出损失对于制造业部门来讲大约有5％没有达到郑毓盛，李崇高提到的产出损失为20％的程度。
而从技术扩散的角度来讲，一方面，地区分割限制了省际企业间的交流，进而抑制了企业通过竞争与合作产生的技术和知识外溢。另一方面，地区分割还可能在一定程度上隔断外来技术对国内省份溢出的渠道。国际技术扩散的主要物化型渠道是国际贸易和FDI，许多实证研究也证实了这种技术扩散对于技术进步和趋同的重要影响。我国主要的贸易行业和企业集中在我国沿海地区，其占据进出口贸易额的90％以上，到2006年我国沿海12个省份的出口贸易额占全国出口贸易总额的92.19％；而外商直接投资的85％以上也是分布在这些省份。一般而言出口贸易企业和外资企业具有相对高的技术水平和生产率，这种国际技术溢出有效地促进了沿海省份的技术进步，而内陆地区则由此获益甚少，并且因为市场分割或地方保护，一方面阻碍了沿海企业通过前一后向产业链接效应对内地的技术溢出，另一方面也弱化了沿海省份对内陆地区的区域间技术溢出，从而扩大沿海和内陆地区的技术差距。
三、实证模型构建及变量选取
(一)基本模型设定
本文类似于徐振辉，Li and Xu将我国省际间技术差距GAP定义为各省的技术水平与最高技术水平的比值，这样该值在0到1之间，然后采用以下标准的Logit模型来考察我国省际间的技术趋同。
其中，X表示影响省际间技术趋同的因素，这里主要包括地区分割、经济开放和其他控制指标。如果落后地区的技术水平增长率超过最发达地区，那么GAP就趋于1，也就是意味着技术差距的缩小和技术收敛。对式(1)略作变形得到：
线性化得到以下分析开放条件下市场分割影响技术差距的实证模型。
其中下标i代表省份，t表示年度。Y=log(GAP/1－GAP)，衡量中国地区间技术差距的收敛性，技术差距GAP的扩大或缩小，就等同于因变量Y的变大或缩小。其中解释变量SEG表示市场分割，Fdi反映各省份的外商直接投资，Ex表示出口贸易，控制变量Z包括研究和开发、基础设施和市场化程度。
(二)变量定义与数据选取
关于各省份技术进步水平的度量，本文以全要素生产率来衡量。假定以下柯布一道格拉斯型的区域生产函数为：
其中Qi，t、Li，t、Ki，t分别表示i地区第t年的产出、劳动力和物质资本。α，β分别为劳动力和物质资本的产出弹性，这里并未限定规模报酬不变。Ai，t为全要素生产率，如果估计得到a，口的值，则有Am＝Qi，t／Li，tKi，t。对式(4)两边取自然对数得到：
为了保证省际全要素生产率估计的稳健性，采用1985－2006年的28个省、直辖市和自治区(剔除了海南、重庆和西藏)的面板数据进行估计。产出变量以各地区的实际GDP来衡量，用1978年的价格指数进行了平减，消除了通货膨胀的影响，数据来源于《新中国五十五年统计汇编》；劳动力以各省年底总就业人数来表示，数据来自于《中国统计年鉴》各年。物质资本通过计算各省份的实际物质资本存量来反映，实际物质资本存量采用永续盘存法计算，基本公式为Kt＝Kt－1(1－δ)＋It，以1978年不变价格来估算各地区每年的物质资本存量，其中It为各地区年度社会固定资产投资，δ为物质资本年折旧率，具体参数的计算可参见张军(2005)的研究。对于模型(5)的估计，考虑到截面数大于时期数目，并且Hausman检验拒绝了随机效应，故采用截面固定效应方法进行估计，进一步计算各省的全要素生产率。从各省的情况来看，样本期间福建省的全要素生产率高于其他省份，所以本文技术差距变量GAP定义为各省的TFP值与福建省TFP值的比值，GAP值越大，表明各省的全要素生产率越接近福建省，技术差距就越小。
解释变量中SEG变量SEGl和SEG2分别对应前文所定义的地区分割变量Seg1或Seg2与福建省相应变量的比值。Fdi变量为各省吸引的外商投资占资本存量份额与福建省的相应值之比；Ex为各省出口额与福建省相应值之比。控制变量Zi，t反映影响技术差距的其他因素，根据已有研究，本文主要考虑地区研发(Rd)、基础设施(Inf)和市场化程度(Mar)变量。文献研究表明，提高研发能力，能够直接促进地区技术进步，研发变量对地区技术差距的缩小有正向的影响，本文以各省每年的专利授权量来反映各省的研发程度。基础设施的改善降低了交易成本，有利于技术和要素的流动，对于技术进步和经济增长具有重要的作用。本文以电信容量指标来反映各省基础设施情况，用各省每年电信业的总业务量来衡量。预计该指标对缩小地区之间的技术差距也有积极的作用。中国转型经济的一个主要特征就是市场化改革和市场机制的不断完善。本文从产值和就业两个方面来度量各地区的市场化程度，分别采用其他经济单位职工(非国有经济单位和集体所有单位职工)占所有职工人数的比重(Mar1)以及国有经济工业总产值占总的工业总产值的比重(Mar2)来衡量。所有以上控制变量在模型中作为解释变量，均采取各省的变量值与福建省相应变量值的比值形式。考虑到所有指标数据的可获得性，本文选取1992－2006年28个省份(不包括海南、重庆和西藏)进行实证分析。所有以货币为单位的数据，均以1978年为基期的消费品价格指数进
行平减，以消除价格因素的影响。外商直接投资和出口的原始数据以万美元为单位，先通过当年人民币对美元汇率换算成人民币单位，再进行平减。关于各省份的外商直接投资额，1992－2004年数据来源于《新中国五十五年统计资料汇编》和各年度《中国统计年鉴》；2005－2006年数据来源于2006－2007年各地区的统计年鉴。职工人数数据来自于Fleisher Behon，李海峥，赵敏强和《中国统计年鉴》各年；工业总产值由于1998年以后工业统计的各类指标统计口径发生变化，只统计国有及规模以上非国有企业，所以工业总产值数据采用全部国有及规模以上非国有企业数据，国有企业数据采用国有及国有控股工业企业数据，1998－2003以及2005－2007年数据来源于《中国工业经济统计年鉴》各年；2004年采用规模以上工业企业数据，来源于2005年《中国区域经济统计年鉴》。其他各变量，1992－2004年的原始数据来源于《新中国五十五年统计资料汇编》，2005－2006年数据来自2006和2007年《中国统计年鉴》。
四、开放条件下我国地区分割影响技术差距的实证结果分析
本文采用截面加权固定效应和广义最小二乘法(GLS)估计模型，估计结果见表1。
表1模型①－②中解释变量仅包括地区分割和经济开放指标，模型③－⑥是增加了研发、基础设施和市场化程度变量后的回归结果。结果表示，变量均有显著的系数，地区分割指标SEGl有显著负的回归系数，指标SEG2有显著正的回归系数，并且回归系数值也相对稳定，约为0.001。被解释变量值越大，意味着各省的技术进步存在向前沿省份收敛的趋势，各省与前沿省份的技术差距在不断缩少。变量SEGl反映各省相对于福建省而言，与全国地区的分割程度，该值越大就意味着相应省份与全国其它省份的地区分割程度要大于福建省与全国市场的分割程度。回归结果表明该变量显著扩大了技术差距。而指标SEG2则反映了该省相对于福建省份而言，与全国其他省份的合作程度，从反面衡量了相对的地区分割，该值越大，意味着该省与全国其他省份的合作程度，要好于福建省与全国其他省份的合作程度。所有回归模型中变量SEG2都有稳定的正的回归系数，促进了技术收敛。综上分析可知，区域之间的市场分割并不利于技术扩散和收敛，地区分割程度越高，即地区间的贸易保护越严重，落后地区与先进省份之间的技术差距会越大；相反各省与全国其他省份之间的合作程度越高，越有利于促进该省的技术进步，缩小其与技术前沿省份之间的技术差距。
