胡榮才，顏 涵

（湖南大學 金融與統(tǒng)計學院，湖南 長沙 410079）

一 引言

為加快轉變經濟發(fā)展方式，推動產業(yè)結構調整和優(yōu)化升級，完善和發(fā)展現代產業(yè)體系，國家發(fā)改委牽頭對《產業(yè)結構調整指導目錄（2005 年本）》進行了修訂，形成了《產業(yè)結構調整指導目錄（2011 年本）》，成為推進中國產業(yè)結構調整、轉變經濟發(fā)展方式的重要舉措。同時，本世紀以來的經濟上升周期，我國收入分配差距擴大的現象有所顯現，表現為居民收入占國民收入比重以及勞動者報酬占GDP 比重下滑，2000～2007 年基尼系數由0.41 擴大至0.46，達到了國際意義上貧富差距加大的警戒線[1]。調整國民收入分配格局，逐步提高居民收入在國民收入分配中的比重、勞動報酬在初次分配中的比重，增強消費對經濟增長的拉動作用[2]，對產業(yè)結構的調整和優(yōu)化升級具有重要推動作用，但醞釀多年《關于加強收入分配調節(jié)的指導意見及實施細則》至今仍未出臺。因此，本文以中國亟需解決的產業(yè)結構和收入分配問題為研究對象，從國民收入分配格局的居民收入水平的宏觀變化視角，對產業(yè)結構與收入分配結構之間的相互影響關系進行實證研究，以期發(fā)現二者之間的動態(tài)影響關系，為協(xié)調產業(yè)結構的調整、升級、優(yōu)化和國民收入分配改革提供制定政策的經驗依據和政策建議。

二 相關文獻評述

針對產業(yè)結構與收入分配之間如何關聯(lián)，已有文獻分析了兩者之間的單向或雙向影響關系。

關于產業(yè)結構對收入分配的影響，Lawrence F.Katz（1988）認為技術和產品需求變化、勞動力流動等因素造成生產部門結構的變化，導致對勞動力需求的變化，由此引起的失業(yè)增加會造成收入上的差距[3]。林毅夫和劉培林（2003）認為造成地區(qū)之間收入差距的主要原因是中國的經濟發(fā)展戰(zhàn)略：違背地方比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略導致建立的企業(yè)無自生能力，需要政府的保護和補貼，最終使得經濟實際增長速度低于潛在速度，惡化了收入分配狀況，造成地區(qū)之間收入的差距[4]。梁小萌（2007）指出產業(yè)結構升級短期內會導致收入差距擴大，但從長遠發(fā)展趨勢來看產業(yè)結構升級是經濟發(fā)展的要求，必然伴隨著資源配置的優(yōu)化和產業(yè)分工的深化，從而提高效率并提升收入水平，最終有利于縮小收入差距[5]。席文、秦海林（2008）認為產業(yè)結構的調整會改變各生產要素在各行業(yè)間的配置比例，使得各要素的邊際產品發(fā)生變化，在要素價格取決于其邊際產品價值的情況下,要素所有者的收入水平因此而發(fā)生相應變化[6]。閆肅（2011）認為1978～2009 年我國經濟基本符合二元經濟理論的基本特征，產業(yè)結構變遷與勞動力轉移是影響居民可支配收入份額變遷的重要因素[7]。劉叔申、呂凱波（2011）認為第一、二產業(yè)主要分布在農村或城市郊區(qū)，產業(yè)比重高意味著農村居民的從業(yè)機會和收入會更多，而第三產業(yè)則主要分布在城市市區(qū)，工作機會主要屬于城市居民，第三產業(yè)所占比重高會相對加劇城鄉(xiāng)收入分化，因此第一、二產業(yè)的發(fā)展都能縮小城鄉(xiāng)收入差距[8]。

