庫茲尼茨倒U理論的實證分析及進一步的討論

庫茲尼茨倒“U”理論的實證分析及進一步的討論經(jīng)濟學(xué)院2000級焦少飛一、問題的由來改革開放以來，我國經(jīng)濟高速增長。1989年一2002年的13年間，我國經(jīng)濟年均增長9.3%，比世界平均增長速度快6.3個百分點。2001年底，中國國內(nèi)生產(chǎn)總值達到95933億元，比1988年增長近兩倍，經(jīng)濟總量已躍居居世界第六位。中國的改革開放同時也是一個向貧窮挑戰(zhàn)的過程。據(jù)統(tǒng)計，我國城鄉(xiāng)居民家庭人均純收入分別從1978年的133.6元和343.4元上升到2001年的2366.4元和6859.6元。中國農(nóng)村沒有解決溫飽問題的貧困人口，從1978年的2.5億人減少到2000年的3000萬人，我國人民生活水平總體上實現(xiàn)了由溫飽到小康的19783624.1199018547.9197919783624.1199018547.919794038.2199121617.819804517.8199226638.119814862.4199334634.419825294.7199446759.419835934.5199558478.119847171199667884.619858964.4199774462.6198610202.2199878345.2198711962.5199982067.5198814928.3200089442.2198916909.6200195933.3歷史性跨越。有關(guān)數(shù)據(jù)計圖示如下:改革開放以來我國GDP趨勢圖（數(shù)據(jù)來源于2001年中國統(tǒng)計年鑒）但城鄉(xiāng)居民收入差距重新拉大，由1995年2.71:1擴大為2000年的2.79:1，城鄉(xiāng)居民生活消費支出的差距相應(yīng)地由2.70:1擴大到2.99:1；農(nóng)村居民的消費額在居民消費額中的比重相應(yīng)地由56.3%降到47%。全社會不同居民組織間的收入差距也在不斷擴大。80年代中期，中國的吉尼系數(shù)為.028，1995年上升到0.38，1998年又升至0.415，比世界平均水平高出1.9個百分點?，F(xiàn)在，5%的最富裕縣與5%的最貧困縣的人均GDP相差16.4倍。統(tǒng)計顯示，我國最貧困的20%家庭僅占社會全部收入的4.27%，而富有的20%的家庭則占有全設(shè)惠及十幾億人口的更高水平的小康社會，國內(nèi)生產(chǎn)總值到2020年力爭比2000年翻兩翻，綜合國力和國際競爭力明顯增強。工農(nóng)差別、城鄉(xiāng)差別和地區(qū)差別擴大的趨勢逐步扭轉(zhuǎn)。社會保障體系比較健全，社會就業(yè)比較充分，家庭財產(chǎn)普遍增加，人民過上更加富裕的生活。1978133.6343.41980191.8477.61978133.6343.41980191.8477.61985397.6739.11990686.31510.21991708.61700.619927842026.61993921.62577.4199412213496.219951577.7428319961926.14838.919972092.15160.3部收入的50.24%。199821625425.119992210585420002253628020012366.46859.6A：城鎮(zhèn)居民家庭人均純收入；B：農(nóng)村居民家庭人均純收入（數(shù)據(jù)來源于2002年中國統(tǒng)計年鑒）黨的十六大報告指出，本世紀(jì)頭二十年我們要集中力量建在建設(shè)“社會更加和諧，人民生活更加富足”的全面小康社會的過程中，如何改革收入分配制度，縮小貧富差距，再一次成為人們關(guān)注的焦點。收入分配關(guān)系到經(jīng)濟過程中各個經(jīng)濟主體的利益，因而也直接影響經(jīng)濟運行的動力。十六大報告指出，“發(fā)展經(jīng)濟的根本目的是提高全國人民的生活水平和質(zhì)量，”這是社會主義生產(chǎn)的目的，也是經(jīng)濟發(fā)展的目的。把“代表最廣大人民的根本利益”寫入黨章，決定了中國共產(chǎn)黨在提倡效率的同時，必須強調(diào)公平。收入分配關(guān)系到經(jīng)濟過程中各個經(jīng)濟主體的利益，因而也直接影響經(jīng)濟運行的動力。二、公平與效率及經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略公平與效率是西方經(jīng)濟學(xué)界上世紀(jì)70年代才開始深入探討的一個新領(lǐng)域。西方經(jīng)濟學(xué)家一般認(rèn)為：所謂“公平”是指社會成員收入的均等化；所謂“效率”是指資源的有效配置。西方經(jīng)濟理論認(rèn)為兩個政策目標(biāo)是相互抵觸，相互矛盾的。因為在市場經(jīng)濟條件下，收入分配的基本依據(jù)是市場對生產(chǎn)要素貢獻的評價，其邏輯是：市場愈起作用，收入差距相應(yīng)拉的越大，經(jīng)濟效率就越高；反之，市場作用越小，政府作用越強，收入分配越平均，但經(jīng)濟效率也就越低。