2008中国行业收入差距的成因及其经济增长效应_伏帅

国民经济管理 [收稿日期] 2008- 10- 26 [基金项目] 湖南省重点研究基地项目/贫困与不公平度量及其在社会保障中的应用0( 016K016) ; 教育部回国人员 科研启动基金(教外司留=2005>55 号) [作者简介] 伏 帅( 1980- ) ,男, 湖南岳阳人,湘潭大学校长办公室, 研究方向是数量经济学与产业经济学; 龚志民 ( 1962 - ) ,男, 湖南常德人, 湘潭大学社会主义经济理论研究中心教授,博士生导师,研究方向是消费经济学与数量 经济学。 中国行业收入差距的成因及其经济增长效应 伏 帅1,龚志民2 ( 1. 湘潭大学 校长办公室,湖南 湘潭 411105; 2. 湘潭大学 社会主义经济理论研究中心, 湖南 湘潭 411105) [摘 要] 首先,从总体状况、地区差异、垄断因素三个方面对中国行业收入差距的现状进行了。然后, 对行业收入差 距进行了成因分析,发现行业人力资本水平、行业垄断程度、行业劳动生产率的差异是造成行业收入差异的主要因素。最后, 对行业收入差距的经济增长效应进行了实证分析。从短期看, 行业收入差距扩大对促进经济增长没有表现出显著的影响, 同 时经济增长使行业收入差距扩大的迹象也不明显; 从长期看,行业收入差距与经济增长具有同向变动的趋势。 [关键词] 行业收入差距; 成因分析; 经济增长效应 [中图分类号] F12417 ; F224 [文献标识码] A [文章编号] 1007- 9556( 2008) 12- 0022- 06 Analysis of the Cause and Economic Growth Affect of Chinese Income Gap between Industries FU Shuai 1 , Gong Zhi- min 2 ( 1. Principal Office, Xiangtan University, Xiangtan 4111105; 2. Socialist Economic Theory Research Center, Xiangtan 411105, China) Abstract:Firstly , the current situation of Chinese industry income gap is analyzed by the overall circumstance, location divergence and monopoly factor. With the related theory, the paper investigates the positive analysis of industry income gap. The positive analysis points out that human capital, industry monopoly extent, divergence of industry labor productivity are the main factors which make the difference of indus- try income and influence the industry income actively. At last, the paper investigates positive analysis about the industry income gap of eco- nomic growth effect. Due to the Econometric Model, in the short term, widening of industry income gap does not show any obvious effect on promoting the economic growth At the same time, the indication of widening industry income gap isn. t obvious. In the long term, there is a same change trend between industry income gap and economic growth1 Key Words: industry income gap; factor analysis; economic growth effect 随着改革开放的不断深入和国民经济的高速 增长,中国行业收入差距呈现不断扩大的趋势,这已 引起全社会的广泛关注, 并对行业自身的发展、人们 的择业观念、社会风气和社会稳定等方面造成了不 良影响。