本文關鍵詞：收入分配對經濟增長的影響機理與傳導機制，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

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成果分享與經濟增長:基于PVAR模型分析

發(fā)布日期： 2015-09-25 發(fā)布：  

  2015年7期目錄       本期共收錄文章16篇

　　摘 要？演讓城鄉(xiāng)居民更多地享有改革發(fā)展的成果，不僅是經濟發(fā)展最終目的，也是經濟增長的主要路徑。利用省際面板數(shù)據(jù)，通過面板 VAR 的實證方法并進行穩(wěn)健性檢驗，實證結果表明：人均GDP、人均居民收入和人均民生投入之間存在格蘭杰因果關系，經濟增長對人均居民收入和人均民生投入貢獻較大，人均居民收入對經濟增長起促進作用，而人均民生投入對經濟增長起阻礙作用。在分地區(qū)考察時，東部地區(qū)與全國情況相同，中西部地區(qū)與全國情況相反，人均居民收入對經濟增長起阻礙作用，而人均民生投入對經濟增長起促進作用，主要原因可能是與不同地區(qū)經濟發(fā)展水平和公共民生投入存量不同相關。在此基礎上，提出如何增強經濟增長與成果分享之間正向互動關系的政策建議。
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　　關鍵詞？演經濟增長；居民收入；民生投入；面板向量自回歸
　　[中圖分類號]F120.4 [文獻標識碼] A [文章編號]1673-0461（2015）07-0001-07
　　一、引 言
　　長期以來，我國居民收入差距持續(xù)拉大、基尼系數(shù)持續(xù)上升一直是學界、社會矚目的問題。但是，也要看到另外一個同等重要、同等嚴重、需要引起同等關注的問題，那就是近幾年最終分配后我國居民實際可支配收入占GDP的比重出現(xiàn)急劇下降。從2013年11月，國家統(tǒng)計局發(fā)布公告來看，2012年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為24 565元比1978年同比增長71倍，年均增長13.4%，但扣除價格因素，年均增長只是7.4%，然而同期實際GDP年均增長速度為9.8%。目前，國內很多省份居民收入占GDP比重只有四成左右，低于發(fā)達國家一般55%標準，出現(xiàn)“只長骨頭不長肉”現(xiàn)象。這種情況出現(xiàn)反映了我國在初次分配和再分配兩個領域都出現(xiàn)問題。居民收入增速跑不贏GDP，直接導致經濟發(fā)展的“三駕馬車”中，消費拉動的局面一直沒有形成。在初次分配領域，勞動者收入，特別是中低級勞動者收入增長過于緩慢，難以發(fā)揮廣大勞動者積極性；在再分配領域，部分財稅政策導致了財富逆分配，反而導致差距的擴大，增加社會不穩(wěn)定因素。針對居民收入增速落后于GDP的問題，我國政府高度重視，制定了居民收入與GDP同步增長計劃，努力提高居民收入在國民收入分配中的比重，提高勞動報酬在初次分配中的比重。黨的“十八大”報告中，首次提出了實現(xiàn)國內生產總值和城鄉(xiāng)居民人均收入比2010年翻一番的新目標，未來幾年，城鄉(xiāng)居民將更多地享有改革發(fā)展的成果。讓居民將更多地享有改革發(fā)展的成果，提高居民收入在國民收入分配中的比重有兩種主要途徑：一是提高居民可支配收入，二是增加財政對民生投入力度。