概括公平與效率理論的發(fā)展，大致有三種類型：一、效率優(yōu)先論。它的鼓吹者強調(diào)經(jīng)濟增長中市場機制配置資源的作用，將與市場相聯(lián)系的效率放在優(yōu)先的地位，竭力反對政府行政干預(yù)再分配的均等化，認(rèn)為這是對經(jīng)濟發(fā)展的最大損害。他們認(rèn)為效率本身就意味著公平，效率來自個人的努力程度，反映了個人的勤奮程度。正如弗里德曼所說：“在過去的一個世紀(jì)里，流傳著一種神話，說自由市場資本主義，即我們所說的機會均等，加深了這種不平等，在這種制度下夫人剝削窮人。沒有筆者更荒謬的說法了。凡是容許自由市場起作用的地方，凡是存在機會均等的地方，老百姓的生活都能達到過去做夢也不曾想到的水平。相反，正是在那些不允許自由市場發(fā)揮作用的社會里，貧與富之間的鴻溝不斷加寬，富人越來越富，窮人越來越窮?！倍⒐絻?yōu)先論。該理論的主張者認(rèn)為，效率本身不僅不代表“公平”，相反，他來自于“不公平”。因為在市場經(jīng)濟中，人們在財產(chǎn)占有、接受教育的機會等方面機會不均等，競爭中不在一起跑線上；而且十場并不是真正按照人們的實際貢獻的大小來評價和付酬的。因此，市場本身的缺陷要求政府對公平問題實行某種干預(yù)。福利經(jīng)濟學(xué)派的早期代表庇古將邊際效用的建規(guī)律運用到分配領(lǐng)域，認(rèn)為將一部分貨幣收入從富人手中轉(zhuǎn)移到窮人手中，可以增加社會總福利。并在此基礎(chǔ)上推導(dǎo)出一系列收入均等化的政策主張。新制度學(xué)派的加爾布雷思認(rèn)為，單單做到收入均等化不夠，收入分配懸殊是由于權(quán)力分配不均等引起的，也就是他所說的大公司對小公司的剝削。所以他進一步要實現(xiàn)“權(quán)力的均等化”。'三、公平與效率最優(yōu)交替論。它認(rèn)為公平與效率兩個目標(biāo)同等重要，沒有先后次序，二者必須兼顧，及如何以最小的不平等換取最大的效率；抑或以最小的效率損失換取最大的公平。其代表人物是著名經(jīng)濟學(xué)家阿瑟奧肯。阿肯認(rèn)為市場機制要限制，但不能過分限制；收入均等化的措施要有，但不能過渡。因此，阿肯和其他一些經(jīng)濟學(xué)家提出“混合經(jīng)濟結(jié)構(gòu)”即既要保留財產(chǎn)私有權(quán)和個人自由，又要政府對收入再分配的調(diào)節(jié)。私人經(jīng)濟主要關(guān)心以利潤為目標(biāo)的效率，公共經(jīng)濟主要關(guān)心社會的福利和平等，二者互為補充。對公平與效率關(guān)系的不同理解引申除了不同的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略。應(yīng)指出經(jīng)濟增長與經(jīng)濟發(fā)展并不是一個概念。按托達羅的解釋，經(jīng)濟發(fā)展是既包括經(jīng)濟增長、縮小不平等和根除貧困，又包括社會結(jié)構(gòu)、國民觀念和國家制度等這些主要變化的多元過程，其核心是滿足基本生活需要、自尊和自由。經(jīng)濟學(xué)對它們的理解也經(jīng)歷了一個過程。一、效率優(yōu)先為基礎(chǔ)的“先增長，后分配”的經(jīng)濟增長戰(zhàn)略。西方傳統(tǒng)的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略實質(zhì)是一種經(jīng)濟增長戰(zhàn)略，其戰(zhàn)略核心是通過工業(yè)化來追求GDP和經(jīng)濟增長率的最大化。為達到此目標(biāo)，就要求進行大規(guī)模的投資，相應(yīng)就要求較高的資本形成和儲蓄率，哈羅德一多馬模型可以視作其理論上的依據(jù)。在市場經(jīng)濟條件下，高儲蓄往往來自高收入階層，這就要求為了實現(xiàn)較高的資本積累，進而實現(xiàn)經(jīng)濟的高速增長，只能以收入分配向富人傾斜和收入分配的不公為代價。這一理論認(rèn)為在長期內(nèi)，經(jīng)濟增長的好處可以通過“涓滴效應(yīng)”滲透到低收入階層，最終實現(xiàn)全社會經(jīng)濟福利的提高。但上世紀(jì)60、70年代，許多發(fā)展中國家經(jīng)濟增長的結(jié)果證明這一戰(zhàn)略是失敗的。二、公平優(yōu)先為基礎(chǔ)的“先分配，后增長”的公平發(fā)展戰(zhàn)略。這一理論在現(xiàn)實中集中體現(xiàn)于西方的高福利國家中。二戰(zhàn)后，正對市場經(jīng)濟的缺陷，西方不少發(fā)達國家更多的關(guān)注于公平，實行個人累進所得稅制和一整套完善的社會保障體系。但是從“搖籃到墳?zāi)埂钡母吒＠沁@些國家普遍患上了“英國病”，自由主義再次興起。三、公平、效益兼顧的“邊增長，邊分配”的發(fā)展戰(zhàn)略。無論是發(fā)展中國家還是發(fā)達國家，都從以往的發(fā)展戰(zhàn)略中吸取教訓(xùn)，逐漸向公平與效益兼顧的發(fā)展戰(zhàn)略靠近。