外商直接投资和出口变量都有相对稳定的正的回归系数，尤其是出口变量，其回归系数一直在1％的水平上显著，并且其系数值相对稳定，并不依赖于控制变量的增加和估计方法。这与预期一致，二者都可以缩小其他地区与福建省之间的技术差距。目前我国吸引的FDI大部分分布在沿海地区，FDI的进入通过国际技术扩散促进了我国沿海地区的技术进步，扩大了我国沿海地区与内地之间的技术差距，研究表明，促进一些好的外资企业往内地转移，逐步提高内地的引资份额，有利于缩小沿海与内地之间的技术差距。出口贸易也有利于技术水平的收敛。
研发对于地区问技术差距的缩小有积极作用，其回归系数都在1％的水平上显著。研发是自主创新的重要途径，许多实证文献均表明研发能够有效地促进技术进步，同时也有助于对外部技术溢出和知识扩散的吸收。基础设施变量的系数在所有回归结果中均不显著。尽管许多研究都强调了基础设施对于技术进步和经济增长的重要作用，但在实证中并没有得到稳健的实证支持，这与Fleisher Belton，李海峥，赵敏强的结论是类似的。因为，这些指标并不能综合反映我国各地区的基础设施情况，由于我国各地区经济发展的异质性，各种基础设施对于各地区的技术进步具有不同的作用。本文从产值和就业两个方面来度量我国各省的市场化程度，Mar1越大意味着各省相对于福建省而言，市场化程度越高；而Mar2越大，意味着比较于福建省，其他省份国有企业总产值在工业总产值中的比重越大，则该省的市场化程度越低。结果表明，前者的回归系数为正，但显著性依赖于不同的地区分割变量；后者有显著负的回归系数，即使采用不同衡量地区分割指标，依然是显著的，总体上市场化程度的提高有利于技术水平的提升，减少技术差距，加速技术水平的收敛。
五、结论
地区分割限制了要素和产品的自由流动，产生了要素市场扭曲和产出损失，扩大了地区间的技术差距；同时也在一定程度上抑制企业的竞争与合作，隔断外来技术对国内省份技术溢出的渠道。尽管已有研究探讨了我国地区分割程度的发展趋势、影响因素以及经济和技术效率损失等，但并未考察地区分割对于地区技术差距的影响作用。本文利用陈敏等的商品市场分割指标以及改进的徐振辉的省际合作指标，度量我国地区分割及其发展趋势，发现我国国内市场处于日趋整合的状态。进一步分析地区分割、经济开放影响技术差距与收敛的机制，基于徐振辉、Li and Xu的思路，建立分析我国省际技术差距的影响因素模型，采用我国省际面板数据研究了地区分割、经济开放等对地区间技术差距的影响。结果表明，地区分割扩大了各省份之间的技术差距，妨碍落后地区的技术进步；加强省际之间的经济合作和一体化有助于技术收敛。扩大出口贸易，提高引资份额在一定程度上有利于缩小地区间技术差距；加大研发、促进市场化改革对技术差距的缩小也有积极作用。
经济增长地区差距 篇5
从1978年改革开放至今，伴随着经济体制改革的不断深入和完善，我国经济保持了较为快速的发展，经济总量、居民收入水平不断增长，人民生活水平得到显著改善，但在居民收入不断增长的同时，我国居民收入之间的差距(涵括城乡居民收入差距、城镇居民收入差距、农村居民收入差距)却有扩大趋势。从图1可知：城镇和农村居民的基尼系数在1978年分别为0.16和0.21，均属于较低的水平。随着改革的不断进行，城镇和农村居民的基尼系数都在不断地增加，国际公认的基尼系数“警戒线”为0.40，而在2004年我国的城镇居民基尼系数为0.41，农村居民基尼系数在2005年达到0.41，随后还趋于上升。这说明我国城镇和农村居民的收入差距早已经突破了合理的限度，并且这种趋势还在不断地加深。从图2可知：我国居民的城乡收入比虽然从改革开放之初的2.5左右到1984年为1.5左右，经历了六年的不断下降，但是从1984年之后，一直在不断地上升，到2010年达3.5左右，表明城乡居民之间的收入差距不断地在扩大。从上面的分析可知，1978年改革开放以来我国的城镇居民收入差距、农村居民收入差距和城乡居民收入差距都在不断扩大，且这种差距都有不断扩大的趋势。
数据来源：《中国统计年鉴》(1978-2010)，国家统计局。
数据来源：《中国统计年鉴》(1978-2010)，经自己整理得到。
对于居民收入差距与经济增长的关系，一些学者对此进行了相关的研究，如2005年，陆铭等在联立方程和分布滞后模型的基础上，对我国1987～2001年省际面板数据进行研究，得出结论：收入差距对经济增长为负的影响;2006年，汪同三、蔡跃洲等使用协整理论及Granger因果检验分析了我国居民收入差距对投资与经济增长的关系，认为城镇居民收入差距的扩大促进了经济增长;2007年，王少平、欧阳志刚等基于计算的泰尔指数和我国实际人均GDP的变动特征而建立面板协整模型，指出改革开放初期的城乡居民收入差距促进了经济增长，而现阶段城乡居民收入差距的拉大对经济增长产生阻碍作用;2010年，曹裕、陈晓红、马跃如等运用1987～2006年间省级面板数据设立面板协整模型，对我国城乡居民收入差距与经济增长的长期关系进行了分析，研究表明在此期间我国城乡居民收入差距具有明显的阶段波动性和不断扩大的趋势，并且我国的城乡差距和经济增长之间存在着长期稳定的面板协整关系。
综上所述，针对居民收入差距与经济增长的关系问题研究，由于研究的背景、采用的方法、选取指标的不同，得出的结论也不同。已有研究的重点放在考察城乡收入差距对经济增长的影响上，本文的切入点主要在于不仅单独考察城乡居民收入差距的扩大与我国经济增长的关系，而且把城镇居民收入差距和农村居民收入差距这两个因素同时考虑其中，一起考察这种差距与我国经济增长的关系。
二、实证研究
（一）数据来源和变量的选取
本文的数据来源：(1)国内生产总值(GDP)和城镇居民可支配收入、农村居民纯收入来自《中国统计年鉴》(1978～2010)， (2)城镇居民基尼系数和农村居民基尼系数一部分来自《中国统计年鉴》(1978～2010)，一部分来自国家统计局公布的数据，城乡居民收入比经自己整理得到的。
设定GDP为被解释变量，CXSRB、CGINI、NGINI为解释变量，其中GDP为我国的人均国内生产总值，CXSRB为城乡居民收入比，CGINI城镇居民基尼系数，NGINI农村居民基尼系数。另外为消除时间序列数据中可能存在的异方差，对数据进行自然对数变换。
为了验证居民收入差距与经济增长的关系，以下通过平稳性检验、EG协整检验法和Granger因果关系检验来验证。
1. 平稳性检验