　　目前學術界對經濟增長與居民收入研究主要集中在收入差距擴大對經濟增長影響，以及驗證中國是否存在庫茲涅茨的“倒U假說”（尹恒，龔六堂，鄒恒甫，2005；鈔小靜，任保平，惠康，2009；劉松林，2012；冉光和，潘輝，吳利，2012），很少探索居民總收入與經濟增長關系，主要原因考慮到我國經濟總量不強，需要進行物質積累，居民收入主要關注收入差距調節(jié)。陳昌兵[1]（2008），陸萬軍[2]（2012）對收入分配對經濟增長的影響機理與傳導機制進行探索，認為收入分配主要通過影響財政政策、社會穩(wěn)定、人力資本和經濟結構對一國經濟發(fā)展產生影響。在財政民生投入與經濟增長關系研究中，學者認為國內消費不足，其重要原因是民生領域、社會福利投入較少。我國應將經濟發(fā)展的成果轉化給百姓，促使人民富裕，較大幅度地增加城鄉(xiāng)居民的收入，加快農村的建設，健全履蓋全國百姓的社會保障體系，進而擴大內需，才能保持中國經濟科學、健康、持續(xù)地增長（劉宗平[3]，2008），加快民生工程建設，培育經濟增長新動力（梁達[4]，2013），民生財政支出與經濟增長之間存在長期非線性關系（趙天奕[5]，2012）。本文試把居民收入、財政民生投入作為成果分享指標探討與經濟增長之間互動關系。
　　二、變量選擇及數(shù)據(jù)說明
　�。ㄒ唬┳兞窟x擇
　　人均地區(qū)生產總值（pgdp）：各省市地區(qū)生產總值除以地區(qū)總人口。
　　居民可支配收入對數(shù)（pr）：居民可支配收入主要包括工資性收入、經營純收入、財產性收入和轉移性收入。人均居民可支配收入=城鎮(zhèn)居民人均可支配收入×城市化率+農村居民人均純收入×（1-城市化率）。
　　民生投入對數(shù)（pc）：財政對民生投入主要包括教育投入、醫(yī)療衛(wèi)生投入和社會保障和就業(yè)投入。
　　以2000年為基期，采用GDP平減指數(shù)把各地區(qū)不同期的人均生產總值、人均居民可支配收入和人均民生投入換算成不變價格。為了消除數(shù)據(jù)異方差，對各變量取對數(shù)。
　�。ǘ⿺�(shù)據(jù)說明
　　數(shù)據(jù)來源于《中國經濟統(tǒng)計年鑒》，部分數(shù)據(jù)來源于省、市統(tǒng)計年鑒�？紤]數(shù)據(jù)的可得性和完整性，樣本選擇時沒有把西藏納入進去。地區(qū)樣本為中國大陸地區(qū)30個省市，時間跨度為2001～2012年。從圖1可以發(fā)現(xiàn)，人均地區(qū)生產總值、居民可支配收入和民生投入間存在著直觀的正相關關系。下文中，將剖析三個變量之間的內在邏輯關聯(lián)。數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計結果見表1。
　　三、實證分析
　�。ㄒ唬┠Ｐ团c方法
　　Sims（1980）在基于數(shù)據(jù)統(tǒng)計性質建立起向量自回歸（VAR）模型。VAR模型是一種時間序列分析法的動態(tài)模式，其優(yōu)點在于不需要事先探尋變量之間內在關系邏輯，也不需考慮變量內生、外生及因果關系的問題，而是將各變量視為內生變量，由一組回歸方程來表示變量間的互動關系。VAR模型除了可以分析滯后項變量對其他變量是否具有顯著的影響以外，還可以進一步通過脈沖響應分析變量間的動態(tài)互動關系。但對數(shù)據(jù)長度要求較高，一般不應少于30個數(shù)據(jù)。1988年Holtz-Eakin創(chuàng)新提出了基于面板數(shù)據(jù)的向量自回歸方法并在實踐中不斷優(yōu)化[6]，并經眾多學者完善，已成為兼具時序與面板數(shù)據(jù)優(yōu)點的成熟模型。PVAR繼承了VAR的許多優(yōu)點，與普通VAR相比，由于對數(shù)據(jù)的長度要求較低，所以PVAR具有更強的適用性。只要T≥p+3（T為時間序列的長度，p為滯后項的階數(shù)）便可以對方程的參數(shù)進行估計；當T≥2p+2時，即可在穩(wěn)態(tài)下估計滯后項的參數(shù)，所以PVAR為研究提供了一個相當靈活的分析框架[7]。PVAR不僅具有VAR模型，還可以允許樣本個體存在不可觀察的差異，捕捉到個體在橫截面上可能受到的共同沖擊[8]。借助該方法，建立模型： 　　yit=？茁0+■？茁jyi，t-j+αi+εit （1）