一些發(fā)展經(jīng)濟學(xué)家正試圖在經(jīng)濟高速發(fā)展的同時縮小分配的不平等的方法。比如，改變投資方向、發(fā)展農(nóng)業(yè)、提供就業(yè)等。三、本文相關(guān)的概念及變量的解釋收入分配。(1)收入分配的概念。收入分配有兩種解釋：一是功能分配(FunctionalDistributionofIncome)；二是規(guī)模分配(SizeDistributionofIncome)。功能分配也稱要素收入分配，它是從收入來源的角度研究分配，要回答的是資本或勞動等生參要素得到的收入份額是多少。規(guī)模分配也成個人收入分配或家戶收入分配，是從收入所得者的規(guī)模與所得收入的規(guī)模的關(guān)系的角度研究收入分配，要回答的是各個階層的人口或家庭得到的收入份額是多少。研究經(jīng)濟發(fā)展中的收入分配，重點是經(jīng)濟發(fā)展中的規(guī)模收入分配。經(jīng)濟發(fā)展中規(guī)模收入分配的差別，指的是收入分配的相對差別，即是已收入比重或相對份額表示的收入差別，而不是以貨幣單位或其他實物單位指標(biāo)表示的絕對收入。我們以收入分配的差別的大小來測度收入分配公平與否?；嵯禂?shù)?；嵯禂?shù)是收入分配的測度方法之一。在洛倫茲曲線圖中，它是洛倫茲曲線與絕對平均線所包圍的面積同下三角面積之比?；嵯禂?shù)越大，表示收入分配的差別越大，反之則越小。由于不同的人對統(tǒng)一收入差別水平將做出不同的評價，所以當(dāng)我們以基尼系數(shù)作為收入分配公平與否的標(biāo)準(zhǔn)時，它也只能是一個區(qū)間而非一個點。一般認(rèn)為基尼系數(shù)在0.2—0.3之間是可接受的。四、理論綜述一、庫茲涅茨的“倒U假設(shè)”。在現(xiàn)代經(jīng)濟學(xué)中，首先研究收入分配與經(jīng)濟增長關(guān)系的是美國經(jīng)濟學(xué)家?guī)炱澞摹Ｋ?955年對對美國經(jīng)濟協(xié)會的演講中提出了著名的收入分配“倒U假設(shè)”：即在經(jīng)濟發(fā)展過程中，收入分配差別的長期變動軌跡是“先惡化，后改進”?；蛴盟约旱脑捳f：“收入分配不平等的長期趨勢可以假設(shè)為：在前工業(yè)文明向工業(yè)文明過渡的經(jīng)濟增長早期階段迅速擴大，而后是短暫的穩(wěn)定，然后在增長的后期階段逐漸縮小。”它主要運用了1854-1875年普魯士和1880-1954年英、美、德的幾個收入階層的收入比重的有關(guān)數(shù)據(jù)進行分析。對于出現(xiàn)倒U現(xiàn)象的原因他解釋為，一方面，增長是儲蓄和積累的函數(shù)，但儲蓄和積累集中于少數(shù)富有階層。另一方面，增長是同工業(yè)化和城市化相伴隨的，由于城市內(nèi)部收入分配比農(nóng)村更不平等，因而城市化水平的提高意味著經(jīng)濟中更不平等部分的增加。這使收入分配狀況首先惡化。但是這種惡化會由于法律和政策的干預(yù)、人口變動、新興行業(yè)的不斷涌現(xiàn)而改變。二、阿德爾曼和毛瑞斯的橫截面分析。橫截面分析即利用同一時期不同發(fā)展水平的國家的資料進行分析。其實質(zhì)是假設(shè)處于不同發(fā)展水平的國家相當(dāng)于處于不同的發(fā)展階段，以因而把倒U現(xiàn)象由動態(tài)的歷史現(xiàn)象轉(zhuǎn)化為靜態(tài)的國別現(xiàn)象。阿德爾曼和毛瑞斯在1970年代初收集了43個國家的數(shù)據(jù)，第一次為相對收入不平等的研究提供了大量經(jīng)驗性證明，其結(jié)果支持了倒U理論。他們測算的回歸方成為：I=7.23+0.0258Y-0.000014Y2（R2=0.12）（2.9）（2.7）（-2.8）其中，I為不平等指標(biāo)，指20%最高收入者的收入與20%最低收入者的收入之比，Y為人均國民收入，括號中的數(shù)值為T檢驗值。二此項前的負(fù)號證實了倒U現(xiàn)象的存在。隨后，鮑克特、阿魯瓦利亞、錢納里等人分別利用截面數(shù)據(jù)，得出了相同的結(jié)論。三、縱向時序研究。即以特定國家經(jīng)濟發(fā)展過程中若干時點上的收入不平等狀況來研究。比如1950年代，索洛等人通過對英、荷、德等國二戰(zhàn)后的收入差別的分析，證實了倒U假設(shè)的后半段，即這些國家的收入差別在戰(zhàn)后隨著經(jīng)濟的發(fā)展確實改進了。1970年代，魏斯考夫通過對拉美一些發(fā)展中國家的分析，證明了庫氏假設(shè)的前半段，即隨著這些國家經(jīng)濟的發(fā)展收入不平等的狀況惡化了。四、微觀分解分析。即除了利用橫截面和時序資料進行總體分析外，還需對制約收入差別的各種微觀因素進行計量分析。菲爾茲曾利用鮑克特的資料指出，橫截面資料雖能顯示出一種倒U的情形，但它是有多種經(jīng)濟、社會、政治的因素引起的，人均國民生產(chǎn)總值的水平只能解釋各國間收入不平等的變動的25%。有關(guān)庫茲涅茨假設(shè)的理論論爭。