【正文】 收入不平等擴大階段，19982002年收入不平等緩慢下降，究其背后原因是19781982年這一期間，城鎮(zhèn)居民收入增長比較平穩(wěn)，城鎮(zhèn)沒有進行真正意義上的城市經(jīng)濟體制改革，城鎮(zhèn)居民收入增長主要得益于政府降低投資率、提高消費率的“還欠賬”的傾斜性分配政策，居民個人收入水平整體上有了顯著提高，城鎮(zhèn)居民收入不平等保持了傳統(tǒng)計劃經(jīng)濟體制下較小的這一特征。19831994年這一期間，由于1984年城市經(jīng)濟體制改革的起步，一系列有關(guān)收入分配的改革措施紛紛出臺，市場機制逐漸強化，分配模式隨之發(fā)生改變，使得一部分人和地區(qū)迅速致富，在宏觀經(jīng)濟快速增長的推動下，與城鎮(zhèn)居民收入水平持續(xù)高速增長的同時，城鎮(zhèn)居民收入差距迅速擴大。19982002年在進行國有企業(yè)深化體制改革、住房制度改革、金融制度改革的同時，實施了“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略，從而帶來城鎮(zhèn)居民收入不平等的緩慢下降。（三）東西部地區(qū)農(nóng)村內(nèi)部收入差距衡量東、西部地區(qū)農(nóng)村居民人均純收入的泰爾指數(shù)計算結(jié)果見表21和圖26。如圖所示，我們發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)農(nóng)民收入不平等變動呈“W”形，在19781983年和19941999年呈現(xiàn)下降特征，而在19841993和20002006年呈現(xiàn)擴大趨勢。西部地區(qū)泰爾指數(shù)在1993年前基本上沒有較大變化，而1993年后卻存在明顯擴大趨勢。 第三節(jié) 本章小結(jié)以上，我們以人均GDP水平來反映人均收入水平，通過分析我們可以看到，改革開放以來，我國東西部兩大地區(qū)內(nèi)部的收入不平等變化趨勢各異。第一點，整體上說，不管變異系數(shù)分析還是泰爾指數(shù)分析，東部地區(qū)收入差距要比西部地區(qū)大得多，同時東部地區(qū)整體收入差距的收斂速度要快于西部地區(qū)，重要的是，東部地區(qū)收入不平等程度是明顯減弱的，而西部地區(qū)是緩慢上升的，這正好從另一個角度反映了庫茲涅茨的“倒U理論”：隨著經(jīng)濟增長，收入差距先擴大再縮小，這里我們可以把東部地區(qū)看成是經(jīng)濟發(fā)展較快的后期，而西部地區(qū)則是經(jīng)濟發(fā)展緩慢的前期，即假設(shè)西部地區(qū)以后將會步入東部地區(qū)的發(fā)展軌跡。同時也正是由于這一點，也是關(guān)鍵的一點，對下個章節(jié)分析收入不平等與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系打下了伏筆。第二點，盡管東部地區(qū)收入不平等程度明顯減弱，但是從計算結(jié)果來看，東部地區(qū)省際間的人均GDP還有一定的差距，說明東部地區(qū)收入差距問題還有待進一步調(diào)整；而西部地區(qū)，雖然變化不是很明顯，但是，收入不平等程度一直保持一定水平并緩慢上升，在泰爾指數(shù)分析的結(jié)果中表現(xiàn)得更明顯，這說明西部地區(qū)的收入差距日益加劇。第三，僅從城鎮(zhèn)居民人均GDP差距來講，兩個地區(qū)的變化趨勢差不多，這與我國當時的宏觀經(jīng)濟背景有關(guān)。最后從農(nóng)村居民人均GDP角度出發(fā)，兩個地區(qū)的變遷過程就不一樣了，東部地區(qū)呈“W”形走勢，西部地區(qū)先減后增。