　　其中，yit表示模型中的內生變量向量[lnpgdp lnpr lnpc]'，i代表地區(qū)，t代表時間。p代表模型滯后階數(shù)，？茁j代表滯后內生變量的回歸系數(shù)，αi代表個體固定效應，εit代表擾動項。受變量滯后項的影響，容易造成αi與滯后變量的相關性，需要采用“前向均值差分法”（Arellano，eta[9]，1995）來消除固定效應，該方法通過移除前向均值這一轉換方式，避免差分項與作為工具變量的滯后回歸項間的正交，從而達到準確估計模型目的[10]。
　�。ǘ┟姘鍐挝桓鶛z驗
　　面板數(shù)據(jù)的不平穩(wěn)可能會造成“偽回歸”現(xiàn)象，為了保證結果的穩(wěn)健性，運用LLC檢驗、IPS檢驗、Breitung和ADF-fisher方法對各序列及其差分序列進行單位根檢驗，結果表明經過1階差分變換后均為平穩(wěn)序列，檢驗結果見表2。
　�。ㄈ┟姘� VAR 模型滯后階數(shù)的選取
　　為了估計該系統(tǒng)，需要檢驗 PVAR 模型的滯后階數(shù)到底取多少比較合適。根據(jù)T≥2P+2，滯后階數(shù)p最大能夠取5，檢驗的結果匯總在表3中①。
　　由表2知，在滯后1～5階的檢驗結果中，當模型的滯后階數(shù)為4時，符合AIC、BIC 和 HQIC信息量最小的結果。因此，滯后階數(shù)設定為4。
　�。ㄋ模┟姘鍞�(shù)據(jù)格蘭杰因果檢驗
　　從理論上講，人均GDP、人均居民收入和人均民生投入之間相互影響，那么實際數(shù)據(jù)能否支撐這個結論呢？必須進行面板數(shù)據(jù)格蘭杰因果檢驗，考慮到實際產出滯后期可能有1-3 年，在進行格蘭杰因果檢驗時將滯后期選擇2期，結果如表4 所示。
　　從表3中，可以看出在滯后2年情況下，人均GDP、人均居民收入和人均民生投入之間存在格蘭杰因果關系。
　�。ㄎ澹┟姘寰毓烙�
　　在PVAR估計之前，首先要消除模型包含的固定效應，運用前向均值差分過程消除掉年效應，保證了滯后變量與轉換后的變量正交，進而與誤差項無關，因而可以使用滯后變量作為工具變量；然后通過GMM方法得到系數(shù)的有效估計，結果見表5②。在表5中，部分參數(shù)估計值的T值較小，這一現(xiàn)象也符合面板VAR估計的常態(tài)，在國內外相關的PVAR模型估計中（I.Love，2004；黃世平、肖洪鈞、黃旭平，2008；張敬石、郭沛2011），大部分參數(shù)估計值都無法通過T檢驗。
　　PVAR模型不需要區(qū)分內生變量和外生變量，而是把所有變量都視為內生變量，因此，人均GDP、人均居民收入和人均民生投入均作為面板VAR模型的內生變量。
　　從表5所列方程（1）的估計結果來看，除自身以外，對人均GDP 影響最大的是人均居民收入，人均居民收入對人均GDP貢獻整體上為正，人均民生投入對人均GDP貢獻整體上為負。從方程（2） 估計結果來看，除自身以外，人均GDP入對人均居民收影響較大，且為正作用，人均民生投入對人均居民收入貢獻為負。從方程（3） 估計結果來看，人均GDP和人均居民收入對人均民生投入影響較大，且為正作用，人均民生投入對自身貢獻為負。
　�。┗赑anel-VAR模型的正交化脈沖響應與方差分解分析
　　前面我們提到PVAR模型從結構上來說是一個動態(tài)的模型，單個變量系數(shù)的意義是很難確認的，需要作進一步分析。于是，我們利用Stata13.0統(tǒng)計分析軟件進行蒙特卡洛模擬得出lnpgdp、lnpr和lnpc脈沖響應（見圖2）及方差分解表（見表6）。