對倒假設(shè)得最系統(tǒng)的說明來自劉易斯的兩部門理論模型。這一模型中他假設(shè)，傳統(tǒng)經(jīng)濟部門的邊際勞動生產(chǎn)率為零，既存在著剩余勞動力，進而傳統(tǒng)部門的工資處于進能維持生計的水平，同時這一水平也決定了現(xiàn)代部門的工資下限。在這一假設(shè)下，經(jīng)濟增長主要來源于現(xiàn)代部門的擴張。而現(xiàn)代部門的擴張則主要是由于資本家階級能夠利用勞動的無限供給的壓力以僅維持生計的工資或稍高的工資使用勞動，從而使資本積累不斷擴大。所以，在經(jīng)濟增長過程中資本家所得的國民收入的比重越來越大，而工人的工資卻基本不變，其相對份額也就不斷下降；同時在勞動階級內(nèi)部，收入差別也擴大了，即現(xiàn)代部門工人的收入高于傳統(tǒng)部門農(nóng)民的收入，整個社會收入分配的不平等加劇。劉易斯認(rèn)為，這一過程一直持續(xù)到農(nóng)村潛在剩余勞動消失，農(nóng)民或農(nóng)業(yè)工人的工資由勞動的邊際生產(chǎn)率決定為止。所以，劉易斯的兩部門剩余勞動模型實際上是以勞動和資本兩類生產(chǎn)要素的供求關(guān)系來解釋經(jīng)濟發(fā)展中的要素分配關(guān)系的。對倒理論的批判包括托達羅對劉易斯模型假設(shè)的否定，及一些發(fā)展經(jīng)濟學(xué)家提出的公平增長理論。前者一般認(rèn)為不會對倒理論產(chǎn)生本質(zhì)的影響。后者從人力資本、社會儲蓄、國內(nèi)需求的角度論述了公平分配的重要性。一方面，收入不平等加劇往往意味著一部分人的生活水平的惡化，使其健康、教育狀況降低，因而會降低他們的勞動生產(chǎn)率，并直接或間接影響經(jīng)濟的增長；另一方面，富有階層的高收入，可能由于其揮霍浪費，并不能帶來高的社會儲蓄水平，即富人比窮人儲蓄的并不多，因而只有普遍提高全社會的收入水平，才能提高社會的儲蓄水平；最后，富人往往會將收入花費在進口商品的消費上，從而無助于刺激國內(nèi)需求的增加，以促進經(jīng)濟增長。五、陳氏倒理論。我國年輕的經(jīng)學(xué)家陳宗勝提出了公有制經(jīng)濟條件下倒現(xiàn)像理論。他認(rèn)為勞動差別可分解為勞動效率差別和勞動時間差別。勞動效率不僅與天賦有關(guān)，而且更主要的還是受人們的工作種類、職業(yè)性質(zhì)的影響。而工作種類、職業(yè)性質(zhì)同經(jīng)濟發(fā)展水平，同不同發(fā)展階段的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、專業(yè)化分工的深化程度直接相關(guān)。在低收入階段，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門在國民經(jīng)濟中占主導(dǎo)，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)簡單、行業(yè)少、勞動同質(zhì)性大。勞動差別從而收入的差別不可能很大。隨著經(jīng)濟的發(fā)展，現(xiàn)代部門逐漸擴張，行業(yè)、專業(yè)和職業(yè)等的構(gòu)成必將復(fù)雜化、多樣化于是勞動的異質(zhì)性增強，人們在勞動效率、勞動的質(zhì)量方面的差別必將擴大，從而收入的差別也隨之?dāng)U大。在經(jīng)濟發(fā)展的高階段，行業(yè)結(jié)構(gòu)更

加多樣化，分工更加細密，此時大多數(shù)勞動都需要使用復(fù)雜勞動，所以勞動的異質(zhì)性減小，由此收入差別也逐漸縮小。五、本文的橫界面微觀分解分析本文遵從和前人一樣的假設(shè)：假設(shè)處于不同發(fā)展水平的國家相當(dāng)于一國處于不同的發(fā)展階段，從而把倒“U”理論由動態(tài)的歷史現(xiàn)象變?yōu)殪o態(tài)的國別現(xiàn)象。在各國國在很大差別的情況下，其結(jié)果的可靠性受到影響。但假設(shè)大多數(shù)國家的收入水平都是經(jīng)歷從低到高的發(fā)展則是正確的，考慮到資料缺乏對時序分析的制約，橫截面分析可以作為分析的角度之一。本文的分析數(shù)據(jù):YXY1X1X2EBB1GG1980G1996G10.311300-1.1717.1751.4420.4354740-0.361510.351341-1.057.251.8050.282828-0.552840.331715-1.1097.4555.4880.32436-0.522880.473219-0.7558.080.5310.105174-0.978810.40683227-0.8998.0865.2560.125718-0.903090.484320-0.7348.3770.0762.60.9560.2151924-0.667560.324437-1.1398.470.5880.251436-0.602060.455949-0.7998.6975.533.620.6930.55050-0.301030.566145-0.