由于只有在变量一阶平稳的条件下，才能对变量的协整关系作分析，因此对变量进行协整分析之前，需要对变量的平稳性作出检验。下面主要采用的是ADF (Augmented Dickey-Fuller Test) 检验，通过Eviews软件对GINI、CXSRB和GDP进行平稳性检验。其中：ADF检验临界值的显著水平为5%，检验类型中的C, T, L分别表示单位根检验模型包括的常数项、时间趋势和滞后阶数。结果见表1。
从表1中可以看出，在显著性水平为5%时，取对数以后的人均GDP、CGINI、NGINI和CXSRB均存在单位根假设，即均为非平稳序列;但是对其差分后的时间序列再做ADF检验时，发现均能拒绝存在单位根假设，所以，LNGDP、LNCGINI、LNCXSRB、LNNGINI均为一阶平稳序列，可以对其进行回归分析。
2. 回归分析
设定LNGDP为被解释变量，LNCGINI、LNCXSRB、LNNGINI为解释变量，建立以下回归模型：LNGDP=αLNCGINI+βLNCXSRB+γLNNGINI进行回归分析，根据Eviews6.0软件分析得出方程：
其中：R2=0.99 DW=1.23 F=5291.5
根据回归系数可以看出方程不存在自相关和异方差性，方程各项检验数值均表现良好。从模型的回归分析结果可以看出：城乡居民收入差距的扩大和农村居民收入差距的扩大会对我国的经济增长产生抑制作用，而城镇居民收入差距的扩大对我国的经济增长具有一定的促进作用。
3. EG协整检验
为了检验回归模型的有效性，根据EG两步检验法，对回归模型的残差进行平稳性检验，平稳性检验结果见表2。
由表2可知：检验统计量为-5.417669，而检验的临界值为-2.963972，检验统计量小于显著性水平5%下的临界值，由此看来残差序列U是平稳序列，这表明序列变量之间存在协整关系。
4. Granger因果检验
从模型的回归分析结果可以看出：城乡居民收入差距的扩大和农村居民收入差距的扩大会对我国的经济增长产生抑制作用，而城镇居民收入差距的扩大对我国的经济增长具有一定的促进作用，但这种均衡关系是否构成因果关系仍需要进一步检验。下面将进行Granger因果关系检验(检验中滞后阶数的选取为2)确定居民收入差距与我国经济增长之间的相互影响关系。检验结果见表3。
从表3可知： (1) LNGDP不是LNNGINI的Granger原因的概率为0.0691，表示这种因果关系显著，LNGDP是LNNGINI的Granger成因。LNNGINI不是LNGDP的Granger原因的概率为0.4337，表示这种因果关系比较显著，LNNGINI是LNGDP的Granger成因。Granger因果检验说明：经济的不断增长已经导致我国农村居民收入差距的不断扩大，并且这种差距的扩大在一定程度上对我国的经济增长起阻碍作用。 (2) LNGDP不是LNCXSRB的Granger原因的概率为0.0169，表示这种因果关系显著，LNGDP是LNCXSRB的Granger成因。LNCXSRB不是LNGDP的Granger原因的概率为0.0842，表示这种因果关系显著，LNCXSRB是LNGDP的Granger成因。Granger因果检验说明：经济的不断增长已经使得城乡居民收入差距不断扩大，这在我国尤其突出，与此同时城乡居民收入差距的扩大对我国的经济增长会产生阻碍作用。 (3) LNGDP不是LNCGINI的Granger原因的概率为0.1371，表示这种因果关系显著，LNGDP是LNCGINI的Granger成因。LNCGINI不是LNGDP的Granger原因的概率为0.9556，表示这种因果关系不显著，LNCGINI不是LNGDP的Granger成因。Granger因果检验说明：经济的不断增长已经导致城镇居民的收入差距的扩大，但城镇居民收入差距的扩大对经济的增长并没有阻碍作用。
三、结论和政策建议
通过上述实证分析我们初步可以得出以下三点结论:
(一)随着我国经济的不断发展，城乡居民收入差距、农村居民收入差距和城镇居民收入差距都在不断地扩大，而它们之间的收入差距对经济的影响主要体现在：城乡居民之间的收入差距和农村居民之间的收入差距的扩大对我国的经济增长有阻碍作用，城镇居民之间的收入差距的扩大对经济增长具有促进作用。
(二)我国的经济增长和城乡居民收入差距、农村居民收入差距、城镇居民收入差距存在着长期协整关系。
(三)农村居民之间的收入差距与经济增长的互为双方的Granger原因，城乡居民之间的收入差距与经济增长也互为双方的Granger成因，经济增长是城镇居民收入差距的Granger成因，但城镇居民收入差距不是经济增长的成因。
由此可见，不断缩小城乡居民收入差距和农村居民收入差距是保证我国经济和谐增长的必要前提。尽管实证表明，城镇居民收入差距在一定程度上是能够刺激经济增长的，其深层次的原因有待于挖掘，但从长远来看，城镇居民收入差距过大，会引发社会不稳定、社会分化及社会投资与需求环境的恶化，可能对未来的持续增长不利，因此控制城镇居民之间的收入差距在一个合理的范围内是非常有必要的。为此，我们应着手缩小居民之间的收入差距，确保我国经济又好又快的增长。
首先，农业生产力水平低下是导致城乡居民收入差距的一个重要因素，因此必须加快推动农业产业化，使农业产业化发展，提高农业劳动生产率。此外，合理调整国家分配制度，加大财政对农业的补贴是缩小城乡差距的一个重要措施。再者，建立公共财政，加大对农村的投入，构建完善的农村贫困人口的转移支付制度和社会保障制度，是最有效的缩小城乡差距举措。
其次，采取各种措施增加农村居民的收入，尤其是增加农村低收入者的工资性收入，改变农村居民的收入来源对农业依赖程度过高的状况，为他们提供更多的非农就业机会。此外，加大对农业的支持力度和农村基础设施建设的力度，不断改善农村地区的基础设施条件和农村地区的农民生产生活条件，以逐步缩小农村居民的收入差距。
再次，提高城镇中低收入者的收入。提高城镇中低收入者的收入不仅有利于缩小城镇居民之间的收入差距，而且有助于提高城镇居民的平均消费倾向，从而不断扩大内需，使消费成为拉动经济增长的新亮点，不断推动经济发展。此外，中低收入者的财产性收入较少，收入来源主要靠工资，提高劳动者薪酬占初次分配的比重显得非常重要，并加大对垄断行业和高收入阶层的收入调节，完善垄断行业的工资管理机制，极力缓解财产性收入加剧目前的城镇居民收入差距的状况。
摘要：居民收入差距和经济增长的关系, 一直是中国学术界研究的重点。文章主要基于1978～2010年的数据, 对中国的居民收入差距与经济增长之间的关系做实证分析。作者认为:城乡居民收入差距和农村居民收入差距的扩大对中国的经济增长有抑制作用, 城镇居民收入差距的扩大对经济增长有促进作用, 且都存在长期协整关系。进而提出缩小居民收入差距的相应措施, 减少其对经济增长的抑制作用, 推动经济合理快速增长。
关键词：城乡居民收入差距,经济增长,协整关系
参考文献
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[2]田新民, 王少国, 杨永恒.城乡收入差距变动及其对经济效率的影响[J].经济研究, 2009 (7) :107-118.
