■ 方大春

（1.安徽工業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，安徽 馬鞍山 243032；2.復(fù)旦大學(xué) 管理學(xué)院，上海 200433）

一、引 言

長期以來，我國居民收入差距持續(xù)拉大、基尼系數(shù)持續(xù)上升一直是學(xué)界、社會矚目的問題。但是，也要看到另外一個同等重要、同等嚴(yán)重、需要引起同等關(guān)注的問題，那就是近幾年最終分配后我國居民實際可支配收入占GDP的比重出現(xiàn)急劇下降。從2013年11月，國家統(tǒng)計局發(fā)布公告來看，2012年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為24565元比1978年同比增長71倍，年均增長13.4%，但扣除價格因素，年均增長只是7.4%，然而同期實際GDP年均增長速度為9.8%。目前，國內(nèi)很多省份居民收入占GDP比重只有四成左右，低于發(fā)達國家一般55%標(biāo)準(zhǔn)，出現(xiàn) “只長骨頭不長肉”現(xiàn)象。這種情況出現(xiàn)反映了我國在初次分配和再分配兩個領(lǐng)域都出現(xiàn)問題。居民收入增速跑不贏GDP，直接導(dǎo)致經(jīng)濟發(fā)展的 “三駕馬車”中，消費拉動的局面一直沒有形成。在初次分配領(lǐng)域，勞動者收入，特別是中低級勞動者收入增長過于緩慢，難以發(fā)揮廣大勞動者積極性；在再分配領(lǐng)域，部分財稅政策導(dǎo)致了財富逆分配，反而導(dǎo)致差距的擴大，增加社會不穩(wěn)定因素。針對居民收入增速落后于GDP的問題，我國政府高度重視，制定了居民收入與GDP同步增長計劃，努力提高居民收入在國民收入分配中的比重，提高勞動報酬在初次分配中的比重。黨的 “十八大”報告中，首次提出了實現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值和城鄉(xiāng)居民人均收入比2010年翻一番的新目標(biāo)，未來幾年，城鄉(xiāng)居民將更多地享有改革發(fā)展的成果。讓居民將更多地享有改革發(fā)展的成果，提高居民收入在國民收入分配中的比重有兩種主要途徑：一是提高居民可支配收入，二是增加財政對民生投入力度。

目前學(xué)術(shù)界對經(jīng)濟增長與居民收入研究主要集中在收入差距擴大對經(jīng)濟增長影響，以及驗證中國是否存在庫茲涅茨的 “倒U假說” （尹恒，龔六堂，鄒恒甫，2005；鈔小靜，任保平，惠康，2009；劉松林，2012；冉光和，潘輝，吳利，2012），很少探索居民總收入與經(jīng)濟增長關(guān)系，主要原因考慮到我國經(jīng)濟總量不強，需要進行物質(zhì)積累，居民收入主要關(guān)注收入差距調(diào)節(jié)。陳昌兵[1]（2008）， 陸萬軍[2]（2012） 對收入分配對經(jīng)濟增長的影響機理與傳導(dǎo)機制進行探索，認(rèn)為收入分配主要通過影響財政政策、社會穩(wěn)定、人力資本和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)對一國經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生影響。在財政民生投入與經(jīng)濟增長關(guān)系研究中，學(xué)者認(rèn)為國內(nèi)消費不足，其重要原因是民生領(lǐng)域、社會福利投入較少。我國應(yīng)將經(jīng)濟發(fā)展的成果轉(zhuǎn)化給百姓，促使人民富裕，較大幅度地增加城鄉(xiāng)居民的收入，加快農(nóng)村的建設(shè)，健全履蓋全國百姓的社會保障體系，進而擴大內(nèi)需，才能保持中國經(jīng)濟科學(xué)、健康、持續(xù)地增長 （劉宗平[3]，2008），加快民生工程建設(shè)，培育經(jīng)濟增長新動力 （梁達[4]，2013），民生財政支出與經(jīng)濟增長之間存在長期非線性關(guān)系 （趙天奕[5]，2012）。本文試把居民收入、財政民生投入作為成果分享指標(biāo)探討與經(jīng)濟增長之間互動關(guān)系。