现阶段,理论界对行业收入的研究一般多 以描述性、定性分析为主, 且多以大行业为研究对 象,缺乏较有说服力的定量研究结果,尤其对行业收 入差距的成因以及经济增长效应问题还缺乏比较系 统的实证分析, 而这正是本文主要研究的问题。 研究行业收入时, 有关的指标主要是从行业职 工的工资收入和各种福利收入中得到的。鉴于数据 的可得性,本文主要用职工平均工资作为衡量行业 收入的指标。它表明一定时期职工工资收入的高低 程度,是反映职工工资水平的主要指标。本文中使 用的职工平均工资原始数据来源于历年的5中国统 计年鉴6。 本文在测量行业收入差距时, 主要运用了高低 比、变异系数、泰尔指数等指标。其中, 高低比是各 #22# 2008 年 12 月 第 30 卷 第 12期 山/西/财/经/大/学 /学/报 Journal of ShanXi Finance and Economics University Dec. , 2008 Vol. 30 No. 12 行业职工平均工资最大值与最小值的比率。变异系 数是行业收入标准差与各行业人均收入平均值的比 值,其值越大,表明行业收入差距越大。泰尔指数的 最大优点是它可以用于群体分割分析, 既可以分析 各部门对收入差距的贡献, 同时也可以分析部门间 差异性的大小。泰尔指数的分解公式为: 总体差距 = 组内差距+ 组间差距。本文运用的分解公式为: T= E M k= 1 ukT k+ E M k= 1 uklog ( uk / v k)。其中, M 表示所分的 组数, 第一项表示组内差距 TW, 第二项表示组间差 距 Tb , uk 表示第 k 组人口在总人口中的比例, vk 表 示第 k 组收入在总收入中的比例。 一、中国行业收入差距的现状分析 (一)行业收入差距的总体状况 根据 2006、2007 年5中国统计年鉴6的统计数 据,我们可以得出, 2006年行业职工平均工资排名 前5位的行业分别为信息传输、计算机服务和软件 业,金融业, 科学研究、技术服务和地质勘查业, 电 力、燃气及水的生产和供应业,文化、体育和娱乐业, 它们的工资分别为平均工资的 2. 13 倍、1. 87倍、 1. 52倍、1. 37倍、1. 24 倍。排名后 5位的行业分别 为农、林、牧、渔业,住宿和餐饮业, 水利、环境和公共 设施管理业,建筑业, 批发和零售业,它们的工资分 别为平均工资的 0. 45倍、0. 72倍、0. 77倍、0. 78倍、 0. 84倍。与 2005年相比, 排名前 5位的行业没有发 生变化,并且排序也完全相同,排在后 5位的行业也 只有位次上的微调, 即水利、环境和公共设施管理业 与建筑业互换了位置。因此, 2006年与 2005年行业 收入的分布格局基本保持一致。 2006年行业收入的变异系数为 0. 358 2,比 2005 年增加了 1. 4%。2006 年行业收入的泰尔指数为 0. 058 672,比 2005年增加了 4. 0%。因此, 较之于 2005年, 2006年中国行业收入的差距在扩大。 根据5中国统计年鉴6的分类标准, 在 19个大行 业下, 共有 97个细分行业。通过分析细分行业, 可 以更加准确和清楚地得到行业收入差距的现状特 征。2006年平均工资最高的证券业与平均工资最 低的林业之间绝对差距达到 77 268 元, 高低比为 10. 36。进一步计算可以得到,细分行业的变异系数 为0. 535 1,泰尔指数为 0. 101 7。这些测量指标的数 值都远远大于按大行业分类所计算出来的结果, 表 明按细分行业反映出来的行业收入差距程度更为严 重,并远高于通常的估计值。 总的来看,行业收入具有以下几个特征: ( 1)具 有垄断性或带有较明显垄断性的行业平均工资普遍 较高, 如金融类行业、航空运输业、烟草制品业等; ( 2)具有高新技术特征的行业平均工资较高,如计算 机服务业、软件业等; ( 3) 农、林、牧、渔业与大部分 制造业、采掘业等基础性产业和弱质行业的平均工 资偏低; ( 4)市场竞争比较充分的行业平均工资较 低,如纺织业、零售业、餐饮业等。 (二)行业收入差距的地区差异 由于地区之间在改革开放进程中所经历的阶段 不同,所享受的国家优惠政策有很大差别,因此不同 地区的行业平均工资差异很大。