趙海龍，彭定赟

（武漢理工大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，武漢 430070）

改革開放30多年來，我國經(jīng)歷了翻天覆地的大發(fā)展，經(jīng)濟建設(shè)取得了舉世矚目的成就，全國人民的生活水平也得以不斷改善。1978至2010年我國人均GDP的年均增長率達到了9.75%，成為同期全球經(jīng)濟增長最快的國家。但是，從橫向上看，截止2010年我國人均GDP只有3600美元左右，排列在世界一百位之后（現(xiàn)代審計與經(jīng)濟2010年第1期）。同時我國還存在著居民的收入差距不斷擴大化的嚴峻勢態(tài)?；嵯禂?shù)從1980年的0.23（中國統(tǒng)計年鑒）上升到了1995年的0.45（趙偉人等，1999），在此之后一直保持在0.40的水平之上，在2000年之后一度增長到了0.45左右（李實，2003）。當(dāng)今國際上把基尼系數(shù)等于0.4作為衡量收入分配差距的警戒線。據(jù)此，我國的收入差距已經(jīng)超過了警戒線，并且由近期數(shù)據(jù)表明，我國收入差距還有進一步擴大化的趨勢。

具體來說，我國的收入差距擴大化可表現(xiàn)為以下3個方面：1）城鄉(xiāng)居民收入差距。根據(jù)2011年中國社科院城市發(fā)展與環(huán)境研究所發(fā)布報告顯示，中國城鄉(xiāng)收入差距比為3.23∶1，成為世界上城鄉(xiāng)收入差距最大國家之一。2）行業(yè)間收入差距。我國平均工資最高的行業(yè)是金融業(yè)，為70 146元，平均工資最低的農(nóng)林牧漁業(yè)僅為16 717，兩者之比達到了4.2∶1。3）區(qū)域間收入差距。我國人均可支配收入最高地區(qū)上海，與最低地區(qū)貴州兩地區(qū)的人均GDP之比約為9.6∶1。由以上分析可知，我國收入差距擴大化具有多方面性和多層次性。而收入差距進一步擴大化或是達到貧富懸殊的地步，必定會給社會帶來負面效應(yīng)，而該文則選擇從社會治安狀況惡化這一個側(cè)面來予以具體分析［2］。

現(xiàn)代犯罪社會學(xué)理論深刻指出：“一個社會只是貧窮或者只是富裕均不產(chǎn)生犯罪，但當(dāng)一個社會貧富差距懸殊就會產(chǎn)生大量犯罪。”侵財犯罪就是貧富懸殊的自然結(jié)果。根據(jù)國家統(tǒng)計局關(guān)于治安狀況方面的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示：1981—2004年，全國犯罪率從104起/10萬人上升到511起/10萬人，增加了4倍，年增長速度達到了9.2%［3］。而與收入差距密切相關(guān)的侵財犯罪竟占到全國刑事犯罪總數(shù)的80%以上（胡連合，2007）。由此可見，在以平穩(wěn)發(fā)展為主弦律的今天，犯罪率不斷攀升的跡象足以引起國家和政府的高度關(guān)注，并應(yīng)及時對其加以研究分析，施之有效政策措施，進而得以控制并扭轉(zhuǎn)犯罪率不斷攀升的勢頭，保證社會的安定祥和。

在此背景之下，國內(nèi)外涌現(xiàn)出眾多探求收入差距和犯罪行為之間關(guān)聯(lián)性的文章和書籍，其中大多都已經(jīng)肯定了收入差距的擴大化會導(dǎo)致犯罪率上升這一不爭的事實。胡聯(lián)合主要通過對中國年度基尼系數(shù)和犯罪率做線性回歸，尋求兩者之間的數(shù)量關(guān)系。陳春良則基于中國省級面板數(shù)據(jù)，建立半對數(shù)的固定效應(yīng)模型，得出了收入差距和人均收入水平對犯罪率存在顯著的正效應(yīng)影響。此外，國外學(xué)者Scorzafave L G在其“Income inequality and pecuniary crime”一文中驗證了收入差距和金錢類犯罪之間的彈性達到了1.46［4］。Dahlberg M，Gustavsson M指出對于收入差距和犯罪行為之間關(guān)系的研究，應(yīng)該將收入分為永久性和暫時性收入兩部分來分別研究，并且通過實證分析，得出了影響犯罪行為的收入主要是永久性收入［5］。

總之，現(xiàn)有的文章對此問題的研究大致可分為兩條路徑，一類是偏向于直接對基尼系數(shù)和犯罪率做回歸，尋求兩者之間的定量關(guān)系，但其中部分文章在回歸之前，未對原序列進行平穩(wěn)性檢驗，所以可能會造成“偽回歸”的錯誤。而另一類則大多偏向于以犯罪經(jīng)濟學(xué)相關(guān)理論為基礎(chǔ)，結(jié)合效用函數(shù)，成本理論等來分析收入差距影響犯罪行為的機理［6］。而該文則基于前人的研究成果，立足于我國的經(jīng)濟背景，利用1995—2010年歷年數(shù)據(jù)，建立收入差距和犯罪率之間的協(xié)整模型和誤差修正模型（ECM），從而揭示收入差距和犯罪行為之間的長期均衡和短期波動關(guān)系。