二、變量選擇及數(shù)據(jù)說明

（一）變量選擇

人均地區(qū)生產(chǎn)總值 （pgdp）：各省市地區(qū)生產(chǎn)總值除以地區(qū)總?cè)丝凇?/p>

居民可支配收入對數(shù) （pr）：居民可支配收入主要包括工資性收入、經(jīng)營純收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。人均居民可支配收入=城鎮(zhèn)居民人均可支配收入×城市化率+農(nóng)村居民人均純收入×（1-城市化率）。

民生投入對數(shù) （pc）：財政對民生投入主要包括教育投入、醫(yī)療衛(wèi)生投入和社會保障和就業(yè)投入。

以2000年為基期，采用GDP平減指數(shù)把各地區(qū)不同期的人均生產(chǎn)總值、人均居民可支配收入和人均民生投入換算成不變價格。為了消除數(shù)據(jù)異方差，對各變量取對數(shù)。

（二）數(shù)據(jù)說明

數(shù)據(jù)來源于 《中國經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，部分?jǐn)?shù)據(jù)來源于省、市統(tǒng)計年鑒?？紤]數(shù)據(jù)的可得性和完整性，樣本選擇時沒有把西藏納入進去。地區(qū)樣本為中國大陸地區(qū)30個省市，時間跨度為2001～2012年。從圖1可以發(fā)現(xiàn)，人均地區(qū)生產(chǎn)總值、居民可支配收入和民生投入間存在著直觀的正相關(guān)關(guān)系。下文中，將剖析三個變量之間的內(nèi)在邏輯關(guān)聯(lián)。數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

圖1 pgdp、pr和pc散點圖

表1 人均GDP、居民收入和民生財政支出的統(tǒng)計特征

三、實證分析

（一）模型與方法

Sims（1980）在基于數(shù)據(jù)統(tǒng)計性質(zhì)建立起向量自回歸 （VAR）模型。VAR模型是一種時間序列分析法的動態(tài)模式，其優(yōu)點在于不需要事先探尋變量之間內(nèi)在關(guān)系邏輯，也不需考慮變量內(nèi)生、外生及因果關(guān)系的問題，而是將各變量視為內(nèi)生變量，由一組回歸方程來表示變量間的互動關(guān)系。VAR模型除了可以分析滯后項變量對其他變量是否具有顯著的影響以外，還可以進一步通過脈沖響應(yīng)分析變量間的動態(tài)互動關(guān)系。但對數(shù)據(jù)長度要求較高，一般不應(yīng)少于30個數(shù)據(jù)。1988年Holtz-Eakin創(chuàng)新提出了基于面板數(shù)據(jù)的向量自回歸方法并在實踐中不斷優(yōu)化[6]，并經(jīng)眾多學(xué)者完善，已成為兼具時序與面板數(shù)據(jù)優(yōu)點的成熟模型。PVAR繼承了VAR的許多優(yōu)點，與普通VAR相比，由于對數(shù)據(jù)的長度要求較低，所以PVAR具有更強的適用性。只要T≥p+3（T為時間序列的長度，p為滯后項的階數(shù)）便可以對方程的參數(shù)進行估計；當(dāng)T≥2p+2時，即可在穩(wěn)態(tài)下估計滯后項的參數(shù)，所以PVAR為研究提供了一個相當(dāng)靈活的分析框架[7]。PVAR不僅具有VAR模型，還可以允許樣本個體存在不可觀察的差異，捕捉到個體在橫截面上可能受到的共同沖擊[8]。借助該方法，建立模型：

其中，yit表示模型中的內(nèi)生變量向量 [lnpgdp lnpr lnpc]'，i代表地區(qū)，t代表時間。p代表模型滯后階數(shù)，βj代表滯后內(nèi)生變量的回歸系數(shù)，αi代表個體固定效應(yīng)，εit代表擾動項。受變量滯后項的影響，容易造成αi與滯后變量的相關(guān)性，需要采用 “前向均值差分法” （Arellano， eta[9]，1995）來消除固定效應(yīng)，該方法通過移除前向均值這一轉(zhuǎn)換方式，避免差分項與作為工具變量的滯后回歸項間的正交，從而達到準(zhǔn)確估計模型目的[10]。