表21 東、西部人均GDP差異Theil指數(shù)衡量年份東省際間西省際間東城鎮(zhèn)內(nèi)西城鎮(zhèn)內(nèi)東農(nóng)村內(nèi)西農(nóng)村內(nèi)19781979198019811982198319841985198619871988198919901991199219931994199519961997199819992000200120022003200420052006：表示東部地區(qū)人均GDP總體差異Theil指數(shù)：表示西部地區(qū)人均GDP總體差異Theil指數(shù)：表示東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均GDP差異Theil指數(shù)：表示西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均GDP差異Theil指數(shù)：表示東部地區(qū)農(nóng)村居民人均GDP差異Theil指數(shù)：表示西部地區(qū)農(nóng)村居民人均GDP差異Theil指數(shù)第三章 收入差距與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析通過前一章的分析，我們知道我國東西部兩個地區(qū)的收入不平等的變化趨勢各不一樣，而且收入差距水平也相差甚遠，更可以看出，這種收入不平等越來越具有時間依賴性，收入變動越來越弱。分析完收入不平等這些特征后，我們不禁要問這些收入不平等對經(jīng)濟產(chǎn)生了何種影響？不同的經(jīng)濟水平背景下，影響是否一樣？本章將建立適當?shù)慕?jīng)濟計量模型對上述問題做以分析，以求得到合理的解釋。第一節(jié) 現(xiàn)有的研究及評述在經(jīng)濟純理論上關(guān)于收入不平等對經(jīng)濟增長的影響作用已有較多研究，他們認為收入不平等可能通過儲蓄投資機制、政治經(jīng)濟機制、教育生育決策機制、社會穩(wěn)定性機制和市場規(guī)模機制對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正面或負面影響。在實證研究上，學(xué)者們也做了積極探索，Chen（2003）運用43個國家的數(shù)據(jù)，利用Barro模型（1991）對初始收入不均與長期經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了實證檢驗，通過研究他得出一條長期經(jīng)濟增長率與基尼系數(shù)的“倒U形”曲線。Alesina and Rodrik (1994)，Persson and Tabellini (1994) 使用跨國的截面數(shù)據(jù)來做研究，起經(jīng)濟增長指標在5年的時間跨度上做平均的，并發(fā)現(xiàn)收入差距與經(jīng)濟增長呈正關(guān)系。Forbes(2000) 試圖協(xié)調(diào)以上兩類研究的爭論，她認為以上兩類研究發(fā)現(xiàn)的只是收入不平等與經(jīng)濟增長關(guān)系在中短期內(nèi)的表現(xiàn)，而早期的研究則發(fā)現(xiàn)的是長期的表現(xiàn)，后面的研究可能是短期表現(xiàn)。但收入不平等對經(jīng)濟增長的短期和長期影響值得懷疑。在實證研究中，一個非常重要的問題就是處理變量的內(nèi)生性問題。收入差距和經(jīng)濟增長這一對變量顯然是相互影響的，對于這種可能存在的連理性偏誤，早期的研究通常通過采取收入差距的期初值作為經(jīng)濟增長的解釋變量來處理，而這會喪失較多的自由度。而近年的研究則通過估計聯(lián)立方程來研究收入差距和經(jīng)濟增長的相互關(guān)系。Lundberg 和Squire(2003) 建立的聯(lián)立方程同時將收入差距和經(jīng)濟增長作為內(nèi)生變量，而Barro (2000) 則同樣通過聯(lián)立方程內(nèi)生地處理了增長、投資、和收入差距三個變量。陸銘等(Luetal, 2005) 采用聯(lián)立方程內(nèi)生處理了增長、投資率、教育和收入差距四個變量。以上研究為本文進一步研究提供了很好的基礎(chǔ)，但也存在不足之處，國內(nèi)幾乎所有的研究都是基于國家這樣一個大環(huán)境下，或者分析城鄉(xiāng)收入差距或者抓住一個具體省市研究收入差距與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，還有少部分研究區(qū)域收入差距的，但是很少有人關(guān)注收入差距在不同的經(jīng)濟發(fā)展水平下對經(jīng)濟增長的影響。