经济增长地区差距 篇6
改革开放以前分配领域的绝对平均主义，缺乏必要的激励机制，导致生产的低效率，改革打破了原来的平均主义，让一部分人先富起来，市场经济的不断确立，不可避免地会有收入差距。三十多年的改革经验证实，收入分配比原来改革之初设想的要复杂得多，在效率问题逐渐解决的同时，收入差距不断扩大，据世界银行统计，我国的基尼系数为0.478，我国的基尼系数在120个国家中排到了85位，接近某些经济停滞、社会分化的拉美、非洲国家水平，我国从一个较平等的国家正在变为一个收入差距很大的国家。
（一）城乡收入差距
总体上我国城乡收入差距经历了一个从缩小到迅速扩大的过程，1978年，改革之初，城乡人均可支配收入比为2.57，这一数据在1985年为1.84，这期间家庭联产责任制的推广，农产品管制的放松以及价格政策的支持，极大地调动了农民的积极性，同时乡镇企业的异军突起，增加了农民的收入途径，城乡收入缩小。20世纪80年代中期特别是九十年代以来，伴随着国有经济的改革，民营经济的发展，以及国家城市偏向政策的推动，城乡收入差距迅速拉大。2008年，城乡人均可支配收入比在上年3.33的基础上扩大为3.36，城乡人均可支配收入绝对数首次突破一万元，据估算，如果将城市职工的隐形收入算在内，城乡收入比重为5至6倍。世界上很少有国家城乡收入比突破2，我国毫无疑问是世界上城乡收入最大的国家之一。
（二）地区收入差距
资源禀赋、历史条件、经济基础的不同造成地区间经济发展的不平衡，但国家地区偏向的政策在很大程度上加大了这种不平衡，改革的优惠政策首先在东部地区实施，体制的改革极大地促进了我国的生产力，在市场机制的作用下，人力、金融等其他经济资源流向东部，随着东部地区的发展，东部地区拉大了与中西部地区的收入差距。1978年，东中西部地区人均收入分别为214元、184元、165元，地区间收入差距基本均衡，随着改革的推进，到1994年，东部地区人均收入达到5019元，中部地区为3161元，西部地区为2617元，东部地区人均可支配收入分别为中部地区的1.587倍，西部地区的1.91倍。到2000年这一比重分别为2.26倍、2.05倍，2010年这一比重扩大为2.382倍、2.12倍。虽然2000年国家实施了西部大开发战略，但地区差距并没有因此缩小，反而呈现了不断扩大的态势。
（三）行业收入差距
在经济转型过程中，各行业收入总体上呈现出不断扩大的趋势，最高行业收入有1990年的1.74上升为2008年5.02倍，根据国家统计局数据显示，高收入行业主要是一些垄断行业 (如电力、金融、交通、邮电) 以及一些高科技行业 (如生物、电子、制药) ，低收入行业主要是农业及一些充分竞争行业(如餐饮、服装、住宿)。关艳丽在《经济增长中的收入分配》一文中指出，2008年我国行业间职工平均工资的基尼系数比1990年高出1.5倍，泰尔指数则增长了5.56倍。
二、经济增长与收入分配差距关系探讨
经济增长和收入分配是经济学家永恒的研究话题，经济增长与收入分配的关系是生产力与生产关系的关系，经济增长为收入分配提供物质基础，是分配之源，同时合理的收入分配可以促进经济的进一步增长。
（一）经济增长影响收入分配差距的机制
经济增长通常是指一个国家人均产出(或人均收入)水平的持续增加。对我国这样一个发展中国家，经济增长过程是和工业化与城市化相伴发生的。经济中工业部门和农业部门，由于部门性质不同，生产力水平也不相同。由于工业部门和农村部门劳动生产力水平的差异，收入差距不可避免。在部门内部收入差距小于部门间收入差距的条件下，引起生产要素在部门间流动。但随着农村剩余劳动力的不断转移到工业部门，以及农业部门劳动生产力的提高，两部门收入差距不断缩小，直到消失。经济增长伴随着就业的增加与劳动力的不断转移，劳动力的不断转移，部门间差距也随之缩小，直至部门间差距消失。经济增长引起就业增加，进而促进劳动力转移，进而对收入分配产生影响。研究表明，经济增长与收入分配差距经历一个倒U型关系，在经济发展初期，经济增长首先拉大收入分配差距，随着经济不断增长，收入差距会不断缩小。
（二）收入分配差距对经济增长的影响机制
收入分配差距通过供给和需求两个渠道影响经济增长。收入分配差距通过物质资本的积累和人力资本的投资影响总供给，通过消费需求和投资需求对总需求产生影响。
1. 收入分配差距对供给的影响
不同的经济增长理论都分别从不同角度证实了物质资本和人力资本在经济增长中的作用，技术进步和物质资本与人力资本密切相连，总体现在一定的物质资本和人力资本上，物质资本和人力资本是经济增长的基本因素。
储蓄作为收入的函数，富人比穷人有更强的储蓄倾向，收入分配差距越大，财富越向富人阶层集中，越有利于储蓄增加，进而增加物质本投资，从而促进经济发展。
但是在知识经济时代，人力资本越来越成为影响总供给的决定因素，收入分配差距，通过人力资本的积累对总供给产生影响。投资作为投资回报率的函数，人力资本投资是高回报率的投资，但是在金融市场不完善的情况下，家庭关于人力资本的投资取决于家庭的初始禀赋及家庭收入，收入分配差距越大，财富越向富人集中，富人可以进行人力资本投资，但多数的穷人却无力进行人力资本投资，收入分配差距会进一步拉大，这样就会形成收入分配差距和人力资本投资的恶性循环，最终用于人力资本的投资会越来越少，接受教育的人也就越来越少，越来越少的人接受人力资本投资越不利于总供给的增加。
收入分配差距通过物质资本的积累和人力资本的投资影响总供给，收入分配差距的存在对物质资本的积累有个正的促进作用，而对人力资本投资则存在一个负的效应，所以收入分配差距对总供给的影响取决于二者净效应之和。
2. 收入分配差距对总需求的影响
总需求包括消费需求、投资需求、政府支出及净出口，收入分配差距主要通过消费需求和投资需求影响总需求，对政府支出和净出口影响较小。本文主要选取消费需求和投资需求进行分析。
根据消费函数y=α+βy (y代表收入变量，α代表自主消费变量，β代表边际消费倾向)，有消费函数可知，消费需求取决于收入和边际消费倾向。收入分配差距使财富在富人阶层积聚，与收入分配公平相比，低收入阶层消费能力降低，高收入阶层奢侈品需求增加，收入分配差距对消费的影响等于二者的净效应。在收入分配不平等严重的社会中，社会财富聚集在少部分群体中，其所带来的消费需求特别是奢侈品的需求将远远小于社会大部分人群因未获得相应财富而减少的消费需求，这就是说，收入分配不平等越严重，居民的总体消费水平也就越低，其对经济增长的贡献也就越小(权衡，2002)。
收入分配差距同样可以通过边际消费倾向影响消费需求，由于边际消费倾向递减，随着富人阶层收入水平的提高，储蓄倾向增加，而穷人由于收入水平较低，有较高的边际消费倾向。收入分配不平等，在总体上降低了社会的边际消费倾向，进而减少了消费需求。我国高储蓄、低消费的现状，和收入分配不平等有很大关系。
投资需求，被凯恩斯认为需求结构中最活跃的因素，投资需求除受投资回报的影响外，社会和市场的稳定则是投资的前提和基础。在其他条件一定的情况下，社会和市场越稳定，越有利于投资的增加。社会收入分配差距是社会不稳定的根源，失业和贫困这些因素在低收入阶层不断积聚，极易引起他们对社会的不满，这样社会越不稳定。在社会收入分配不平等的情况下，穷人的犯罪率越来越高。社会的不稳定，将严重影响投资需求的增加。