588.720.8330.4153251-0.381950.33647960-1.0898.9880.6820.3652449-0.437710.488500-0.7349.0581.862.20.7880.3553140-0.449770.478848-0.7559.0982.5050.5054358-0.296710.3510321-1.059.2485.413.80.1-2.30.4154538-0.381950.3511431-1.059.3487.313.50.5-0.690.3353532-0.474960.4111680-0.8929.3787.7310.0768-1.15490.31511973-1.1559.39-0.920.574866-0.244130.365814468-1.0069.5891.775.80.8-0.220.4655538-0.332550.4216110-0.8689.6993.8421.20.1820.111111-0.958610.316389-1.2049.7-1.610.5555358-0.255710.327416651-1.1179.7294.481.50.1-2.30.6056358-0.218240.26216978-1.3399.7494.865.30.4-0.920.6656667-0.177180.3617118-1.0229.7595.0050.636561-0.200660.3217167-1.1399.7595.0850.5-0.690.6356265-0.197230.2517555-1.3869.7795.514.20.1-2.30.5655558-0.247950.2717568-1.3099.7795.535.60.2-1.610.616062-0.214670.2617799-1.3479.7995.7890.3-1.20.747177-0.130770.26618484-1.3249.8296.526.10.1-2.30.5955960-0.225480.3718485-0.9949.8296.535.80.6-0.510.545454-0.267610.3220322-1.1399.920.1820.6356562-0.197230.37722609-0.97610-0.110.575460-0.24413Y為1988年30個國家的基尼系數(shù)。X為1988年相同樣本的人均國民生產(chǎn)總值。Y「X1分別為Y和X的自然對數(shù)，X2為X12oE為1980年各國公共教育支出占國民生產(chǎn)總值的百分比，由于考慮到教育對收入分配影響的滯后性，所以取1980年的數(shù)據(jù)。B為人口出生率；由于資料所限其取值為1980-1990年的人口年均增長率。B1為B的自然對數(shù)。G為政府支出中的補貼和其它經(jīng)常性轉(zhuǎn)移支付占政府總支出的比重。所謂“補貼和其它經(jīng)常性轉(zhuǎn)移支付”是包括所有經(jīng)常項目下向私人和公共企業(yè)的所有無償?shù)摹⒉豢蓺w還的轉(zhuǎn)移支付，以及用于彌補部屬企業(yè)在向公眾出售商品和勞務(wù)時所發(fā)生的現(xiàn)金經(jīng)營赤字的公共成本。同樣由于資料所限，G取1980（G1980）和1996（G1996）兩年的平均值代替1988年的值，G1為G的自然對數(shù)。資料來源：/research/growth/dddeisqu.htn］；/index/Transform.asp?cedb=9&ThreeBlockCode=030901&Template=dbsjnj029&blockcode=DBsjnj_zh《1999年世界發(fā)展指標(biāo)》中國財政經(jīng)濟出版社2000《1998—1999年世界發(fā)展報告》中國財政經(jīng)濟出版社2000由于本文很大程度上是對庫氏假設(shè)進行實證分析，所以首先對應(yīng)變量（Y）與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（X）進行回歸分析，并將方程形式設(shè)定為二次型。Y=C+C1X+C2X2Eviews的最小二乘計算結(jié)果為：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/14/02Time:10:02Sample:130Includedobservations:30VariableCCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.3888510.0411319.4540500.0000X4.62E-068.84E-060.5228620.6053X3-4.58E-103.91E-10-1.1706530.2520R-squared0.246671Meandependentvar0.361880AdjustedR-squared0.190869S.D.dependentvar0.077480S.E.ofregression0.069695Akaikeinfocriterion2.394747Sumsquaredresid0.131148Schwarzcriterion2.254627Loglikelihood38.92121F-statistic4.420452Durbin-Watsonstat1.861097_Prob(F-statistic)0.021842從中可以看出，解釋變相系數(shù)檢驗的t值不顯著，而且解釋變量的系數(shù)太小?？