更重要的是，Barro（2000）對100多個不同發(fā)展水平的國家和地區(qū)進行10年期的面板數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)把所有國家和地區(qū)作為一個樣本分析，收入差距和經(jīng)濟增長的關(guān)系并不顯著，但是一旦區(qū)分開發(fā)達國家和發(fā)展中國家，收入差距對經(jīng)濟增長的作用及完全體現(xiàn)出來了，而且在發(fā)達國家和發(fā)展中國家，兩者的關(guān)系截然相反，在發(fā)達國家，收入差距有助于經(jīng)濟增長，而在發(fā)展中國家，收入差距阻礙經(jīng)濟增長。然，在國內(nèi)這樣的環(huán)境下，是否也存在同樣的問題，是否可以區(qū)分發(fā)達地區(qū)和落后地區(qū)，然后分別分析，得到的結(jié)論是否和國際大環(huán)境下分析出來的一樣？基于此，本文著重抓住我國的兩大區(qū)域，經(jīng)濟發(fā)展相對較快的東部地區(qū)和相對落后的西部地區(qū)，在兩個地區(qū)內(nèi)部單獨分析收入不平等與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。第二節(jié) 協(xié)整模型為了探尋東西部地區(qū)經(jīng)濟增長和收入差距之間的關(guān)系，本文借助新近發(fā)展起來的非平穩(wěn)時間序列方法（恩格爾和格蘭杰）（. amp。 1987）。這種方法的好處是可以充分展示有限變量樣本資料本身所隱藏的巨大信息。在這里我們使用人均GDP泰爾指數(shù)作為收入差距的衡量，這里用X表示，泰爾指數(shù)越高說明收入不平等程度越高，人均GDP增長率作為經(jīng)濟增長的指標，這里用Y表示。協(xié)整理論（Cointegration Theory）被認為是20世紀80年代計量經(jīng)濟學(xué)建模理論的一個重大發(fā)現(xiàn)，協(xié)整概念最早由恩格爾格蘭杰（EngleGranger）提出。協(xié)整理論主要研究在兩個或多個非平穩(wěn)變量之間尋找其均衡關(guān)系，對用非平穩(wěn)變量建立計量經(jīng)濟模型以及檢驗這些變量之間的長期均衡關(guān)系非常重要。協(xié)整理論指出具有協(xié)整關(guān)系的高階單整變量的線性組合可以降低為單整階數(shù)。如果若干一階單整變量具有協(xié)整性，則這些變量可以成為一個平穩(wěn)的時間序列，它可以用來刻畫原始變量之間的長期均衡關(guān)系。由于只有具有相同單整階數(shù)的兩個變量才有可能存在協(xié)整關(guān)系，因此在協(xié)整分析之前首先要檢驗變量的單整階數(shù)。一般使用增廣的迪基富勒方法（ADF, Augment Dickey and Fuller）進行單位根檢驗。檢驗兩個時序之間是否存在長期均衡關(guān)系，最常用的方法是Johansen(1998)提出的協(xié)整檢驗方法。如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則需要進一步使用誤差修正模型來描述協(xié)整誤差對短期的影響。非平穩(wěn)時間序列的基本公式如下：首先要對泰爾指數(shù)X（東部用X1西部用X2表示）和人均GDP用 Y表示（東部地區(qū)用Y1西部地區(qū)用Y2表示）進行ADF平穩(wěn)性檢驗，值得說明的是，實際分析中的數(shù)據(jù)經(jīng)過了處理，首先是對選取的各個省市數(shù)據(jù)分別用居民消費價格指數(shù)（1978年=100）對人均GDP的原始數(shù)據(jù)進行了平減，以消除物價影響；其次，把消除了的物價波動影響的數(shù)據(jù)序列再自然對數(shù)化（LNX和LNY），最后加權(quán)平均就得到本文分析中的時間序列了。平穩(wěn)性檢驗（單位根檢驗），對于單位根檢驗，原假設(shè)是兩個序列的生成過程，是帶有漂移趨勢的單位根過程，備擇假設(shè)是兩序列分別為白噪聲的生成過程，遵循隨機游走的假設(shè)。根據(jù)AIC和SC信息準則，選取的最大滯后階數(shù)為4。