（二）面板單位根檢驗

面板數(shù)據(jù)的不平穩(wěn)可能會造成 “偽回歸”現(xiàn)象，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，運用LLC檢驗、IPS檢驗、Breitung和ADF-fisher方法對各序列及其差分序列進行單位根檢驗，結(jié)果表明經(jīng)過1階差分變換后均為平穩(wěn)序列，檢驗結(jié)果見表2。

表2 變量平穩(wěn)性檢驗

（三）面板VAR模型滯后階數(shù)的選取

為了估計該系統(tǒng)，需要檢驗PVAR模型的滯后階數(shù)到底取多少比較合適。根據(jù)T≥2P+2，滯后階數(shù)p最大能夠取5，檢驗的結(jié)果匯總在表3中①。

表3 滯后階數(shù)檢驗結(jié)果

由表2知，在滯后1～5階的檢驗結(jié)果中，當(dāng)模型的滯后階數(shù)為4時，符合AIC、BIC和 HQIC信息量最小的結(jié)果。因此，滯后階數(shù)設(shè)定為4。

（四）面板數(shù)據(jù)格蘭杰因果檢驗

從理論上講，人均GDP、人均居民收入和人均民生投入之間相互影響，那么實際數(shù)據(jù)能否支撐這個結(jié)論呢？必須進行面板數(shù)據(jù)格蘭杰因果檢驗，考慮到實際產(chǎn)出滯后期可能有1-3年，在進行格蘭杰因果檢驗時將滯后期選擇2期，結(jié)果如表4所示。

從表3中，可以看出在滯后2年情況下，人均GDP、人均居民收入和人均民生投入之間存在格蘭杰因果關(guān)系。

表4 格蘭杰因果檢驗

（五）面板矩估計

在PVAR估計之前，首先要消除模型包含的固定效應(yīng)，運用前向均值差分過程消除掉年效應(yīng)，保證了滯后變量與轉(zhuǎn)換后的變量正交，進而與誤差項無關(guān)，因而可以使用滯后變量作為工具變量；然后通過GMM方法得到系數(shù)的有效估計，結(jié)果見表5②。在表5中，部分參數(shù)估計值的T值較小，這一現(xiàn)象也符合面板VAR估計的常態(tài)，在國內(nèi)外相關(guān)的PVAR模型估計中（I.Love，2004；黃世平、肖洪鈞、黃旭平，2008；張敬石、郭沛2011），大部分參數(shù)估計值都無法通過T檢驗。

表5 Panel-VAR估計結(jié)果

PVAR模型不需要區(qū)分內(nèi)生變量和外生變量，而是把所有變量都視為內(nèi)生變量，因此，人均GDP、人均居民收入和人均民生投入均作為面板VAR模型的內(nèi)生變量。

從表5所列方程 （1）的估計結(jié)果來看，除自身以外，對人均GDP影響最大的是人均居民收入，人均居民收入對人均GDP貢獻整體上為正，人均民生投入對人均GDP貢獻整體上為負(fù)。從方程 （2） 估計結(jié)果來看，除自身以外，人均GDP入對人均居民收影響較大，且為正作用，人均民生投入對人均居民收入貢獻為負(fù)。從方程 （3）估計結(jié)果來看，人均GDP和人均居民收入對人均民生投入影響較大，且為正作用，人均民生投入對自身貢獻為負(fù)。

（六）基于Panel-VAR模型的正交化脈沖響應(yīng)與方差分解分析

前面我們提到PVAR模型從結(jié)構(gòu)上來說是一個動態(tài)的模型，單個變量系數(shù)的意義是很難確認(rèn)的，需要作進一步分析。于是，我們利用Stata13.0統(tǒng)計分析軟件進行蒙特卡洛模擬得出lnpgdp、lnpr和lnpc脈沖響應(yīng) （見圖2）及方差分解表（見表6）。

圖2 脈沖響應(yīng)