關于收入分配對產業(yè)結構的影響，Kevin M.Murphy&Andrei Shleifer &Robert Vishny（1989）認為收入必須足夠平等地分配才能為國內商品提供更大的社會需求，從而促進本國工業(yè)化進程：收入分配過度不平等會導致工業(yè)品需求規(guī)模太小，使報酬遞增技術無法使用，從而影響工業(yè)化進程；收入分配過度平等可能會使每個人的收入都比較低，同樣無法實現工業(yè)化[9]。汪同三（2004）認為收入分配政策的有效調整是解決某些經濟結構問題的重要方面,應從收入分配調整的角度來分析和解決經濟結構問題[10]。

針對產業(yè)結構和收入分配的相互影響問題，J.Gregory Ballentine &Ronald Soligo（1978）認為，收入與消費兩者之間的相互作用使得由特殊政策改變所形成的初始收入分配發(fā)生變化，引起最終產品和服務的需求結構產生變化；需求結構的變化改變了社會產品的組合，從而改變各種生產要素的需求，最終決定了各種生產要素所有者的收入，形成新的收入分配[11]。德布拉吉·瑞（2002）認為收入分配和產業(yè)結構之間存在反饋機制：收入分配——產品需求結構——產業(yè)結構——收入的功能性分配——新的收入分配[12]。馮素潔（2008）將產業(yè)結構和收入分配相聯(lián)系，通過對收入分配、收入流向與產業(yè)結構之間關系的定性與實證分析，認為當前中國產業(yè)結構的調整升級與收入分配差距擴大之間存在內在的累積循環(huán)效應[13]。席文、秦海林（2008）基于1952～2004 年數據的實證研究表明，1952～2004 年和1952～1977年兩個階段，產業(yè)結構變動與城鄉(xiāng)居民收入差距變動之間不存在因果關系，而1978～2004 年則存在從城鄉(xiāng)居民收入差距到產業(yè)結構的單向格蘭杰因果關系[6]。高霞（2011）根據中國1952～2008 年數據的研究表明，產業(yè)結構變動與城鄉(xiāng)收入差距之間存在長期穩(wěn)定的正向均衡關系，且短期動態(tài)校正作用明顯；兩者之間存在雙向因果關系[14]。

綜合上述，現有研究針對產業(yè)結構變動和收入分配結構尤其是收入分配差距擴大二者之間相互作用的機理，提出了很多有價值的觀點和結論，對本文的研究具有重要借鑒意義。但是，這些研究也存在不足：第一，對于收入分配的測度，大都是從“城鄉(xiāng)居民收入差距擴大”的視角進行，缺少其它角度的考察；第二，多側重于單方向的研究，即研究產業(yè)結構變動對收入分配的影響，或收入分配結構變動對產業(yè)結構的影響，對兩者之間相互影響的研究較少；第三，多理論分析少實證研究，多限于理論推演和對實際情況的描述性分析，少量存在的實證研究中所采用的方法也基本都是相關性分析和線性回歸分析等。

三 產業(yè)結構與收入分配結構互動關系實證研究

基于上述對已有研究的考察，本文借鑒相關研究成果，從國民收入分配格局的居民收入水平變化角度出發(fā)，利用VAR 模型對我國產業(yè)結構和收入分配結構兩者之間的短期和長期相互影響關系進行實證研究，基本思路為：首先，對產業(yè)結構和收入分配結構進行描述性分析，研究產業(yè)結構變動和國民收入分配過程中居民收入水平的特點和變化趨勢；其次，對產業(yè)結構和收入分配結構的相互影響關系進行基于VAR 模型的格蘭杰因果關系檢驗、協(xié)整檢驗、廣義脈沖響應分析和方差分解分析，并提出相應的建議。

