趙海龍，彭定赟

（武漢理工大學經(jīng)濟學院，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)可以由當年GDP總量除以當年人口總數(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?，我們需要從多方面多層次來控制并且扭轉(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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