从 2007年5中国统 计年鉴6的统计数据可以看到, 2006年各行业平均 工资最高的省份绝大部分是东部经济发达省区, 而 各行业平均工资最低的省份绝大部分是中西部省 区。按地区划分, 各行业平均工资的高低比在 2. 57 到 5. 70之间,高低比最低的行业是制造业与交通运 输、仓储和邮政业,高低比最高的行业是金融业。按 地区划分, 各行业平均工资的泰尔指数在 0. 02到 0. 89之间,泰尔指数最低的行业是制造业,泰尔指数 最高的行业是金融业。 整体来讲,东部地区的行业平均工资高于中部 与西部地区,这是因为在我们/让一部分人、一部分 地区先富起来0的发展战略下,东部地区较早地进行 了改革开放, 经济发展环境较中部和西部地区具有 更大的优势。 从 2006年各地区(除港、澳、台外)行业收入差 距的泰尔指数来看,有 12个省级地区行业收入的泰 尔指数高于全国水平。并且发现, 各地区行业收入 差距的严重程度与经济发展水平没有明显的关系。 (三)行业收入差距的垄断因素分析 许多研究认为, 垄断因素对行业收入差距有重 要影响,甚至是加剧行业收入差距的最主要的原因。 本文运用泰尔指数的分解来分析现阶段垄断因素在 多大程度上加剧了中国行业收入差距。考虑到行业 的可比性与代表性, 我们选用工业细分行业来分析 垄断因素对行业收入差距的影响。根据5中国统计 年鉴6的分类,工业包含采掘业,制造业,电力、煤气 及水的生产和供应业三大行业, 其下共有 39个细分 行业。考虑到细分行业数据的可得性与可比性, 我 们选用细分行业城镇单位平均劳动报酬以及相应的 就业人数作为原始数据,数据来源于 2007 年5中国 统计年鉴6。 #23# 2008 年 12 月 第 30 卷 第 12期 山/西/财/经/大/学 /学/报 Journal of ShanXi Finance and Economics University Dec. , 2008 Vol. 30 No. 12 研究垄断因素对行业收入差距的影响,需要对垄 断行业和非垄断行业进行界定。本文将垄断行业定 义为除行业自身因素及市场因素外,仍存在政策性进 入和退出壁垒的行业。据此定义, 39个细分行业可以 分为30个非垄断行业和 9个垄断行业,见表1。 表 1 2006 年工业细分行业(垄断行业和非垄断行业) 的泰尔指数及分解 泰尔指数 工业细分行业 01 057186 垄断行业 01 043499 非垄断行业 01 020804 泰尔指数分解 组内差距 01 025579组间差距 01 031607 贡献度( % ) 组内差距 44173%组间差距 55127% 表1中, 组间差距表示的就是行业垄断对行业 间收入差距的贡献。工业细分行业收入差距中的 55. 27%是由行业垄断造成的,这表明垄断因素的确 是造成行业收入差距的重要原因, 甚至是首要原因。 与此同时, 垄断行业泰尔指数是非垄断行业的 2. 09 倍,表明垄断行业内部的收入差距要比非垄断行业 内部的收入差距大。 二、影响中国行业收入的因素分析 (一)变量选择与数据来源 从理论上讲,影响行业收入的一切因素都会影响 其收入差距的变化,这些因素来自于经济、政治、社会 等各个方面。本文根据文献资料从众多因素中选择 了7个指标,然后依据 2006年的相关数据,运用多元 统计分析中的逐步回归法筛选出在统计意义上对行 业收入影响显著的因素进行分析,具体见表2。 表 2 各因素变量的含义 变量 Y X1 X 2 X 3 含义 行业收入 行业人力资本水平 行业劳动 生产率 行业垄断 程度 变量 X4 X5 X 6 X 7 含义 行业资本份额 行业劳动 份额 行业对外 开放程度 行业产值 增长份额 行业收入( Y)反映的是不同行业平均职工工资 收入, 用各行业平均职工工资占所有行业加权平均 职工工资的比重来度量。计算公式为: 行业收入= 某行业平均职工工资/所有行业加权平均职工工资。 行业人力资本水平( X 1)反映的是行业从业人 员的素质和能力。本文参照明瑟( Mincor, 1974)计算 教育收益率的方法, 用人均受教育年数来间接量化 行业从业人员的素质和能力。计算方法为:行业人 力资本水平= ( E某行业各受教育年数的职工人数 @ 相应分值) /该行业总职工人数。对受教育年数赋 值的方法为:未上过学为0年,小学为 6年,初中为 9 年,高中为 12年, 专科为 15 年, 本科为 16 年, 研究 生及以上为 19年。 行业劳动生产率( X 2 )反映的是行业从业人员 的年平均贡献率, 用行业从业人员每年创造的产业 增加值来度量。