（一）變量選取

產業(yè)結構的測度有產值結構、就業(yè)結構、資產結構和技術結構等多種角度，本文從產值結構角度出發(fā)，用第一、二、三次產業(yè)產值占GDP 的比重H1、H2、H3 代表產業(yè)結構，第一產業(yè)比重H1 與第三產業(yè)比重H3 的比率HR=H1/H3 作為產業(yè)結構變動的代理變量，反映產業(yè)結構的變動趨勢：HR 越小，產業(yè)結構水平越高。在初次分配和再分配兩個環(huán)節(jié)中，國民收入在居民、企業(yè)和政府三者之間的分配比例及其相互關系會發(fā)生變化。本文以居民收入水平在國民收入分配格局中的宏觀變化為視角，選擇勞動報酬在初次分配中的比重LR 和居民可支配收入在再分配中的比重CI 兩個變量代表收入分配結構。樣本區(qū)間為1990～2007 年①，原始數據來自《中國統(tǒng)計年鑒》，可得出圖1、圖2。

關于中國產業(yè)結構的變動，圖1 顯示第一產業(yè)比重逐年下降，第二、三產業(yè)比重則緩慢上升，但第三產業(yè)比重仍低于第二產業(yè)比重，同時圖2 中產業(yè)結構水平HR 下降，表明產業(yè)結構是逐漸升級變動的，但第三產業(yè)發(fā)展滯后于第二產業(yè)。關于收入分配結構，圖1 顯示國民收入初次分配中勞動者報酬比重LR 和再分配中居民可支配收入比重CI 均逐年下降，收入分配格局越來越向企業(yè)和政府傾斜，不利于居民收入水平的提高，因此，國民收入分配結構趨于惡化。

圖1 1990～2007 年產業(yè)結構和收入分配結構

圖2 1990～2007 年產業(yè)結構變化

（二）基于VAR 模型的實證分析

向量自回歸模型（VAR）常用于預測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)及分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的相互沖擊，從而解釋各種經濟沖擊對經濟變量的影響。因此，為了研究產業(yè)結構與收入分配結構的相互影響關系，本文選取產業(yè)結構水平（HR）、收入分配結構變量（LR、CI），建立不含外生變量的非限制向量自回歸模型：

其中，是3 維內生變量，Φ是3×3 維系數矩陣，p 是內生變量滯后階數，εt是3 維擾動列向量。

1.最佳滯后階數的確定與模型穩(wěn)定性檢驗。VAR模型估計中最佳滯后階數的確定通常有兩種方法：一種是LR（似然比）檢驗法，另一種是AIC 信息準則和SC 準則。根據樣本數據，本文采用AIC 和SC 準則經試驗比較，選定最佳滯后階數為2，模型為VAR(2)。圖3 的模型穩(wěn)定性檢驗顯示，所有根的模的倒數都在單位圓內，說明VAR(2)模型穩(wěn)定，能保證各項檢驗、脈沖響應分析、方差分解等分析的可靠性。

圖3 VAR(2)模型穩(wěn)定性檢驗圖

2.變量格蘭杰因果關系檢驗。為考察產業(yè)結構變動和收入分配結構之間是否存在因果關系，需要對模型變量進行格蘭杰因果關系檢驗，基于VAR(2)的結果如表1。

表1 格蘭杰因果檢驗結果

格蘭杰因果檢驗的結果顯示，兩個比重的變化即收入分配結構的變化不是產業(yè)結構變動的格蘭杰原因，產業(yè)結構變動不是勞動報酬比重變化的格蘭杰原因，但產業(yè)結構變動和勞動者報酬比重是居民可支配收入比重的格蘭杰原因。原因在于，我國產業(yè)結構變動表現為第一產業(yè)比重下降較大，第二、三產業(yè)尤其是第三產業(yè)比重增加迅猛，大量第一產業(yè)勞動力從“衰落”的傳統(tǒng)農業(yè)部門轉移到非農業(yè)部門，導致勞動力要素供給在三次產業(yè)部門之間的轉移，進而最終影響居民可支配收入。但產業(yè)結構變動對收入分配結構的單向格蘭杰因果關系，說明收入分配結構變化不是產業(yè)結構變動的原因，其根據在于：其一，居民收入占GDP 比重的降低，使得由收入水平決定的消費能力未能對產業(yè)結構變動產生重要影響；其二，我國經濟還屬于出口導向型，尚未發(fā)展到消費驅動型階段。