1 變量選擇與數(shù)據(jù)說明

基于所研究的問題，選取1995年到2010年我國人均GDP、基尼系數(shù)、犯罪率以及侵財犯罪率四個變量的年度數(shù)據(jù)。具體說明如下：

1）人均GDP 人均GDP是衡量一個國家人民生活水平的重要指標。該數(shù)據(jù)可以由當(dāng)年GDP總量除以當(dāng)年人口總數(shù)得出。

2）基尼系數(shù) 基尼系數(shù)，是20世紀初意大利經(jīng)濟學(xué)家基尼，根據(jù)洛倫茲曲線所定義的判斷收入分配公平程度的指標，是比例數(shù)值，在0到1之間取值，作為當(dāng)今國際上綜合考察居民收入分配差距狀況的一個重要分析指標。

3）犯罪率 犯罪率是度量犯罪行為的一般性指標。當(dāng)今社會上公認的對于犯罪率的度量主要是以一定時期內(nèi)平均每萬人受理案件數(shù)來表示。

4）侵財犯罪率 侵財犯罪主要是指犯罪行為中侵犯受害人財產(chǎn)的行為。在該文中主要以盜竊、敲詐勒索、搶奪以及盜竊、損壞公共設(shè)施四者之和來表示。

由此，可列出相關(guān)數(shù)據(jù)，如表1所示。

表1 中國1995—2009年人均GDP、基尼系數(shù)、侵財犯罪率、犯罪率數(shù)據(jù)

為了保證數(shù)據(jù)之間的可比性，以及消除序列中可能存在的異方差使數(shù)據(jù)更加平滑，故對原有時間序列數(shù)據(jù)Gdpt、Ginit、cr1t、crt進行對數(shù)化處理，取對數(shù)后分別得到ln Gdpt、ln Ginit、ln cr1t、ln crt，并運用Excel軟件做出下面兩組時序圖，見圖1和圖2。圖2中由于基尼系數(shù)的值相對較小，故加入次坐標軸，使得變量間關(guān)系更加明顯。

2 實證分析

1）單位根檢驗 由圖1和圖2可以看出，序列l(wèi)n Gdpt、ln Ginit、ln cr1t、ln crt都有隨時間推移而上升的趨勢，故在研究各序列間關(guān)系之前，應(yīng)當(dāng)對各個序列進行單位根檢驗，從而避免出現(xiàn)“偽回歸”的錯誤。表2即是應(yīng)用Eviews對各序列進行單位根（ADF）檢驗的結(jié)果。

表2 ADF檢驗結(jié)果

由表2中分析結(jié)果可得，ln Ginit與ln crlt同階單整，故可在后文中探求其之間協(xié)整關(guān)系；同時，ln Gdpt與ln crlt同階單整，但其并非該文研究主要內(nèi)容，故在后文中僅將此組數(shù)據(jù)作為參照或補充說明之用。

2）協(xié)整模型及誤差修正模型的構(gòu)建

基于上述單位根檢驗結(jié)果，可以得到ln Ginit、ln cr1t序列均為一階單整序列。由協(xié)整模型的定義，可知該組序列之間可能存在長期均衡關(guān)系。故可以采取“Engle－Granger兩步法”來檢驗其協(xié)整關(guān)系。具體步驟如下：

（1）用OLS法估計長期均衡方程（也稱為協(xié)整回歸方程）

并保存殘差et作為均衡誤差εt的估計值。具體回歸結(jié)果見表3。

表3 協(xié)整回歸方程回歸結(jié)果

2）對于兩個協(xié)整變量來說，均衡誤差必須是平穩(wěn)的。故對（1）中所保留的均衡誤差的估計值（即協(xié)整回歸的殘差et）應(yīng)用單位根檢驗。具體結(jié)果如表4所示。

由表4分析結(jié)果，可以得到均衡誤差是平穩(wěn)序列。由此可知變量ln Ginit、與ln cr1t是協(xié)整的，即說明基尼系數(shù)和侵財犯罪率之間存在長期的均衡關(guān)系，并且由回歸方程（1）的回歸結(jié)果，得到ln Ginit的系數(shù)顯著為正，表明我國收入差距與侵財行為之間存在著正相關(guān)關(guān)系。

表4 協(xié)整回歸的殘差et ADF檢驗結(jié)果

協(xié)整分析中最重要的結(jié)論，可能要屬“格蘭杰代表定理”（Granger representation theorem）。按照此定理，如果兩變量XtYt之間是協(xié)整的，那么它們之間則存在長期均衡關(guān)系。當(dāng)然，在短期內(nèi)，這些變量可以是不均衡的，擾動項可以用均衡誤差εt刻度。而此兩變量間這種短期不均衡關(guān)系的動態(tài)結(jié)構(gòu)可以用誤差修正模型來描述，在文章中l(wèi)n Ginit、ln cr1t之間存在協(xié)整關(guān)系，故可建立如下誤差修正模型