计算方法为: 行业劳动生产率= 行 业的产业增加值/行业总职工人数。 行业垄断程度( X 3)反映的是国有经济的参与 程度,用国有经济对行业的控制程度和资本的集中 度来度量。计算公式为:行业的垄断程度= 行业内 国有企业人均投资额/行业人均投资额。 行业资本份额( X 4)反映的是不同行业全社会 固定资产投资额占全社会固定资产投资总额的比 重。计算公式为: 行业资本份额= 某行业固定资产 投资额/固定资产投资总额 。 行业劳动份额( X 5)反映的是不同行业职工人 数占总职工人数的比重。计算公式为: 行业的劳动 份额= 某行业职工人数/职工总人数。 一般用三个相关变量来衡量行业的对外开放程 度( X6) ,分别是出口依存度、进口依存度和外资依 存度。本文选用人均外商直接投资( FDI)作为行业 对外开放程度的衡量指标。计算公式为: 行业对外 开放程度= 某行业外商直接投资/该行业职工人数。 行业产值增长份额( X7)反映的是不同行业产值增 加值占产业增加总值的比重。计算公式为:行业产值 增长份额= 某行业产值增加值/产业增加总值。 以上各变量的数据根据 2007年5中国统计年 鉴6、5中国劳动统计年鉴6中相关数据整理得到。 (二)计算方法 本节运用多元统计分析中的逐步回归法进行计 算和分析。逐步回归法的主要思路是在考虑的全部 自变量中,按其对因变量的作用大小、显著程度大小 或者贡献大小,由大到小地逐个引入到回归方程中, 那些对因变量作用不显著的变量可能始终不被引入 回归方程中。另外, 己被引入回归方程的变量在引 入新变量后也可能失去重要性, 从而需要剔除出去。 引入一个变量或者从回归方程中剔除一个变量都称 为逐步回归中的一步, 每一步都要进行F 检验, 以保 证在引入新变量前回归方程中只含有对因变量影响 #24# 2008 年 12 月 第 30 卷 第 12期 山/西/财/经/大/学 /学/报 Journal of ShanXi Finance and Economics University Dec. , 2008 Vol. 30 No. 12 显著的变量,而不显著的变量已被剔除。 (三)模型计算与分析 本文选择 2006年作为研究时点, 以行业收入 ( Y)作为因变量,将初选的 7个指标代入模型中, 利 用多元统计分析中的逐步回归法进行变量筛选(显 著性水平为0105)。经过Eviews软件计算,有 3个指 标入选,得到多元回归模型,回归结果见表 3。 表3中,因变量 Y 表示行业收入,自变量 X 1 表 示行业人力资本水平, X 2 表示行业劳动生产率, X3 表示行业垄断程度, C 表示模型的常数项。将模型 用数学表达式写出, 即为: Y= - 1. 63+ 0. 17X 1+ 0. 01X 2+ 0. 56X3 (1) 表 3 行业收入影响因素模型的回归结果 变量 系数 标准误 t- 统计量 概率 C - 11626689 01410468 - 31963013 010012 X 1 01173468 01028586 61068350 010000 X 2 01010474 01003260 31212529 010058 X 3 01564922 01142913 31952918 010013 判定系数 01767302 因变量均值 11117142 调整的判定系数 01720763 因变量标准差 01400177 回归标准误 01211465 AIC 信息准则 - 01084848 残差平方和 01670763 SC 信息准则 01113981 极大似然值 41806057 F统计量 16148712 D- W统计量 11874530 概率( F统计量) 01000051 注:数为 119,观测值为 19 个。 根据表 3的各统计量可知,模型各参数均通过 了统计检验。调整后的判定系数为 01720 8,说明因 变量行业收入( Y)的变动中有 72108%可以由行业 人力资本水平( X 1)、行业劳动生产率( X2)、行业垄 断程度( X 3)三个自变量的联合变动来解释。因此, 上述模型是有效的。 接下来对逐步回归的步骤进行分析,以判断哪 个因素是影响行业收入的主要因素。理论上讲, 最 先进入模型的自变量就是最主要的变量。在最终进 入模型的 3个变量中, 最先进入模型的自变量是行 业人力资本水平( X 1) ,第二个进入模型的自变量是 行业垄断程度( X 3) ,第三个进入模型的自变量是行 业劳动生产率( X2)。 