紤]到人均國民生產(chǎn)總值與吉尼系數(shù)間的數(shù)量級差距較大，改變模型設(shè)定的形式，對方程兩邊去對數(shù)形式可得：logY=-0.1783(logX)2+3.0163logx-13.595(0.0476)(0.8266)(3.5572)（1）t=(-3.747)(3.649)(-3.822)R2=0.4067df=2.099Eviews的最小二乘計算結(jié)果為：DependentVariable:Y1Method:LeastSquares

Date:01/01/98Time:02:59Sample:130Includedobservations:30VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-13.594843.557195-3.8217880.0007X13.0162960.8266503.6488210.0011X2-0.1783240.047592-3.7469320.0009R-squared0.406672Meandependentvar-1.037703AdjustedR-squared0.362722S.D.dependentvar0.208154S.E.ofregression0.166168Akaikeinfocriterion-0.656992Sumsquaredresid0.745522Schwarzcriterion-0.516872Loglikelihood12.85487F-statistic9.253020Durbin-Watsonstat_2.099527_Prob(F-statistic)0.000870回歸線如圖所示：S"EViews-[Equation:UNTITLEDWorkfile:UNTITLEDL]-|g|x|□FileEditObjectsViewProcsQuickView|Procs|Objects|Print|Name|Freeze|OptionsWindowHelpEstimate|Foreeast.|Stats|Resids|也X1、經(jīng)濟意義檢驗。從回歸結(jié)果可以看出,，因為二次項前的系數(shù)為負(fù)值，所以此模型證實了庫氏倒U理論。即隨著經(jīng)濟的增長、人均國民生產(chǎn)總值的提高，基尼系數(shù)（也即貧富差距）會先增大后減?。ㄈ鐖D）。模型采用雙對數(shù)形式仍然可以說明這一現(xiàn)象。2、統(tǒng)計推斷檢驗。從回歸的結(jié)果看，可決系數(shù)R2=0.4067，考慮到所采用的是截面數(shù)據(jù)，應(yīng)該說模型在整體上擬合較好；系數(shù)顯著性檢驗：給定a=0.05，查t分布表，在自由度為n-3=27時得臨界值2.052，由于各解釋變量系數(shù)的t值均大于臨界值，所以人均國內(nèi)生產(chǎn)總值對基尼系數(shù)有顯著的影響。3、計量經(jīng)濟學(xué)檢驗。給定顯著性水平0.05，查D-W表，當(dāng)n=30,k=2時，得下限臨界值dL=1.284，上限臨界值dU=1.567，因為DW統(tǒng)計量為2.099小于4-dL=2.433，根據(jù)判定區(qū)域知不存在自相關(guān)。由ARCH檢驗知，Obs*R-squared=3.674,查卡方分布表，給定a=0.05,自由度為3，得臨界值7.81，因為3.674小于7.81，所以不存在異方差。而White檢驗下Obs*R-squared=4.424，進一步證實了沒有異方差。本文至此已經(jīng)從回歸分析的角度證明了庫氏倒U理論的正確性。但我認(rèn)為影響基尼系數(shù)的因素還包括諸如人口出生率、政府支出中的補貼和其它經(jīng)常性轉(zhuǎn)移支付占總支出的比重等。首先對Y和E進行回歸得：Y=0.407-0.011E

Eviews的最小二乘計算結(jié)果為DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/25/02Time:10:39Sample:130Includedobservations:29Excludedobservations:1VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.4071260.03599811.309820.0000E-0.0113780.007677-1.4821480.1499R-squared0.075240Meandependentvar0.357807AdjustedR-squared0.040990S.D.dependentvar0.075512S.E.ofregression0.073948Akaikeinfocriterion-2.304429Sumsquaredresid0.147645Schwarzcriterion-2.210133Loglikelihood35.41422F-statistic2.196763Durbin-Watsonstat1.696502Prob(F-statistic)0.149879從回歸結(jié)果看，教育因素對收入分配的影響并不明顯。