從圖2中，從整體上看人均GDP和人均居民收入相互之間拉動是顯著的，人均GDP、人均居民收入對人均民生投入拉動也是明顯，這種拉動作用剛開始有一小段滯后期，后迅速上升。人均民生投入對人均GDP和人均居民收入傳導(dǎo)作用為負(fù)值，出現(xiàn)阻礙傾向?？赡茉蛴袃牲c：一是民生投入規(guī)模還比較小，沒有跨越門檻，沒有發(fā)揮傳導(dǎo)拉動作用；二是民生投入結(jié)構(gòu)不合理，沒有有效發(fā)揮民生財政傳導(dǎo)拉動作用。肖建華 （2008）研究，農(nóng)業(yè)基本建設(shè)投人對農(nóng)村經(jīng)濟的增長效應(yīng)開始為負(fù)，在第四期后開始發(fā)揮促進作用[11]。肖建華 （2012）運用DEA方法研究表明我國各省在義務(wù)教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障方面出現(xiàn)DEA有效、弱 DEA有效、非DEA有效的情況[12]。趙天奕 （2012）研究表明，若民生財政支出負(fù)增長率大于14.85%，則經(jīng)濟增長率下降；若民生財政支出增長率高于 18.87%，則促進經(jīng)濟增長[5]。這些學(xué)者研究進一步驗證了財政民生投入存在門檻效應(yīng)和結(jié)構(gòu)支出不合理問題。

從表6可以看出，在對人均 GDP誤差項的分解中，在第10期，人均居民收入和人均民生投入的解釋能力分別為13.44%和38.54%；而在第20期，這些變量對人均GDP誤差項解釋能力很小，說明隨著時間變長，這些變量的影響沒有什么大的變化。在第 10期，在對人均居民收入的誤差分解中，人均 GDP的解釋占到49.16%，人均民生投入占到 37.93%，自身的解釋力占到12.91%；在第10期，在人均民生投入的解釋中，地區(qū)人均GDP的解釋能力達到51.04%，超過了自身36.72%的解釋度；而在第20期，人均居民收入和人均民生投入對自身解釋能力都增加，說明從長期來看，人均居民收入和人均民生投入具備自我積累的發(fā)展機制。

表6 面板誤差項方差分解

（七）區(qū)域特征比較：基于居民人均收入和人均民生投入對人均GDP影響的視角

首先分別對東部、中部、西部地區(qū)③數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，結(jié)果表明各序列不平穩(wěn)，但是經(jīng)過1階差分變換后基本均為平穩(wěn)序列 （檢驗結(jié)果表省略）。

從表7所列方程的估計結(jié)果來看，除了人均GDP本身以外，對人均GDP促進作用較大因素在不同地區(qū)表現(xiàn)不同，東部地區(qū)是人均居民收入（與全國相同），中部、西部地區(qū)是人均民生投入。主要原因可能是三大地區(qū)發(fā)展階段不同，東部地區(qū)公共基礎(chǔ)設(shè)施較充分，公共財政民生投入對經(jīng)濟增長邊際效益不顯著，或者民生財政投入增加幅度沒有超過門檻值，對經(jīng)濟增長貢獻變?yōu)樨?fù)值；中西部地區(qū)居民收入水平較低，大部分轉(zhuǎn)化為儲蓄，沒有形成有效消費能力，公共基礎(chǔ)設(shè)施也相對不足，其邊際效益處在正；這種促進作用在中部地區(qū)表現(xiàn)比在西部地區(qū)高，與經(jīng)濟發(fā)展一定水平更需要公共民生設(shè)施投入相關(guān)。

按照PVAR模型滯后階數(shù)的選取方法，東部、中部和西部PVAR模型滯后階數(shù)分別確定為為4期、2期和2期，人均GDP對人均居民收入、人均民生財政沖擊的脈沖響應(yīng)，如圖3。

表7 三大地區(qū)Panel-VAR估計結(jié)果

圖3 三大地區(qū)人均GDP對人均居民收入、人均民生財政沖擊的脈沖響應(yīng)