　　從圖2中，從整體上看人均GDP和人均居民收入相互之間拉動是顯著的，人均GDP、人均居民收入對人均民生投入拉動也是明顯，這種拉動作用剛開始有一小段滯后期，后迅速上升。人均民生投入對人均GDP和人均居民收入傳導作用為負值，出現(xiàn)阻礙傾向�？赡茉蛴袃牲c：一是民生投入規(guī)模還比較小，沒有跨越門檻，沒有發(fā)揮傳導拉動作用；二是民生投入結構不合理，，沒有有效發(fā)揮民生財政傳導拉動作用。肖建華（2008）研究，農業(yè)基本建設投人對農村經濟的增長效應開始為負，在第四期后開始發(fā)揮促進作用[11]。肖建華（2012）運用DEA方法研究表明我國各省在義務教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障方面出現(xiàn)DEA有效、弱 DEA 有效、非DEA 有效的情況[12]。趙天奕（2012）研究表明，若民生財政支出負增長率大于14.85% ，則經濟增長率下降；若民生財政支出增長率高于 18.87% ，則促進經濟增長[5]。這些學者研究進一步驗證了財政民生投入存在門檻效應和結構支出不合理問題。
　　從表 6 可以看出，在對人均 GDP 誤差項的分解中，在第 10 期，人均居民收入和人均民生投入的解釋能力分別為 13.44%和38.54%；而在第 20 期，這些變量對人均 GDP誤差項解釋能力很小，說明隨著時間變長，這些變量的影響沒有什么大的變化。在第 10 期，在對人均居民收入的誤差分解中，人均 GDP的解釋占到49.16%，人均民生投入占到 37.93%，自身的解釋力占到12.91%；在第 10 期，在人均民生投入的解釋中，地區(qū)人均 GDP的解釋能力達到51.04% ，超過了自身 36.72% 的解釋度；而在第 20 期，人均居民收入和人均民生投入對自身解釋能力都增加，說明從長期來看，人均居民收入和人均民生投入具備自我積累的發(fā)展機制。
　�。ㄆ撸﹨^(qū)域特征比較：基于居民人均收入和人均民生投入對人均GDP影響的視角
　　首先分別對東部、中部、西部地區(qū)③數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，結果表明各序列不平穩(wěn)，但是經過1階差分變換后基本均為平穩(wěn)序列（檢驗結果表省略）。
　　從表7所列方程的估計結果來看，除了人均GDP 本身以外，對人均GDP 促進作用較大因素在不同地區(qū)表現(xiàn)不同，東部地區(qū)是人均居民收入（與全國相同），中部、西部地區(qū)是人均民生投入。主要原因可能是三大地區(qū)發(fā)展階段不同，東部地區(qū)公共基礎設施較充分，公共財政民生投入對經濟增長邊際效益不顯著，或者民生財政投入增加幅度沒有超過門檻值，對經濟增長貢獻變?yōu)樨撝�；中西部地區(qū)居民收入水平較低，大部分轉化為儲蓄，沒有形成有效消費能力，公共基礎設施也相對不足，其邊際效益處在正；這種促進作用在中部地區(qū)表現(xiàn)比在西部地區(qū)高，與經濟發(fā)展一定水平更需要公共民生設施投入相關。 　　按照PVAR 模型滯后階數(shù)的選取方法，東部、中部和西部PVAR 模型滯后階數(shù)分別確定為為4期、2期和2期，人均GDP對人均居民收入、人均民生財政沖擊的脈沖響應，如圖3。
　　從圖3中，三大地區(qū)人均GDP受到自身沖擊的響應值短期內為正；東部和中部逐步加速上升，西部逐步減弱。東部人均GDP受到人均居民收入沖擊的響應值短期內為正，交替變動下降，最后沖擊的響應值為負；中部人均GDP受到人均居民收入沖擊的響應值短期內為正，先上升后下降；西部人均GDP受到人均居民收入沖擊的響應值短期內為負，逐步下降。東部人均GDP受到人均民生投入沖擊的響應值短期內為負，先下降后上升；中部人均GDP受到人均民生投入沖擊的響應值短期內為正，逐步加速上升；西部人均GDP受到人均民生投入沖擊的響應值短期內為正，先加速上升后下降。