具體回歸估計方程結(jié)果由表5所示。

表5 ECM模型回歸結(jié)果

由以上結(jié)果我們可以看出，方程（2）中變量Δln Ginit與et－1系數(shù)估計值統(tǒng)計上均顯著（以5%為顯著水平），其中，Δln Ginit的系數(shù)為正，表明ln Ginit的短期變動會使ln cr1t發(fā)生同向波動，即短期內(nèi)收入差距的擴大化，會促使侵財犯罪行為更加頻繁。此外，短期調(diào)整系數(shù)顯著，其表明當(dāng)期將以－0.376的速度（即誤差修正項的系數(shù)估計值）對前一期侵財犯罪率與收入差距的非均衡狀態(tài)進行調(diào)整，將其拉回長期均衡狀態(tài)［7］。

綜合以上分析可以得到如下結(jié)論：從短期看，收入差距的變化，會促使侵財犯罪率發(fā)生同向波動。從長期看，收入差距與侵財犯罪之間存在長期均衡關(guān)系，并且由收入差距對侵財犯罪率的長期彈性系數(shù)約為4.30可知，基尼系數(shù)每變動1%，會導(dǎo)致侵財犯罪率同向變動4.30%。

3）Granger因果關(guān)系檢驗

基于前文的協(xié)整分析，可以知道收入差距和侵財犯罪行為之間存在著長期均衡關(guān)系和短期波動關(guān)系，但是為了進一步的分析收入差距和侵財犯罪行為之間的因果關(guān)系，我們則需要對Δln Ginit、Δln cr1t序列進行Granger因果關(guān)系檢驗［8］。通過應(yīng)用Eviews軟件可以得出如表6所示的檢驗結(jié)果。

表6 Granger因果檢驗結(jié)果

3 結(jié)論及政策建議

綜合以上分析，我們可以得到，盡管基尼系數(shù)和侵財犯罪率都是非平穩(wěn)序列，但通過協(xié)整檢驗，成功地建立了兩者之間的長期均衡關(guān)系。然后又由誤差修正模型得出，短期內(nèi)收入差距對侵財犯罪行為的促進作用。

因此，可以上述結(jié)論為依據(jù)，采取相應(yīng)有效措施來防止收入差距的擴大化，進而抑制收入差距對侵財犯罪行為的帶動作用。有關(guān)研究表明，中國犯罪率的上升，在很大程度上可以歸因于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中的低收入群體。特別是弱勢群體就業(yè)條件的下降，必定導(dǎo)致這個群體生存條件的下降，以致于其中有些個人會選擇犯罪［9］。另一方面，收入差距的不斷擴大，會滋生社會不滿情緒，造成社會心理失衡和不穩(wěn)定，而犯罪率的不斷攀升即是這種社會不穩(wěn)定的集中體現(xiàn)。

由此看來，收入差距不僅是一個經(jīng)濟問題，更是一個社會問題，必須予以高度的重視，施之有效對策使之得以縮小。首先，是要實施就業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，構(gòu)建和諧的就業(yè)環(huán)境，即要堅持在發(fā)展中解決就業(yè)問題，優(yōu)化就業(yè)結(jié)構(gòu)，千方百計擴大就業(yè)崗位，認真解決好就業(yè)困難人員的就業(yè)問題，保障農(nóng)民工的合法權(quán)益，從而努力營造公平公正的就業(yè)環(huán)境。其次，是要建立和完善社會主義收入分配制度，保護合法收入，堅決取締非法收入，對壟斷行業(yè)加強監(jiān)管，強化轉(zhuǎn)移支付和社會福利政策的調(diào)節(jié)作用，從制度和法律上不斷提高低收入者的收入水平，擴大中等收入者比例，并且加強對高收入者收入的有效調(diào)節(jié)，讓全體人民享受到改革開放的成果。最后，是要推進社會保障體系的建立和完善，大力推進全民福利。社會保障制度是再分配的一個重要機制，是社會穩(wěn)定的一個“安全閥”，所以要想實現(xiàn)社會的公平與共享，就必須建立和健全社會保障體系?？傊覀冃枰獜亩喾矫娑鄬哟蝸砜刂撇⑶遗まD(zhuǎn)收入差距擴大化的趨勢，優(yōu)化人民生存條件，那么犯罪率自然會下降，社會將長治久安。

4 文章的局限及研究展望

根據(jù)文章的研究得到了可以通過縮小收入差距的途徑來減少犯罪，保證社會的安定和諧。但實際上單從這一方面著手存在著一定的局限性，還需輔助以教育、科技文化事業(yè)的建設(shè)等，這些方面是文章沒有涉及的研究方面。比如，在教育方面，努力推進高等教育，提高全民素質(zhì)，一方面既可以促進社會經(jīng)濟發(fā)展，增加就業(yè)機會，改善就業(yè)環(huán)境；另一方面還可以提高社會大眾的道德水平和法律意識，由此兩方面都可以有效地降低犯罪率?？傊?，綜合運用以上提及的政策與措施，多管齊下，我國收入差距問題終會得以解決，我們的社會也將永保安定和諧。

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