從圖3中，三大地區(qū)人均GDP受到自身沖擊的響應(yīng)值短期內(nèi)為正；東部和中部逐步加速上升，西部逐步減弱。東部人均GDP受到人均居民收入沖擊的響應(yīng)值短期內(nèi)為正，交替變動下降，最后沖擊的響應(yīng)值為負(fù)；中部人均GDP受到人均居民收入沖擊的響應(yīng)值短期內(nèi)為正，先上升后下降；西部人均GDP受到人均居民收入沖擊的響應(yīng)值短期內(nèi)為負(fù)，逐步下降。東部人均GDP受到人均民生投入沖擊的響應(yīng)值短期內(nèi)為負(fù)，先下降后上升；中部人均GDP受到人均民生投入沖擊的響應(yīng)值短期內(nèi)為正，逐步加速上升；西部人均GDP受到人均民生投入沖擊的響應(yīng)值短期內(nèi)為正，先加速上升后下降。

（八）穩(wěn)健性檢驗

考慮到動態(tài)面板估計過程中存在的變量內(nèi)生性和樣本異質(zhì)性問題對參數(shù)估計帶來的偏差。Arellano等 （1991） 提出利用差分 GMM方法來解決，但該方法只對差分方程進行估計，會損失樣本信息量?？紤]這些缺陷和不足，Arellano（1995）、 Blundell（1998） 進一步提出了系統(tǒng)GMM估計方法。系統(tǒng)GMM估計方法能夠同時利用差分方程和水平方程信息，因而使工具變量有效性更強[13]。

鑒于經(jīng)濟增長存在一定慣性，在基本模型中增加滯后一期的因變量 （lnpgdpit）作為解釋變量之一，構(gòu)建動態(tài)面板模型進行穩(wěn)健性檢驗，并采用二步的系統(tǒng)廣義矩估計方法 （Two-Step GMM）進行參數(shù)估計，結(jié)果如表8所示。

表8 動態(tài)面板模型穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

從表中可以看出，2個模型的Sargan檢驗的P值都大于0.05，這說明2個模型所選擇的工具變量都是有效的。AR（1）的P值都是小于0.05的，隨機擾動項的差分存在一階自相關(guān)，但AR（2）的P值都是大于0.05，不存在二階自相關(guān)。故接受原假設(shè)隨機擾動項不存在自相關(guān)。從檢驗結(jié)果來看，加入控制變量和沒有加入控制變量的模型中變量前符號是一致的，回歸系數(shù)也相近，表明本文研究結(jié)論具有很好的穩(wěn)健性。

四、結(jié)論與建議

利用2001～2012年省際數(shù)據(jù)，通過面板 VAR的實證方法并借鑒動態(tài)面板的穩(wěn)健性檢驗，得到如下結(jié)論：①人均GDP、人均居民收入和人均民生投入在滯后2期情況下，互為格蘭杰因果關(guān)系，在經(jīng)濟發(fā)展過程中要關(guān)注人均居民收入和人均民生投入，促進經(jīng)濟增長。②經(jīng)濟增長對人均居民收入和人均民生投入貢獻較大。提高居民收入和增加民生投入，需要大力發(fā)展經(jīng)濟，只有做大蛋糕，才能有效分享更多蛋糕。③以全國數(shù)據(jù)為樣本，在人均居民收入和人均民生投入對人均GDP貢獻關(guān)系分析中，人均居民收入對經(jīng)濟增長起促進作用，而人均民生投入對經(jīng)濟增長起阻礙作用。在分地區(qū)考察時，存在區(qū)域差異，東部地區(qū)與全國情況相同，中西部地區(qū)與全國情況相反，人均居民收入對經(jīng)濟增長起阻礙作用，而人均民生投入對經(jīng)濟增長起促進作用。