三、促进收入分配更加公平的思考
通过经济增长和收入分配差距的互动关系分析可知，经济增长是收入分配的物质基础，通过劳动力的转移，经济增长最终可以起到缩小收入分配差距的作用;收入分配差距通过总供给、总需求两个渠道影响经济增长。由于二者的互动关系，我们解决收入分配差距问题应在经济增长和收入分配差距互动的框架下去解决，不应该就收入分配差距而论收入分配差距。
(一)政府可以通过直接干预或金融调节两种渠道促进人力资本投资。教育不但具有较高的投资回报率，同时有较强的外部性，教育有准公共物品特性。金融市场的不完善，穷人由于收入约束，又不能通过金融借贷进行人力资本投资。教育这两方面的特性使作为公共服务导向的政府应该增加教育经费投入。另外，应该促进教育金融市场的发展，增加融资渠道，政府可以通过助学贷款、提供担保等多种形式为人力资本投资提供金融支持，促进人力资本投资。
(二)我国的收入分配严重不平等，并不是市场经济的改革引起的，相反恰恰是因为市场经济改革的不充分，垄断是引起收入分配差距的重要因素，我国收入最高的行业与收入最低的行业平均工资收入相差5倍多，而发达国家这一差别不到两倍。行政性垄断给行业带来巨大的超额利润，而不是平均利润率，超额利润大都没有回馈给国家和社会，大部分转化为这些行业经营者和职工的收入、福利等。这是导致行业之间收入差距过大的根本原因，是对按劳分配为主的分配关系的扭曲。因此打破行政垄断，成为了规范收入差距的重要举措。
(三)劳动力从农业部门向工业部门转移，可以为广大剩余劳动力提供就业机会，提高他们的收入，同时农业部门劳动生产力的提高也可以起到缩小收入差距，促进社会公平的作用。我国长期以来的城市偏向发展战略造成城市化严重滞后，针对我国城市化滞后于工业化的现实，我国应该加快城市化进程，加快农村剩余劳动力转移。城市化以及与之相伴随的农村劳动力流动和就业效应，是缩小收入差距的一条重要途径。我国是一个农业人口占很大比例的国家，最大限度提高农民的收入水平，对缩小城乡居民收入差距意义深远。目前发达国家的城市化率最低为78%，有的甚至达到90%以上，我国的城市化率为50%左右，我国城市化和发达国家的差距还非常大。因此，要加快城市化进程，走大中小城市协同发展的城市化道路，同时支持有条件的地区就地进行剩余劳动力安置，城市化和城镇化协同发展。另外，要继续加大对农村的扶持力度，为农业生产、农村发展提供资金、人才支持，促进农业部门自身的发展，缩小农业部门和工业部门收入差距。
摘要：改革开放以来, 我国GDP年均以9.6%的速度高速增长, 人均GDP也保持了8.28%的速度, 在我国经济取得巨大成就的同时, 收入分配差距也在不断扩大。本文首先从多视角对我国收入差距现状进行分析;接着探讨了收入分配差距与经济增长之间的关系;最后, 在经济增长与收入分配互动的框架下, 为缩小收入分配差距提出政策建议。
关键词：经济增长,收入分配,物质资本,人力资本,总需求
参考文献
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经济增长地区差距 篇7
相关统计数据显示, 2011年, 云南地区生产总值达到8 893.12亿元, 人均生产总值19 265元/人, 城镇化率达到36.8%。虽然云南农村的经济社会发展突飞猛进, 但是随着工业化和超市化进程的不断推进, 云南的城乡差距并没有得到根本扭转。虽然我国在逐步建立城乡一体化的机制, 但是在实际经济发展过程中, 仍然存在城乡分割、城乡差距不断拉大的问题。美国著名发展经济学家、诺贝尔奖获得者刘易斯提出了“二元经济结构”理论。他曾经形象地比喻:城镇现代部门与农村传统部门的收入差距是“陡峭的海岸”而不是“平缓的沙滩”。数据显示, 2011年云南城乡居民收入比达到3.93倍, 加上公共服务的差距, 城乡的“实际差别”更大。云南的经济增长、城镇化和城乡收入差距扩大之间, 到底存在怎样的作用机制和相互影响呢?本文将利用VAR模型, 对三者的相互关系做系统分析。
1 指标的选取与数据的预处理
为分析云南城镇化、经济增长和城乡收入差距之间的关系, 本文选用的指标有:经过调整计算的城镇化率 (PU) 、云南人均地区生产总值 (PGDP) 、云南城乡居民收入比 (IR) , 本文采用的数据分别为1978-2011年云南各指标年度数据, 所有原始数据都取自历年《云南统计年鉴》。为了计算方便, 本文对城镇化率 (PU) 和云南城乡居民收入比 (IR) 乘以100处理。为了使数据更具有可比性, 采用1978年为基期的零售价格指数对云南人均地区生产总值 (PGDP) 进行了平减处理, 消除价格变动的影响。为消除所选指标数据中可能存在的异方差问题, 本文对所选指标序列取自然对数处理, 通过对数变换后的变量相应依次为lnPU、lnPGDP、lnIR。采用Eviews6.0软件进行数据分析。原始数据见表1所示。
数据来源:根据历年《云南统计年鉴》整理得出
2 云南城镇化、经济增长和城乡收入差距之间关系的实证分析
2.1 单位根检验
为避免伪回归问题, 本文在进行动态回归模型拟合前, 先对各序列利用ADF检验法进行平稳性检验。
注: (c, t, d) 分别代表所检验的方程中的截距项, 时间趋势项以及滞后阶数;滞后阶数的选择自动按SIC 最小准则法确定;D (X) 表示变量X的一阶差分。
以上检验结果 (表2) 可以看出:lnPU、lnPGDP、lnIR三个变量的ADF统计量的绝对值小于5%显著性水平下的ADF检验临界值的绝对值, 表明这三个变量序列在5%的显著性水平下都是非平稳的。接下来进一步检验可见, lnPU、lnPGDP及lnIR的一阶差分在95%的置信水平下都是平稳的。从检验结果可知, 这些变量都是一阶单整的, 而其差分是平稳的, 说明它们之间存在协整的可能性, 即这些变量之间可能存在长期均衡关系。
2.2 Johansen协整检验
因为lnPU、lnPGDP及lnIR皆为单整序列, 可以对其进行协整关系检验。接下来本文使用的是Johansen协整检验法对此多变量系统进行协整检验。特征根迹检验和最大特征值检验的结果如表3和表4所示:
注:*表明在5%的显著性水平下拒绝原假设
根据协整检验的特征根迹检验以及最大特征值检验的结果, 可以得出结论:对应原假设为不存在协整关系, 在95%的置信水平下是拒绝原假设的, 证明3个变量之间存在协整关系;对应原假设为最多存在一个协整关系, 在95%的置信水平下是不能拒绝的。因此, 在5%的显著水平下3个变量间存在协整关系。
2.3 建立向量自回归模型 (VAR)
在本文选择的变量:lnPU、lnPGDP及lnIR的基础上, 我们构建了一个3维的向量自回归模型。并且, 为了确定VAR模型的最佳滞后阶数, 本文利用模型滞后期确定准则进行筛选比较, 结果见表5:
注:*表示根据相应的准则确定的滞后阶数。