3.變量平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整檢驗。為了防止“偽回歸”，本文采用檢驗變量平穩(wěn)性的標準方法——單位根方法中的ADF 檢驗法對各變量進行單位根檢驗，結果顯示變量原序列是非平穩(wěn)的，見表2，但一階差分后變?yōu)槠椒€(wěn)，因此模型的變量均是一階單整，滿足協(xié)整檢驗的前提。

表2 變量單位根檢驗結果

為考察產業(yè)結構變動與收入分配結構是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系，同時判斷向量自回歸模型是否合理，需要對變量HR、LR 和CI 進行Johansen協(xié)整檢驗。表3 和表4 的兩種檢驗結果均顯示變量之間存在2 個協(xié)整關系，表明產業(yè)結構變動與收入分配結構之間互為聯(lián)動效應，長期來看具有平穩(wěn)關系，也說明VAR(2)模型是合理的。

表3 跡檢驗結果

表4 最大特征根檢驗結果

4.廣義脈沖響應分析。脈沖響應函數描述VAR 模型中一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的當前和未來的影響，因此利用脈沖響應函數可以分析出模型受到某個沖擊時對系統(tǒng)的相互影響，即隨著時間的推移，可以觀察模型中的各變量對于沖擊是如何反應的。脈沖響應函數中的正交化通常采用Cholesky 分解完成，但Cholesky分解結果嚴格地依賴模型中變量的次序，為了克服上述缺點，本文采用廣義脈沖響應函數，結果見圖4。

圖4 廣義脈沖響應函數

從圖4 可見，脈沖響應函數圖的曲線都收斂，表明VAR(2)模型穩(wěn)定，進一步保證廣義脈沖響應分析和方差分解的結果具有可靠性。

產業(yè)結構變動（HR）的響應函數圖顯示，對于來自自身的一個沖擊，產業(yè)結構變動在當期就有正面反應，第2 期達到最大，然后逐步減弱、收斂直到穩(wěn)定，說明產業(yè)結構內部經濟行為具有自我調節(jié)作用。對收入分配結構變化的沖擊，產業(yè)結構變動在當期對勞動者報酬比重的變化作出正面反應，第3 期后變?yōu)樨撁娣磻?，而對居民可支配收入比重變化的沖擊在整個作用期間均表現為負面反應，表明隨著兩個比重的下降即收入分配結構的持續(xù)惡化，HR 將會因之而上升，意味著產業(yè)結構變動朝著低水平方向變動。因此，收入分配結構的惡化對產業(yè)結構升級產生抑制作用，但隨著時間推移這種抑制作用會逐漸減弱。

收入分配結構變化（LR 和CI）的響應函數圖顯示，對于產業(yè)結構變動的一個沖擊，初次分配中勞動者報酬比重LR 和再分配中居民可支配收入比重CI都作出正面反應，第6 期達到最大之后逐漸減弱直至趨于平穩(wěn)，表明短期內產業(yè)結構的升級變動對居民收入比重的提高產生逐漸減弱的抑制效應。對來自自身沖擊的反應，勞動者報酬比重和居民可支配收入比重都在第3 期達到最大，最終都收斂到0，不同之處在于勞動者報酬比重在前10 期為正面反應，之后轉為負面反應，而居民可支配收入比重在前8期為正面反應，之后變?yōu)樨撁娣磻?，表明企業(yè)臨時性增加工資和政府對居民的財政補貼和轉移支付，短期內會提高居民收入水平，但長期中這種居民收入水平的自我促進效應將逐漸消失。勞動者報酬比重和居民可支配收入比重對彼此相互的沖擊作出相似的反應，比如對勞動者報酬比重變化的沖擊，居民可支配收入比重表現出在前9 期先增強后減弱的正面反應——即隨著勞動者報酬比重的增加居民可支配收入比重也增加，但這種促進作用在之后轉為微弱的負反應直到消失。因此，提高初次分配中勞動者報酬比重顯然會提高居民可支配收入比重，但如果提高只是暫時性的，則這種同向促進作用最終會消失。