根據(jù)上述結(jié)論，本文的政策建議如下：①建立居民增收長效機制。在提高效益的基礎(chǔ)上逐步提高從業(yè)人員工資水平，保障就業(yè)人員工資水平增速不低于GDP增速。②擴大就業(yè)。切實減輕中小企業(yè)稅賦，扶植各類中小企業(yè)發(fā)展；鼓勵勞動者自主創(chuàng)業(yè)和自謀職業(yè)，促進多種形式就業(yè)，增加居民收入。③多渠道促進農(nóng)民增收。加快農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，讓農(nóng)民在農(nóng)業(yè)功能拓展中獲得更多收益；推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程，加快農(nóng)村富余勞動力轉(zhuǎn)移，增加農(nóng)民家庭工資性收入。④建立健全收入分配調(diào)節(jié)機制。鼓勵勞動、資本等生產(chǎn)要素按貢獻參與收益分配。著力提高低收入者收入水平，擴大中等收入者比重，有效調(diào)節(jié)過高收入，合理調(diào)節(jié)行業(yè)收入分配。⑤加快對中西部地區(qū)民生財政投入。加大對民生的投入，重點是要向中西部基層、農(nóng)村、邊遠(yuǎn)地區(qū)和困難地區(qū)傾斜，進一步加大財政結(jié)構(gòu)性調(diào)整的力度，要大力推進教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障和就業(yè)、保障性安居工程，以及公共文化等社會事業(yè)發(fā)展，破解 “民生財政投入”陷阱，發(fā)揮民生投入與經(jīng)濟增長正向互動。

[注 釋]

① 運用連玉君老師編寫的stata程序pvar2.ado判斷，在此表示感謝。

②本文運用世界銀行專家I.Love編寫Stata PVAR運行程序，在此表示感謝。

③ 東部地區(qū)11個?。ㄊ校罕本?、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部地區(qū)有8個省級行政區(qū)：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括的省級行政區(qū)共11個省（市）：四川、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古。

[1]陳昌兵.收入分配影響經(jīng)濟增長的內(nèi)在機制[J].當(dāng)代經(jīng)濟科學(xué)，2008（6）：15-21.

[2]陸萬軍.收入分配對經(jīng)濟增長的影響機理與傳導(dǎo)機制[J].經(jīng)濟學(xué)家，2012（5）：36-43.

[3]劉宗平.注重民生投入是促進經(jīng)濟增長的長久良策[J].發(fā)展研究，2008（12）：132-134.

[4]梁達.加快民生工程建設(shè) 培育經(jīng)濟增長新動力[J].宏觀經(jīng)濟管理，2013（10）：21-23.

[5]趙天奕.民生財政與經(jīng)濟增長：1978-2010年——基于非線性STR 模型的實證分析[J].經(jīng)濟研究參考，2012（58）：10-17.

[6]Holtz-eakin D.，Newey W.and Rosen H..Estimating Vector Autoregressions with Panel Data[J].Econmetrica， 1998，56 （6）：1371-1395.

[7]沈悅，李善燊，馬續(xù)濤.VAR宏觀計量經(jīng)濟模型的演變與最新發(fā)展——基于2011年諾貝爾經(jīng)濟學(xué)獎得主Smis研究成果的拓展脈絡(luò)[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2012（10）：150-160.

[8]劉海慶，徐穎科.我國稅收負(fù)擔(dān)與經(jīng)濟增長的實證研究——基于全國30個省級單位的Panel VAR模型 [J].蘭州學(xué)刊，2011，2（2）：48-54.

[9]Arellano M.and Bover O..nother Look at the Instrumental Variable Estimation of Error-components Models[J].Journal of Economentrics， 1995，68（1）：29-52.

[10]駱永民，劉艷華.金融集聚、人力資本與房價——基于PanelVAR 模型[J].財貿(mào)研究，2011（4）：93-101.

[11]肖建華.我國社會性基本公共服務(wù)財政投入效率評價——基于DEA 的分析[J].財經(jīng)理論與實踐，2012（6）：70-75.

[12]肖建華.財政投入結(jié)構(gòu)、政府主動性對農(nóng)村經(jīng)濟增長的效應(yīng)[J].改革，2008（1）：67-72.

[13]段軍山，魏友蘭，馬宇.金融發(fā)展、技術(shù)進步與經(jīng)濟增長——基于面板VAR模型的動態(tài)檢驗[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2013（3）：145-149.