滞后阶数越大, 自由度就越小。一般根据AIC和SC取值最小准则来确定阶数。如果AIC和SC并不是同时取值最小, 采用LR检验进行取舍。根据表4-10的结果显示, 其中的4个评价指标都认为应该选择的滞后期数为2, 所以, 建立VAR (2) 。模型方程如下:
undefined
实证分析结果可以看出模型的拟合优度分别是0.955 016、0.997 700、0.982 892, 调整后的模型拟合优度分别是0.944 220、0.997 148、0.978 786。模型结构比较稳定, 模型拟合效果很好。
2.4 格兰杰因果关系检验
本文对VAR模型中涉及到的3个变量进行了Granger因果检验, 研究变量之间的相互关系, 具体检验结果见表6所示:
从表6中我们可以看出:在10%的显著水平下, 第一, 云南人均地区生产总值 (LNPGDP) 是城乡收入差距 (LNIR) 的格兰杰原因, 城乡收入差距 (LNIR) 是人均地区生产总值 (LNPGDP) 的格兰杰原因, 二者互为格兰杰原因, 第二, 云南人均地区生产总值 (LNPGDP) 是城镇化发展 (LNPU) 的格兰杰原因, 而城镇化发展 (LNPU) 不是人均地区生产总值 (LNPGDP) 的格兰杰原因, 两者是单向的因果关系。第三, 城镇化发展 (LNPU) 不是城乡收入差距 (LNIR) 的格兰杰原因, 而城乡收入差距 (LNIR) 是城镇化发展 (LNPU) 的格兰杰原因, 这表明二者之间存在一种单向的因果关系。
2.5 脉冲响应分析结果
根据文章分析的需要, 下面分别给云南城镇化 (LNPU) 、经济增长 (LNPGDP) 和城乡收入差距 (LNIR) 一个正的单位大小的冲击后, 得到关于城镇化 (LNPU) 的脉冲响应函数图。结果见图1, 其中实线系用来表示脉冲响应函数, 虚线则用来表示正负两倍标准差偏离带。
我们从图1可以看出, 云南城镇化 (LNPU) 的发展变动对自身的响应是同向变动的, 第一期立即有较强的响应, 第二期以后下降, 在第5期达到最低点后慢慢收敛。当在本期给经济增长 (LNPGDP) 一个正向冲击后, 给城镇化 (LNPU) 带来的冲击作用在当期作用比较小, 第2期开始为微弱的负效应, 以后各期显示为微弱的正效应。当于本期给城乡收入差距 (LNIR) 一个标一个正向冲击后, 给城镇化 (LNPU) 带来的冲击作用为负, 以后负向响应越来越大, 到第4期达到最低点。随后慢慢上升, 到第7期以后收敛呈现微弱的负影响。
2.6 方差分解分析
方差分解用来研究VAR模型的动态特征。它的思想是, 把模型中的每一个内生变量 (共k个) 的波动变化按照其成因可以分解为和各方程新息相关联的k个部分, 因此得出各新息对模型的内生变量的相对重要性大小, 以及其对各期预测方差的贡献度。下面利用本文已经建立的VAR进行方差分解分析, 具体结果如表7所示:
从方差分解表可以看出, 城镇化 (LNPU ) 的预测方差前期主要还是受其自身影响, 第1期预测就达到了100.00%, 其后自身的影响快速下滑, 影响程度不断降低。经济增长 (LNPGDP ) 和城乡收入差距 (LNIR) 在当期对城镇化 (LNPU) 预测方差的贡献度均为零, 但此后呈现逐渐增强的趋势。城乡收入差距 (LNIR) 在早期对城镇化预测方差的贡献增长较快, 说明城乡收入差距 (LNIR) 无论是从短期还是从长期来分析, 对城镇化 (LNPU ) 的影响都比较大。经济增长 (LNPGDP) 对城镇化 (LNPU) 预测方差的贡献度第3期以后增长较快, 到第10期时, 这种方差解释贡献度为13.03%, 这反映了经济增长 (LNPGDP) 对城镇化 (LNPU ) 的影响无论是短期还是长期都偏小。
城镇化 (LNPU) 对经济增长 (LNPGDP) 的冲击的预测方差贡献第1期就达6.18%, 以后各期增长较快, 第10期的时候, 已达到38.40%, 说明, 长期来看, 城镇化 (LNPU) 对经济增长 (LNPGDP ) 的影响非常显著。城乡收入差距 (LNIR) 对经济增长 (LNPGDP ) 的冲击的预测方差贡献第一期为0.00%, 第2期迅速增长为10.38 %, 到第7期时达21.45 %, 以后各期略有下降。
城乡收入差距 (LNIR) 短期中主要是受其自身冲击的影响, 城镇化 (LNPU ) 和经济增长 (LNPGDP) 的冲击对城乡收入差距 (LNIR) 的影响是非常微弱的。影响慢慢上升, 到10期的时候, 分别为13.35%和10.56%%。这说明了无论是从短期还是从长期来分析城镇化 (LNPU ) 和经济增长 (LNPGDP) 对城乡收入差距 (LNIR) 的影响都较低。
3 结语
从世界城镇化发展的历程来看, 城镇化是经济与社会发展由初级走向高级的一个历史过程, 是一个国家或地区经济社会发展的必然产物。同时, 城镇化的发展, 也进一步推动地区的经济发展。本文利用1978-2011年云南城镇化发展 (LNPU) 、人均地区生产总值 (LNPGDP) 和城乡收入差距 (LNIR) 的时间序列数据, 创建了一个反映三者之间动态均衡关系的VAR模型, 接着通过格兰杰因果分析、脉冲响应函数分析和方差分解分析技术研究了云南城镇化发展 (LNPU) 、人均地区生产总值 (LNPGDP) 和城乡收入差距 (LNIR) 之间的长期动态均衡关系。依据本文建立的VAR模型的分析, 能得出以下结论:
经过单位根检验结果显示出:云南城镇化发展 (LNPU) 、人均地区生产总值 (LNPGDP) 和城乡收入差距 (LNIR) 都是非平稳的时间序列, 但是经过协整检验, 结果表明三个变量之间有一个协整关系, 即三个变量之间存在长期的动态均衡关系。在10%的显著水平下, 第一, 云南人均地区生产总值 (LNPGDP) 是城乡收入差距 (LNIR) 的格兰杰原因, 城乡收入差距 (LNIR) 是人均地区生产总值 (LNPGDP) 的格兰杰原因, 二者互为格兰杰原因, 表明云南的城乡收入差距与其人均地区生产总值之间的关系符合美国经济学家库兹涅茨提出的“倒U型”假说:一个国家收入分配的不平等会随着初期经济发展而扩大, 达到最高点后, 又会随着经济的进一步发展而改善。也就是云南的经济增长在开始阶段是以城乡收入差距的迅速扩大为代价的。随着城乡的统筹发展, 云南的经济增长依然伴随着城乡收入差距, 但差距相对稳定, 甚至有所下降。第二, 云南人均地区生产总值 (LNPGDP) 是城镇化发展 (LNPU) 的格兰杰原因, 而城镇化发展 (LNPU) 不是人均地区生产总值 (LNPGDP) 的格兰杰原因, 两者是单向的因果关系。现阶段城镇化内在的结构变动对经济增长的反向效应还未充分显现, 可能与云南现有的城镇结构体系不合理, 产业发展不够完善等问题密切相关。第三, 城镇化发展 (LNPU) 不是城乡收入差距 (LNIR) 的格兰杰原因, 而城乡收入差距 (LNIR) 是城镇化发展 (LNPU) 的格兰杰原因, 这表明二者之间存在一种单向的因果关系。说明现阶段“二元经济结构”等城镇偏向政策导致城乡收入差距增大, 使农民产生进城的欲望, 进而推动城镇化进程。