在影响行业收入差异的各种因素中,行业的人 力资本水平( X 1)和垄断程度( X 3)是学者们公认的 主要影响因素, 本文的计算结果也与之相符。行业 人力资本水平( X 1)和行业垄断程度( X 3)是人力资 本理论和制度理论所支持的影响行业收入的因素。 除此之外,行业的劳动生产率( X 2)是效率工资理论 支持的影响行业收入的主要因素。虽然本节计算结 果显示, 行业劳动生产率( X2)对行业收入变动的解 释力没有行业人力资本水平( X 1)和行业垄断程度 ( X 3)两个因素大,但它的确是一个不可忽略的影响 因素,因此应当被纳入到模型中。 需要说明的是, 虽然模型计算结果显示共有 3 个变量对行业收入变动影响显著, 但这并不意味着 其它变量对因变量没有影响和作用。例如,行业对 外开放程度(X6) , 有的研究认为对外开放政策对不 同行业收入的影响方向和强度存在很大差别,因此 造成行业收入差距拉大。在由逐步回归法确定的最 终模型中,变量的显著性只是针对某一经济系统来 说的,因此不能肯定被剔除的不显著的自变量对因 变量没有显著影响, 而只能说这个不显著的自变量 对因变量产生显著作用的环境不具备或不存在。 (四)结论与政策建议 通过实证分析可知,行业人力资本水平、行业垄 断程度、行业劳动生产率的差异是造成行业收入差 异的主要因素, 它们对行业收入都有正向影响。基 于以上结论, 我们可就如何有效和规范地缩小中国 不合理的行业收入差距问题提出一些建议。 其一,努力提高行业人力资本水平。行业人力 资本水平的差异是造成行业收入差距扩大最重要的 因素,行业人力资本水平代表的是行业内从业者的 受教育水平。2006 年, 平均工资最高的信息传输、 计算机服务和软件业与平均工资最低的农、林、牧、 渔业之间的绝对差距为 35 333元, 其中, 有 22 445 元是由人均受教育年数决定的。因此, 大力发展教 育、提高国民素质是促进行业收入公平的有效手段。 可以考虑采取的措施包括: ( 1)加强义务教育,提高 教学质量; ( 2)改善低收入人群的教育状况,增加其 受教育的机会,提高人均人力资本存量,进而增强其 就业竞争力; ( 3)加强对低收入行业人员的培训, 重 视对下岗失业人员的技能培训, 增强其再就业能力。 其二,打破垄断,实现各行业公平竞争。5中华 人民共和国反垄断法6已由中华人民共和国第十届 全国人民代表大会常务委员会第二十九次会议于 2007年 8月 30日通过,并将于2008年 8月 1日开始 施行。这为反垄断行为提供了法律依据, 为有效遏 制垄断暴利现象提供了法律武器。 对于由垄断所带来的不合理的行业收入差距, 一方面,在自然垄断性行业要最大限度地引入竞争; #25# 2008 年 12 月 第 30 卷 第 12期 山/西/财/经/大/学 /学/报 Journal of ShanXi Finance and Economics University Dec. , 2008 Vol. 30 No. 12 另一方面,在非自然垄断行业,要尽快清除各种市场 准入壁垒,允许各种所有制企业公平地进入、退出, 公平地开展竞争。可以考虑采取的措施包括: ( 1)转 变政府职能,促进政府管制的公开透明,提高管制效 率,建立激励性管制机制, 扩大自由竞争的覆盖面; ( 2)加快建立现代企业制度,实现产权多元化, 引入 市场竞争机制; ( 3)加强对国有垄断企业职工工资、 福利的监督和管理,完善并严格实行工资总额控制 制度,坚决取缔各种不合理、不合法的工资外收入。 其三,不断提高行业劳动生产率水平。行业劳 动生产率是一个行业在市场中投入与产出的综合反 映,行业劳动生产率越大, 行业产出相对越高, 职工 个人从行业获利中分享的利润就越多。可以考虑采 取的措施包括: ( 1)对人员进行合理地组织和配置, 提供合理的薪酬,实施激励机制; ( 2)引进先进设备, 强调技术与工艺的创新,学习国际、国内成功经验, 发掘劳动生产率的增长潜力。 除了以上三个主要方面外,可以考虑采取的措 施还包括: ( 1)深化税制改革,加大税收监管力度, 增 加所得税尤其是个人所得税在税收结构中的比重, 充分发挥税收的调节作用; ( 2)完善社会保障制度, 建立健全基本医疗保险、养老保险、失业保险, 保障 低收入行业职工的生活; ( 3)在采取全行业均衡对外 开放政策的同时扩大对内开放的力度, 培育并健全 劳动力市场和资本市场, 鼓励劳动力无障碍流动, 实 行资源的最优配置。 