，計算結(jié)果見表31，我們發(fā)現(xiàn)△(△lnx1), △(△lnx2), △(△lny1)和△(△lny2)都是平穩(wěn)序列，即為單整I(2)過程，△(△lnx1) 和△(△lny1)，以及△(△lnx2) 和△(△lny2)序列之間可能存在協(xié)整關(guān)系。表31 ADF檢驗結(jié)果變量檢驗形式（C,T,K）ADF統(tǒng)計量臨界值（1%顯著水平）AICSC結(jié)論Lnx1(c,1,2)不平穩(wěn)△Lnx1(c,0,1)不平穩(wěn)△(△Lnx1)(c,0,1)平穩(wěn)Lny1(c,1,3)不平穩(wěn)△Lny1(c,0,3)不平穩(wěn)△(△Lny1)(c,0,3)平穩(wěn)Lnx2(c,1,3)不平穩(wěn)△Lnx2(c,0,3)不平穩(wěn)△(△Lnx2)(c,0,3)平穩(wěn)Lny2(c,1,3)不平穩(wěn)△Lny2(c,0,3)不平穩(wěn)△(△Lny2)(c,0,1)平穩(wěn)注：△（）表示一階差分，△（△）表示二階差分；C表示漂移項；T表示趨勢，為0則代表檢驗中沒有加入趨勢項，為1則代表檢驗中加入了趨勢項；K代表滯后階數(shù)，下同。第三節(jié) 經(jīng)濟增長對居民收入差距的影響一、東部地區(qū)的協(xié)整分析根據(jù)協(xié)整（cointegration）理論，利用Eviews ，我們發(fā)現(xiàn)兩者之間可能存在協(xié)整關(guān)系。接下來先分析東部地區(qū)經(jīng)濟增長對居民收入差距的影響，用LnX1對LnY1，進行協(xié)整檢驗，再對回歸方程中的殘差序列進行單位根檢驗，ADF檢驗結(jié)果如下表32：表32 回歸殘差e的ADF檢驗ADF Test Statistic 1% Critical Value* 5% Critical Value 10% Critical Value*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.，小于1%，可以認為回歸模型的殘差序列e為平穩(wěn)序列，表明序列l(wèi)nx1與lny1存在長期協(xié)整關(guān)系，即東部地區(qū)居民收入差距與經(jīng)濟增長之間存在長期協(xié)整關(guān)系。估計的協(xié)整方程向量為（括號內(nèi)是T統(tǒng)計量）：表33 標準化的協(xié)整方程向量 Normalized Cointegrating Coefficients: 1 Cointegrating Equation(s)LNX1LNY1C () Log likelihood 即長期均衡協(xié)整方程為：序列LnX1和LnY1之間存在長期協(xié)整關(guān)系后，建立關(guān)于居民收入差距與經(jīng)濟增長的誤差修正模型（ECM）： 或最后進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結(jié)果見表34： 表34 格蘭杰檢驗結(jié)果 Null Hypothesis:ObsFStatisticProbability LNY1 does not Granger Cause LNX127 LNX1 does not Granger Cause LNY1 從上表中F統(tǒng)計量及其伴隨概率可以看出，即有l(wèi)ny1是lnx1的格蘭杰原因。從短期角度來看，東部地區(qū)居民經(jīng)濟增長與收入差距之間為協(xié)整關(guān)系。短期內(nèi)，隨著經(jīng)濟增長，收入差距減小。從長期關(guān)系來看，東部地區(qū)經(jīng)濟增長與收入差距之間也呈負相關(guān)關(guān)系。即，東部地區(qū)居民收入差距最終會降低，這樣才能維持均衡狀態(tài)。當然，這種要求需要政策措施的進一步引導(dǎo)。事實上，如果缺乏相應(yīng)的政策，社會可能通過某種力量來強制修正。二、西部地區(qū)的協(xié)整分析 根據(jù)協(xié)整（cointegration），經(jīng)濟增長與居民收入差距之間可能存在協(xié)整關(guān)