摘要：随着工业化和城市化进程的不断推进, 云南的城乡差距并没有得到根本扭转。利用VAR模型, 对云南的经济增长、城镇化和城乡收入差距三者之间的作用机制和相互影响做系统分析。分析结果表明:三者之间存在长期的动态均衡关系, 在10%的显著水平下, 云南人均地区生产总值和城乡收入差距二者互为格兰杰原因, 云南人均地区生产总值是城镇化发展的格兰杰原因, 城乡收入差距是城镇化发展的格兰杰原因。
关键词：云南,城镇化,经济增长,收入差距,VAR模型
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经济增长地区差距 篇8
随着国内经济总量持续上涨, 我国部分地区的区域贸易差距慢慢显现出来, 受到很多经济学家的重视。近年来, 我国对外贸易不断增长, 1980年我国的对外贸易总而只有380.51亿美元, 但到2012其总额有38774亿美元, 增长速度较快。尽管这样, 但我国西部地区与东部地区的贸易差距非常大。当前很多经济家都将重点放在分析国内地区的经济差异, 却忽略了对区域贸易差距的分析。因此, 有效的分析其影响因素及区域贸易差距较大对经济可持续增长所造成的影响显得非常重要, 并提出相对应的解决措施, 这样不仅能解决我国地区发展中引发的不平衡问题, 还能为实施经济可持续发展的战略提供相应的依据。
二、机理分析
国外技术溢出冲击、区域贸易差距及经济可持续增长, 三者间的作用机制主要包括以下几方面:第一, 区域贸易差距在一定程度造成物质与人力资本从一些落后的地区直接流动到经济发达的地区, 因此, 与贸易较为落后的地区相比, 发达地区更能吸引国外先进技术。一旦发生国外技术冲击, 贸易发达的地区就能较好的吸引国外技术, 进而增强发达地区的自主研发及创新能力, 不断优化本区域的贸易结构, 以便提升国市场上的竞争力, 进一步扩大区域贸易差距。第二, 区域贸易差距在一定程度上帮助济可持续增长, 又会因贸易差距较大造成资源的配置失衡, 从而抑制了贸易经济可持续增长。
三、实证方法和数据说明
(一) 分析模型
以下主要分析实证模型与估算方法。因惯性或者部分调整, 很多个体行为应与过去行为有一定联系, 所以, 在下面所分析的实证模型中需包括有被解释的变量滞后值, 如 (1) 式所见, 也可将其称为动态面板的数据模型。
针对上述模型, 被解释的变量lgdpi代表区域内人均实际产出数值, F_tipi代表国外技术溢出冲击的指标;D_rd、G_tredei分别为研发的存量与区域贸易差距的指标。本文主要说明各级政府在内财政总支出在地方政府与中央政府间如何分配, 对区域经济增长所造成的影响。ci为地区的固定效应, 表明不随时间变化而影响经济增长的因素;βt代表时间的固定效应, 表明只有时间变化和地区因素没有联系, 进而影响地区经济持续增长的因素;εi, t指服从标准的正态分布的干扰项。作为查看国外技术溢出冲击会对区域贸易差距造成一定的影响, 进而影响到经济可持续增长, 及查看区域贸易差距对于经济可持续增长作用的有效路径, 并在模型 (1) 基础之上增加F_tipi、D_rd及G_tredei交互项与G_tredeie二次项, 如模型 (2) 所示。
因考虑区域贸易差距会对经济可持续增长造成影响, 可能会出现拐点效应, 可推测国外技术溢出冲击可能对经济持续增长造成的影响, 和国外技术溢出冲击自身有很大的联系, 同时也和国外技术溢出冲击与区域贸易差距之间存在的作用相关。因此, 国外技术溢出冲击对于经济增长边际造成的影响应控制在区域贸易差距合适的范围内进行, 建立模型 (3) 。
针对以上模型进行估计, 可根据差分矩估计, 先按照基础模型计算差分, 之后使用一组滞后解释变量当做差分方程当中变量的工具变量。
(二) 核心变量的构建与描述
1、区域差距。当前度量区域差距指标有变异系数与广义熵指数。但该种度量方法主要反映国家的经济差距水平, 难以刻画出区域的个体差异。因此, 应建设一个度量的区域差距指标, 这样不仅能反映出整个地区的个体差距, 又可以使用面板的数据来计量, 具体公式如下:
G_Xit=Xmax (j) t/Xit
Xmax (j) , t代表t时期的指标X最大值, 作为参考系的指标;Xi, t代表t时期的第i区域的指标X值, G_Xi, t代表第i地区在t时期和参照系的指标差距。按照这个度量的方法, 区域贸易差距的计算方法如下:G_tradei, t=Trademax (j) , t/Tradei, t
G_tradei, t代表第i区域在t时期和参照的地区贸易差距, Trademax (j) , t与Tradei, t代表t时期参照的地区进出口总额与t时期的第i区域进出口的总额。
2、国内研发存量。作为吸收国外技术溢出指标, 国内研发存量和资本存量相同, 使用永续盘存法来进行计算:
D_rai代表当期的研发存量, Drt-1代表上期的研发存量, δ是折旧率, Et-1是上一期研发支出。本次将初期的研发存量计算公式和初期的资本存量计算公式设计相同, 所设定如下:
D_rd0+E0/ (g+δ)
3、国外技术溢出。使用进口贸易中含有的国外研发存量当做国外技术溢出指标。并设计如下计算公式来度量国外技术溢出。
其中mijt代表i国从j国进口额, yi, t代表j国产出, F_rdjt代表研发存量, F_tipi, t, t代表国外技术溢出指标。
四、实证检验结果
第一, 内生增长理论认为技术进步属于经济持续增长的有效动力, 本次所分析国外技术溢出可将其视为技术进步的关键原因。因此, 应先遵循内生增长理论的模型来分析国外技术溢出与国内分析经济持续增长造成的影响, 在控制了其他变量后, 实证检验结果详见表1第 (1) 与第 (2) 列。实证结果表明, 无论是差分矩的估计或系统矩的估计, 从总体上来看国外技术溢出对于经济持续增长的效应十分良好, 当F_tip1%上升一单位, 人均实际的GDP可能会增加大约6%。并且国内研发对于经济持续增长也有一定的显著正效应, 当D_rd上升1%的单位, 人均实际的GDP大约增加13%。通过分析以上实证检验结果, 充分表明内生增长理论所认为的技术进步属于经济增长重要动力的证据。
之后查看区域贸易差距对于经济可持续增长造成的影响, 所估计的结果显示出G_trade的系数显著为正, 充分表明区域贸易差距可对经济持续增长产生正效应。根据收敛理论可知, 长时间以来, 随着区域贸易差距渐渐增大, 对经济持续发展会造成不利影响。因此, 区域贸易差距与经济可持续增长间可能会存在一定“拐点”或倒U型的关系。因此, 可在表1中第 (4) 与第 (5) 列当中加入区域贸易差距的变量二次项。实证检验结果表明, G_trade^2的系数显著为负值, 并且区域贸易差距的一次项系数显著为正, 充分表明区域贸易差距与经济持续增长间存在“拐点”或倒U型的关系。
以上国外技术溢出冲击与区域贸易差距作用间机制表明, 国外技术溢出冲击在一定程度上可扩大区域贸易差距, 因此, 关键分析国外技术溢出冲击与区域贸易差距间的互相作用, 而且在该种互相作用之下区域贸易差距对于经济持续增长边际效应。充分表明国外技术溢出冲击与区域贸易差距间具有互补的作用, 表明区域贸易差距的渐渐增大, 国外技术溢出冲击对于经济持续增长造成的正向作用渐渐增大;并且国外技术溢出冲击对于区域贸易差距冲击造成的效应加大, 区域贸易差距对于经济持续增长产生的正向效应较大。 (表1)