采用其他模型設(shè)定形式，t值和可決系數(shù)的值仍不理想，原因可能是教育的嚴(yán)重滯后性。所以從計量經(jīng)濟學(xué)的角度本文無法證明E對Y的顯著性影響，下面的分析中將不得不舍棄這一在經(jīng)濟意義上合理的因素。對Y和B回歸得：Y=0.2876+0.0646BEviews的最小二乘計算結(jié)果為DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/14/02Time:10:39Sample:130Includedobservations:30VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.2875580.01782516.132310.0000B0.0646280.0126225.1202630.0000R-squared0.483558Meandependentvar0.361880AdjustedR-squared0.465113S.D.dependentvar0.077480S.E.ofregression0.056666Akaikeinfocriterion-2.838952Sumsquaredresid0.089908Schwarzcriterion-2.745539Loglikelihood44.58429F-statistic26.21709Durbin-Watsonstat1.828663Prob(F-statistic)0.000020加入變量G，考慮到出生率與政府轉(zhuǎn)移支付之間會出現(xiàn)多重共線，所以采用如下方程形式，回歸可得：log(Y)=-0.097log(G/B)-1.1039DependentVariable:Y1Method:LeastSquaresDate:12/25/02Time:11:10Sample:130

Includedobservations:30VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-1.1039520.030211-36.541270.0000R1-0.0972190.018512-5.2516480.0000R-squared0.496220Meandependentvar-1.037703AdjustedR-squared0.478228S.D.dependentvar0.208154S.E.ofregression0.150357Akaikeinfocriterion-0.887266Sumsquaredresid0.633004Schwarzcriterion-0.793852Loglikelihood15.30898F-statistic27.57981Durbin-Watsonstat1.845702Prob(F-statistic)0.000014這里可將G/B作為一個彈性的概念來理解，該彈性系數(shù)越大，即對出生率的每百分之一的增加，政府轉(zhuǎn)移支付的增加量越大，吉尼系數(shù)會減小。從回歸結(jié)果看，G/B每增加1%，吉尼系數(shù)將下降0.097%，而且解釋變量對應(yīng)變量存在顯著的影響。雖然同上面的模型相比，修正可決系數(shù)有微小的下降，但從本文模型研究目的來看，這一模型擬合較好。將方程(2)加入方程(1)的：log(Y)=-0?1148(log+2?013log(x)-0?089log(G/B)-9?829(0.0417)(0.715)t=(-2.754)(2.816)R2=0.627修正值為0.58)檢驗：給定顯著性水平0.05查(0.0417)(0.715)t=(-2.754)(2.816)R2=0.627修正值為0.58)檢驗：給定顯著性水平0.05查D-W表，當(dāng)n=30,k,3時，得下限臨界值dL=1.214,舞EViews-[Graph：UBTITLEDWorkfile：UBTITLED]FileEditObjectsYiewProcsQuickOptionsWindowHelp■|l5*|View|frocs|Objects|Print|Name]AddText|AddShade|Zoom|Remove|Teniplule|PrintSetup|Options|0.4-1o0.2TOC\o"1-5"\h\z°o°o°ooo°oLU0.0-°°/°oOo°ooooQ-0.2-°0o.04j!!由ARCH檢驗知，Obs*R-squaredF3.951查卡方分布表.2給定O3F0.05,自由度為3,得臨界值7.81顯然3.956小于7.81而且resi]/)國數(shù)t檢驗值不顯著。White檢驗下Obs*R-squared=7.012明顯小于自由度為9,a=0.05的卡方值23.589而且各項系數(shù)也不顯著。Eviews的計算結(jié)果為：ARCHTest:F-statistic1.316167Probability0.293241Obs*R-squared3.956046Probability0.266250TestEquation:DependentVariable:RESID"2Method:LeastSquares