三、中国行业收入差距与经济增长关系的实证研究 1955年库兹涅兹( Kuznets)在他的经典著作5经 济增长与收入不平等6中,首次对一个国家经济发展 过程中收入分配格局的变化进行了实证研究,后来, 他提出了一条简单的U 型曲线, 即/库兹涅兹倒 U 型假说0。其内容是: 在经济增长的早期阶段, 即从 前工业文明转向工业文明的时期,收入不平等将加 速扩大,到一定阶段后会趋于稳定并逐渐缩小。之 后,大量研究围绕/库兹涅兹假说0能否成立而展开。 库兹涅兹研究了经济增长对收入分配的影响, 而收 入分配的不平等如何影响经济增长也是经济学家们 不断思考的问题。50多年来, 经济学家运用不同的 数据集对这一问题进行了大量的计量研究, 然而结 论却不确定。总的说来, 上个世纪 80年代以前的计 量研究一般认为不平等有利于经济增长, 而此后的 计量研究持否定态度的居多。 (一)行业收入差距与经济增长的格兰杰因果关 系检验 判断一个变量的变化是否是另一个变量变化的 原因,是经济计量学中的常见问题。对此,格兰杰提 出了判断因果关系的一个检验, 这就是格兰杰因果 关系检验( Granger causality tests)。 在进行行业收入差距与经济增长关系的格兰杰 因果关系检验之前,我们需要选定相关的代表变量。 我们用 LNT、LNGDP 分别表示泰尔指数、国民生产 总值取对数后的值, 并分别作为行业收入差距和经 济增长的代表指标。然后, 分别对 LNT、LNGDP 进 行平稳性检验。检验结果显示, LNT、LNGDP 序列 都是一阶单整序列。下面对行业收入差距与经济增 长进行格兰杰因果关系检验,公式为: $LNTt= E m i = 1 Ai$LNGDP t- i+ E m i= 1 Bi$LNT t- i+ Lit (2) $LNGDP t= E m i= 1 Ki$LNT t- i+ E m i= 1 Di$LNGDP t- i+ L2t (3) 模型使用的数据样本只有 21个, 属于小样本。 根据确定滞后阶数的原则, 给出前 5阶的格兰杰因 果关系检验。用 Eviews510对( 2)、( 3)式构成的模型 进行运算,结果见表 4。 表4 行业收入差距与经济增长的格兰杰 因果关系检验的定阶参数 滞后阶数 1 2 3 4 5 AIC准则值 - 31503930 - 31490678 - 41570638 - 41912820 - 51031210 SC准则值 - 31205211 - 21993605 - 31878127 - 41030594 - 31968901 由表 4 可知, 模型在滞后 5阶时, AIC 值最小, 而在滞后4 阶时, SC值最小。因此, 无法根据确定 滞后阶数的原则来确定这里的滞后阶数。我们可以 利用整体对数似然函数值来进行 LR 检验, 以确定 滞后阶数。LR检验表明,应当取 4阶滞后阶数。为 了更清楚地查看格兰杰因果关系检验结果,将滞后 4阶和 5阶的结果同时列在表 5中。 表5 行业收入差距与经济增长的格兰杰 因果关系检验结果 原假设 滞后阶数 F统计值 相伴概率 $LNGDP 不能 Granger 引起 $LNT 4 2139522 0113633 $LNT 不能Granger引起 $LNGDP 4 0193666 0148960 $LNGDP 不能Granger引起 $LNT 5 1109550 0146135 $LNT 不能Granger引起 $LNGDP 5 1101405 0149408 我们从表5中看到,无论是滞后 4阶还是滞后 5 #26# 2008 年 12 月 第 30 卷 第 12期 山/西/财/经/大/学 /学/报 Journal of ShanXi Finance and Economics University Dec. , 2008 Vol. 30 No. 12 阶,在 10%的显著性水平下, 格兰杰因果关系检验 结果均表明,短期内行业收入差距与经济增长之间 没有显著的因果关系。这就意味着,短期内行业收 入差距的扩大对经济增长没有显著影响,反之亦然。 (二)经济增长对行业收入差距的影响 为了进一步探寻中国行业收入差距与经济增长之 间的关系,我们借助恩格尔和格兰杰提出的协整理论 及其方法进行分析。