五、国外技术溢出冲击和区域贸易差距间的互相作用
国外技术溢出冲击与区域贸易差距间的互相作用, 经济持续增长影响与区域贸易差距对于经济持续增长的边际效应, 并根据Woodridge方法来评估模型 (3) , 在模型当中融入国外技术溢出冲击、区域贸易差距的变量交互项、国外技术溢出冲击变量和区域贸易差距的变量二次项交互项, 所估计的结果如表2所示。
从上表可知, F_tip和G_trade交互项的系数显著为正, F_tip和G_trade^2交互项的系数显著为负, 检验结果的意义非常重要。从表中估计可知, 能得出区域贸易差距对于经济持续增长的边际效用的关系式。
从上式可知, 区域贸易差距对于经济增长边际效应和国外技术溢出冲击, 并且国外技术溢出冲击与区域贸易差距间互相作用相关, 这种检验结论也能当作区域贸易差距与经济可持续增长间的倒U型关系做出解释。并从上式得出国外技术溢出冲击和区域贸易差距间存在的函数关系, 如下式所见。
从上式可知, 国外技术溢出冲击和区域贸易差距间互相作用的贸易差距间函数。也就是区域贸易差距应满足相关条件, 这时国外技术溢出冲击和区域贸易差距间才可具有一定的互补效应, 并计算出区域贸易差距的临界值1.85。该项结果表明, 若G_trade<1.85, F_tip和G_trade间存在一定的互补关系, 而且区域贸易差距对经济持续增长的边际效应为正;若G_trade>1.85, F_tip和G_trade间存在一定的替代关系, 这时的区域贸易差距对于经济可持续增长边际效应是负。因此, F_tip和G_trade间互相作用针对经济可持续增长效应和区域贸易差距的大小有一定的关联, 区域贸易差距不能太大, 并具有一定的临界值。若区域贸易差距很大, 资金、技术及高质量的劳动力等要素直接流入到收益较高的地区, 这方便经济落后的地区对一些国外技术的有效吸收与利用。只有在区域贸易差距比较适宜时, 各区域间的流动度比较大, 进而促进经济稳定发展。
六、结束语
总而言之, 在区域贸易差距的基础之上, 简单的分析了国外技术溢出冲击、区域贸易差距以及经济可持续增长间的作用机制, 并在该基础之上使用系统矩的估计方法, 进一步实证考察三者间的关系, 具体如下:第一, 国外技术溢出冲击与国内研发对于经济可持续增长带来显著的正效应。第二, 国内区域贸易差距与经济增长间具有倒U型的关系。区域贸易差距的存在经“回波效应”促使资本、人才以及技术等各要素收益存在的差异吸引从落后地区直接流动到发达地区, 不断优化资源配置, 进而推进经济可持续增长。因人力资本对于技术的吸收存在一定的门槛效应, 所以, 中西部贸易相对落后的地区为及早缩小贸易差距与贸易结构, 应该加大政府的财政支出当中的教育支出比重, 并多积累与利用人力资本。第三, 本文通过对国外技术溢出冲击、区域贸易差距以及经济可持续增长分析, 了解到区域关联对于整个经济可持续发展产生很大的影响, 因此, 为消除区域间存在的市场壁垒, 可提升产品和要素位于不同区域间的流动情况, 进而提高不同地区之间的技术溢出效应, 这也成为之后国内区域经济发展的政策制定过程中必须要重视的问题。
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经济增长地区差距 篇9
关键词：经济增长,城乡收入差距,灰色关联分析
1 新疆经济增长过程中城乡收入差距扩大事实
本文选用2000年以来新疆城镇居民家庭人均年可支配收入和农村居民家庭人均纯收入作为衡量城乡居民收入差距的指标。由图1可知, 随着国家西部大开发战略的实施, 新疆经济人均GDP快速增长, 城乡居民人均收入水平普遍提高, 居民生活水平得到很好的改善。但是随着收入水平的提高, 新疆城乡收入差距也在逐年扩大, 且呈递增趋势 (见图2) 。
定性分析说明新疆城乡收入差距与经济增长有很强的关联, 为了更好揭示经济增长与城乡收入差距的关系, 在定性分析基础上构建多因素相互作用过程灰关联模型, 对经济增长与城乡收入差距关系进行实证分析。
数据来源:新疆统计年鉴 (2001~200 9)
2 经济增长与城乡收入差距的灰关联分析
2.1 灰色关联分析模型机理
灰色系统关联分析是用对比方法判断若干组有限的数据序列之间的相似程度, 关于相似性邓聚龙教授有过精辟的论述, “几何形状越接近, 则发展趋势越接近, 关联度也越大”。通过灰色关联分析可以判断引起系统发展的主要因素和次要因素。计算步骤如下:
(2) 序列的初值化生成。
(5) 计算灰色关联度。
2.2 经济增长与城乡收入差距灰关联指标选取
关于经济增长与收入分配的关系问题研究, 国内外学者已经有很多研究。本文立足于新疆经济发展和收入分配现状, 构建经济和收入分配多因素相互作用灰色关联模型, 对经济与收入分配关系进行实证分析。揭示影响新疆收入分配和经济增长的主要因素和数量关系。
基于数量和结构两方面考虑, 我们选取经济总量和三次产业等因素, 但同时考虑到人口因素, 还引入了人均G D P和人均城乡收入等。具体的指标选取见表1。
2.3 利用灰色关联度模型测算经济增长与城乡收入差距的关联度
根据灰色关联分析模型, 选取经济增长指标X1~X5为参考序列, 收入分配指标Y1~Y3为比较序列。当分辨系数ρ=0.5时, 利用Matlab编程计算得到经济增长指标与收入分配指标的灰色关联度 (表2) 。
3 分析及结论
按照00.3 5时为弱关联, 0.350.65时为中度关联, 0.651时为强关联, 根据表2可知, 新疆经济增长的5个指标与城乡收入差距的3个指标共15个关联之中, 有9个呈强关联, 6个呈中等关联, 无弱关联指标。强、中、弱关联强度分别占1 5个关联值的比例为60%、40%、0% (如图1) 。2001~2009年新疆经济增长与城乡收入差距关联度值为R=0.6561, 总体上表征了经济增长与城乡收入差距呈中度关联。
(1) 在城乡收入差距三个指标中, 农村家庭人均纯收入 (Y1) 与经济增长指标总体呈强关联, 城镇家庭人均年可支配收入 (Y 2) 和城乡收入差距 (Y 3) 与经济增长指标总体呈中度关联。这表明, 虽然城乡的收入绝对差在增大, 但经济增长给农村居民收入带来的变化更大, 社会分配趋于公平。
(2) 在经济增长指标中, 与城乡收入呈强关联的有GDP总量 (X1) , 人均GDP (X 2) 和第二产业 (X 4) , 且依次由强到弱分别是为:X 4、X 1、X 2。第一产业 (X 3) 与城乡收入差距的三个指标都呈中度关联。由此可见, 在新疆, 要提高城乡居民收入, 减少城乡收入差距, 改善人民生活质量, 首先需要大力发展第二产业, 努力提高人均G D P水平。其次, 作为农业大省, 大力发展第一产业对提高城乡居民收入也起相当重要作用。
参考文献
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