5.方差分解分析。VAR 模型中的方差分解通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，評價不同結構沖擊的重要性，能給出對模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息，見圖5。

圖5 方差分解

產業(yè)結構變動（HR）的方差分解圖5 顯示，產業(yè)結構變動的大約75～100%波動由自身解釋，即從第1 期開始產業(yè)結構變動的沖擊對自身的波動貢獻度逐漸降低，最后在大約75%水平穩(wěn)定下來，而收入分配結構變化沖擊的貢獻度不是很大，最終穩(wěn)定在25%左右，說明我國產業(yè)結構內部的自我調整機制對產業(yè)結構變化的波動具有約束作用，經濟系統(tǒng)之間的調節(jié)作用使經濟趨于平穩(wěn)發(fā)展。產業(yè)結構變動的沖擊對勞動者報酬比重和居民可支配收入比重的波動的貢獻從第1 期開始逐漸增大，最終分別穩(wěn)定在60%和70%左右，成為貢獻度最大的因素。勞動者報酬比重的沖擊對自身的波動的貢獻度則逐漸減弱，最終穩(wěn)定在35%上下；對居民可支配收入比重的波動的貢獻逐漸減弱直至穩(wěn)定在20%左右。

四 結論與建議

基于中國1978～2007 年年度數據建立模型的研究發(fā)現：第一，以第二、三產業(yè)比重逐步增加和第一產業(yè)比重下降為特征的產業(yè)結構變動說明自改革開放以來，經濟結構調整取得了較為顯著的成績；但以初次分配中勞動者報酬比重和再分配中居民可支配收入比重持續(xù)下降為特征的收入分配結構變化則表明收入分配結構的惡化。第二，產業(yè)結構變動是收入分配結構變化的單向格蘭杰原因，表明收入分配結構變動通過消費來影響產業(yè)結構變化的作用并不強烈，原因可歸結為出口導向型經濟發(fā)展模式和居民收入水平持續(xù)下降導致消費能力退化兩個方面；協(xié)整檢驗結果表明產業(yè)結構變動和收入分配結構之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。第三，收入分配結構惡化對產業(yè)結構升級產生抑制作用，但隨著時間推移這種抑制作用逐漸減弱；短期內產業(yè)結構的升級變動對居民收入比重的提高產生逐漸減弱的抑制效應。第四，產業(yè)結構變動的沖擊對自身波動的貢獻最大，對收入分配結構變化的波動的影響程度逐漸增強成為貢獻度最大的因素，而收入分配結構變化的沖擊對產業(yè)結構變動的波動影響相對較小。

基于以上研究結論，本文建議：第一，第三產業(yè)比重較低意味著產業(yè)結構的升級調整存在巨大的空間和潛力，產業(yè)結構調整需要加大力度，提高升級效率；第二，在穩(wěn)步推進產業(yè)結構升級的同時，實施對國民收入分配格局的宏觀調控，改變國民收入分配向企業(yè)和政府部門傾斜的態(tài)勢，提高初次分配中勞動報酬比重和再分配中居民可支配收入比重，改善收入分配結構提高居民收入水平，以降低產業(yè)結構調整對居民收入水平的負面沖擊效應，將有利于產業(yè)結構的升級。

注釋：

①為應對國際金融危機的沖擊：2008 年中國宏觀調控政策經歷了大幅度調整，即從“防止經濟增長由偏快轉為過熱、防止價格由結構性上漲演變?yōu)槊黠@通貨膨脹”轉為“保增長抑通脹”，再轉為“保增長、擴內需”；2008 年底至2009 年初，國務院相繼制定和出臺了十大產業(yè)振興規(guī)劃。這種大幅度的政策干預對產業(yè)結構產生了重大影響，因此實證研究的樣本區(qū)間確定為1990～2007 年。