　�。ò耍┓�(wěn)健性檢驗
　　考慮到動態(tài)面板估計過程中存在的變量內生性和樣本異質性問題對參數(shù)估計帶來的偏差。Arellano等（1991） 提出利用差分 GMM 方法來解決，但該方法只對差分方程進行估計，會損失樣本信息量�？紤]這些缺陷和不足，Arellano（1995）、Blundell（1998） 進一步提出了系統(tǒng) GMM 估計方法。系統(tǒng) GMM 估計方法能夠同時利用差分方程和水平方程信息，因而使工具變量有效性更強[13]。
　　鑒于經濟增長存在一定慣性，在基本模型中增加滯后一期的因變量（lnpgdpit）作為解釋變量之一，構建動態(tài)面板模型進行穩(wěn)健性檢驗，并采用二步的系統(tǒng)廣義矩估計方法（Two-Step GMM） 進行參數(shù)估計，結果如表8所示。
　　從表中可以看出，2個模型的Sargan檢驗的P值都大于0.05，這說明2個模型所選擇的工具變量都是有效的。AR（1）的P值都是小于0.05的，隨機擾動項的差分存在一階自相關，但AR（2）的P值都是大于0.05，不存在二階自相關。故接受原假設隨機擾動項不存在自相關。從檢驗結果來看，加入控制變量和沒有加入控制變量的模型中變量前符號是一致的，回歸系數(shù)也相近，表明本文研究結論具有很好的穩(wěn)健性。
　　四、結論與建議
　　利用2001～2012年省際數(shù)據(jù)，通過面板 VAR 的實證方法并借鑒動態(tài)面板的穩(wěn)健性檢驗，得到如下結論：①人均GDP、人均居民收入和人均民生投入在滯后2期情況下，互為格蘭杰因果關系，在經濟發(fā)展過程中要關注人均居民收入和人均民生投入，促進經濟增長。②經濟增長對人均居民收入和人均民生投入貢獻較大。提高居民收入和增加民生投入，需要大力發(fā)展經濟，只有做大蛋糕，才能有效分享更多蛋糕。③以全國數(shù)據(jù)為樣本，在人均居民收入和人均民生投入對人均GDP貢獻關系分析中，人均居民收入對經濟增長起促進作用，而人均民生投入對經濟增長起阻礙作用。在分地區(qū)考察時，存在區(qū)域差異，東部地區(qū)與全國情況相同，中西部地區(qū)與全國情況相反，人均居民收入對經濟增長起阻礙作用，而人均民生投入對經濟增長起促進作用。
　　根據(jù)上述結論，本文的政策建議如下：①建立居民增收長效機制。在提高效益的基礎上逐步提高從業(yè)人員工資水平，保障就業(yè)人員工資水平增速不低于GDP增速。②擴大就業(yè)。切實減輕中小企業(yè)稅賦，扶植各類中小企業(yè)發(fā)展；鼓勵勞動者自主創(chuàng)業(yè)和自謀職業(yè)，促進多種形式就業(yè)，增加居民收入。③多渠道促進農民增收。加快農業(yè)結構調整，讓農民在農業(yè)功能拓展中獲得更多收益；推進農業(yè)現(xiàn)代化進程，加快農村富余勞動力轉移，增加農民家庭工資性收入。④建立健全收入分配調節(jié)機制。鼓勵勞動、資本等生產要素按貢獻參與收益分配。著力提高低收入者收入水平，擴大中等收入者比重，有效調節(jié)過高收入，合理調節(jié)行業(yè)收入分配。⑤加快對中西部地區(qū)民生財政投入。加大對民生的投入，重點是要向中西部基層、農村、邊遠地區(qū)和困難地區(qū)傾斜，進一步加大財政結構性調整的力度，要大力推進教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障和就業(yè)、保障性安居工程，以及公共文化等社會事業(yè)發(fā)展，破解“民生財政投入”陷阱，發(fā)揮民生投入與經濟增長正向互動。

  本文關鍵詞：收入分配對經濟增長的影響機理與傳導機制，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。