Date:12/25/02Time:11:37Sample(adjusted):430Includedobservations:27afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.0105220.0064641.6278360.1172RESIDA2(-1)-0.0619800.208816-0.2968170.7693RESIDA2(-2)0.3754780.1939021.9364270.0652RESIDA2(-3)0.0832560.2080660.4001410.6927R-squared0.146520Meandependentvar0.016900AdjustedR-squared0.035197S.D.dependentvar0.022756S.E.ofregression0.022352Akaikeinfocriterion-4.627869Sumsquaredresid0.011491Schwarzcriterion-4.435894Loglikelihood66.47624F-statistic1.316167Durbin-Watsonstat_1.943973_Prob(F-statistic)0.293241WhiteHeteroskedasticityTest:F-statistic1.177506Probability0.349163Obs*R-squared5.909687Probability0.315106TestEquation:DependentVariable:RESIDA2Method:LeastSquaresDate:12/25/02Time:11:40Sample:130Includedobservations:30VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-6.2934804.672055-1.3470480.1905X11.9052911.4625821.3026900.2050X1A2-0.1600910.127797-1.2527010.2224X2A20.0003260.0002841.1503750.2613R1-0.0001830.004146-0.0441710.9651R1A2-0.0015150.001975-0.7668550.4506R-squared0.196990Meandependentvar0.015604AdjustedR-squared0.029696S.D.dependentvar0.021930S.E.ofregression0.021602Akaikeinfocriterion-4.655222Sumsquaredresid0.011199Schwarzcriterion-4.374982Loglikelihood75.82833F-statistic1.177506Durbin-Watsonstat2.592180Prob(F-statistic)0.349163所以本文的最終結(jié)果為：log(Y)=-0.1148(logx)2+2.013log(x)-0.089log(G/B)-9.829(0.0417)(0.715)(0.023)(3.028)

t=(-2.754)(2.816)(-3.925)(-3.246)R2=0.627df=2.342回歸圖如下:六、本文的結(jié)論（1）人均國民生產(chǎn)總值對收入差距確實存在影響，原因我認(rèn)為是經(jīng)濟發(fā)展所產(chǎn)生的“擴散效應(yīng)”。但這很大程度上取決于政府的政策取向。（2）生育率對收入分配的不均等存在顯著的影響，這一關(guān)系我認(rèn)為是通過貧困化連接的。從宏觀層面上講，人口一貧困周期理論說明，人口的高速增長造成了對食品供給的壓力，而且強化了對儲蓄、外匯儲備及人力資源的發(fā)展的約束力。人口的過快增長，必將減少生產(chǎn)性資本的積累，有的國家還可能因進口糧食而耗費了本來可用于進口資本品的外匯。同時國家贍養(yǎng)率的提高使教育、醫(yī)療保健的供給不足，從而影響了人力資源的質(zhì)量。這一切都將阻礙經(jīng)濟的增長，進而影響經(jīng)濟的發(fā)展，國家陷入貧困的泥潭。更重要的是上述問題所產(chǎn)生的負(fù)面效果將大部分由窮人承擔(dān)，從而吉尼系數(shù)將隨之提高。從微觀層面上講，生育率經(jīng)濟理論告訴我們，對于貧困階層來說，兒童在某種程度上是一種經(jīng)濟投入品，其父母期待以童工的形式和為其年老時提供經(jīng)濟支持的形式獲得養(yǎng)育兒童的回報。再加上貧困階層養(yǎng)育兒童的機會成本很低（原因在于諸如婦女的低就業(yè)率等）及較高的兒童死亡率使兒童的出生率大大高于富有階層。這樣窮人將