以LNT 为被解释变量, LNGDP 为 解释变量,先进行两变量的协整检验,建立如下回归方 程,并利用Eviews510计算得到表 6的结果: LNT t= A+ BLNGDP t+ ut (4) 表 6 经济增长对行业收入差距的回归结果 变量 系数 标准误 t统计量 概率 C - 10186767 01557924 - 19147878 01 0000 LNGDP 01641957 01051451 121 47701 01 0000 对得到的残差序列进行平稳性检验(选择无常 数项和趋势项) , 检验结果显示, 残差序列在 1%的 显著性水平下拒绝原假设, 即接受不存在单位根的 结论, 因此可以确定残差序列是平稳序列。由此可 知, LNT、LNGDP 序列之间存在协整关系, 即 LNT、 LNGDP 序列之间存在长期均衡关系。然后建立误 差修正模型,利用 Eviews510计算得到: $LNT t= 0. 039+ 0. 226$LNGDP t- 0. 467ecmt- 1 (5) 这里,变量 $LNGDP 的系数未能通过 t检验,即不 能拒绝系数为零的原假设,其余各项均通过了相关检 验。从短期看,随着经济增长,收入差距并没有明显变 化,这与格兰杰因果关系检验结果相符。其原因在于, 本文研究行业收入差距所使用的指标是行业职工平均 工资,而工资具有刚性,因此短期内行业收入差距变动 不明显。但是从长期看, LNT 关于 LNGDP 的长期弹性 达到 01642,经济增长对行业收入差距有正向影响,即 随着经济的增长,行业收入差距进一步扩大。误差修 正项为平稳序列, ecmt- 1的系数大小反映了对偏离长期 均衡的调整力度。从系数估计值(- 01467)来看,当短 期波动偏离长期均衡时,会以- 01467的调整力度将非 均衡状态拉回到均衡状态。 (三)行业收入差距对经济增长的影响 这里研究行业收入差距对经济增长的影响, 以 LNGDP为被解释变量, LNT 为解释变量,先进行两 变量的协整检验,建立回归方程为: LNGDP t= K+ DLNT t+ Et (6) 利用Eviews510计算得到回归结果见表 7。 表 7 行业收入差距对经济增长的回归结果 变量 系数 标准误 t统计量 概率 C 16123112 01441602 36175511 010000 LNT 11380394 01110635 12147701 010000 对得到的残差序列进行平稳性检验(选择无常 数项和趋势项) , 检验结果显示, 残差序列在 1%的 显著性水平下拒绝原假设,即接受不存在单位根的 假设,因此可以确定残差序列是平稳序列。由此可 知, LNGDP、LNT 序列 之间存在协 整关系, 即 LNGDP、LNT 序列之间存在长期均衡关系。然后建 立误差修正模型, 利用 Eviews510计算得到: $LNGDP t= 0. 144+ 0. 086$LNT t- 0. 072ecmt- 1 (7) 这里,变量 $LNT 的系数未能通过 t 检验,即不 能拒绝系数为零的原假设,其余各项均通过了相关 检验。从短期看, 随着收入差距的扩大,经济增长并 没有明显变化,这与格兰杰因果关系检验结果相符。 从长期看, 行业收入差距对经济增长有正向影响。 其部分原因可能在于, 行业平均工资差距的扩大产 生了激励作用,由此推动了经济增长。 综上所述,我们应全面分析行业收入差距与经 济增长的关系,区分短期与长期影响。从短期看,行 业收入差距扩大对促进经济增长没有表现出显著的 影响;经济增长虽然有扩大行业收入差距的冲动,但 因为工资具有刚性特征等原因, 因此行业收入差距 扩大的迹象并不明显。从长期看, 行业收入差距与 经济增长具有同向变动的趋势。其中, LNT 关于 LNGDP 的长期弹性达到 01642, INGDP 关于LNT 的 长期弹性达到1138。因此, 我们必须主动采取相关 措施来防止收入差距的恶化,防止因为贫富悬殊而 导致社会的不稳定,最终丧失经济发展的成果。 [ 参 考 文 献 ] [ 1] 魏 军. 我国行业收入差距的现状、问题与对策 [ J] . 内蒙古师范大学学报(哲学社会科学版) , 2007, 36( 3) . [ 2] 杜 键, 张大亮,顾 华. 中国行业收入分配实证分 析[ J] . 山西财经大学学报, 2006, 28( 6) : 73- 78. [ 3] 李晓宁, 邱长溶. 转轨时期中国行业工资差距的实 证研究[ J] . 山西财经大学学报, 2007, 29( 6) : 48- 54. [责任编辑:李 莉] #27# 2008 年 12 月 第 30 卷 第 12期 山/西/财/经/大/学 /学/报 Journal of ShanXi Finance and Economics University Dec. , 2008 Vol. 30 No. 12