方大春

摘 要？演讓城鄉(xiāng)居民更多地享有改革發(fā)展的成果，不僅是經(jīng)濟(jì)發(fā)展最終目的，也是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要路徑。利用省際面板數(shù)據(jù)，通過(guò)面板 VAR 的實(shí)證方法并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果表明：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，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)人均居民收入和人均民生投入貢獻(xiàn)較大，人均居民收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起促進(jìn)作用，而人均民生投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起阻礙作用。在分地區(qū)考察時(shí)，東部地區(qū)與全國(guó)情況相同，中西部地區(qū)與全國(guó)情況相反，人均居民收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起阻礙作用，而人均民生投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起促進(jìn)作用，主要原因可能是與不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和公共民生投入存量不同相關(guān)。在此基礎(chǔ)上，提出如何增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與成果分享之間正向互動(dòng)關(guān)系的政策建議。

關(guān)鍵詞？演經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；居民收入；民生投入；面板向量自回歸

[中圖分類(lèi)號(hào)]F120.4 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A [文章編號(hào)]1673-0461（2015）07-0001-07

一、引 言

長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)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(huì)矚目的問(wèn)題。但是，也要看到另外一個(gè)同等重要、同等嚴(yán)重、需要引起同等關(guān)注的問(wèn)題，那就是近幾年最終分配后我國(guó)居民實(shí)際可支配收入占GDP的比重出現(xiàn)急劇下降。從2013年11月，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布公告來(lái)看，2012年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為24 565元比1978年同比增長(zhǎng)71倍，年均增長(zhǎng)13.4%，但扣除價(jià)格因素，年均增長(zhǎng)只是7.4%，然而同期實(shí)際GDP年均增長(zhǎng)速度為9.8%。目前，國(guó)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(dá)國(guó)家一般55%標(biāo)準(zhǔn)，出現(xiàn)“只長(zhǎng)骨頭不長(zhǎng)肉”現(xiàn)象。這種情況出現(xiàn)反映了我國(guó)在初次分配和再分配兩個(gè)領(lǐng)域都出現(xiàn)問(wèn)題。居民收入增速跑不贏GDP，直接導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車(chē)”中，消費(fèi)拉動(dòng)的局面一直沒(méi)有形成。在初次分配領(lǐng)域，勞動(dòng)者收入，特別是中低級(jí)勞動(dòng)者收入增長(zhǎng)過(guò)于緩慢，難以發(fā)揮廣大勞動(dòng)者積極性；在再分配領(lǐng)域，部分財(cái)稅政策導(dǎo)致了財(cái)富逆分配，反而導(dǎo)致差距的擴(kuò)大，增加社會(huì)不穩(wěn)定因素。針對(duì)居民收入增速落后于GDP的問(wèn)題，我國(guó)政府高度重視，制定了居民收入與GDP同步增長(zhǎng)計(jì)劃，努力提高居民收入在國(guó)民收入分配中的比重，提高勞動(dòng)報(bào)酬在初次分配中的比重。黨的“十八大”報(bào)告中，首次提出了實(shí)現(xiàn)國(guó)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(lái)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(guó)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(cái)政對(duì)民生投入力度。

目前學(xué)術(shù)界對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與居民收入研究主要集中在收入差距擴(kuò)大對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響，以及驗(yàn)證中國(guó)是否存在庫(kù)茲涅茨的“倒U假說(shuō)”（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(jì)增長(zhǎng)關(guān)系，主要原因考慮到我國(guó)經(jīng)濟(jì)總量不強(qiáng)，需要進(jìn)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(wàn)軍[2]（2012）對(duì)收入分配對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)理與傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行探索，認(rèn)為收入分配主要通過(guò)影響財(cái)政政策、社會(huì)穩(wěn)定、人力資本和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生影響。在財(cái)政民生投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究中，學(xué)者認(rèn)為國(guó)內(nèi)消費(fèi)不足，其重要原因是民生領(lǐng)域、社會(huì)福利投入較少。我國(guó)應(yīng)將經(jīng)濟(jì)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(guó)百姓的社會(huì)保障體系，進(jìn)而擴(kuò)大內(nèi)需，才能保持中國(guó)經(jīng)濟(jì)科學(xué)、健康、持續(xù)地增長(zhǎng)（劉宗平[3]，2008），加快民生工程建設(shè)，培育經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)新動(dòng)力（梁達(dá)[4]，2013），民生財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期非線性關(guān)系（趙天奕[5]，2012）。本文試把居民收入、財(cái)政民生投入作為成果分享指標(biāo)探討與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間互動(dòng)關(guān)系。

二、變量選擇及數(shù)據(jù)說(shuō)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(duì)數(shù)（pr）：居民可支配收入主要包括工資性收入、經(jīng)營(yíng)純收入、財(cái)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(duì)數(shù)（pc）：財(cái)政對(duì)民生投入主要包括教育投入、醫(yī)療衛(wèi)生投入和社會(huì)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(jià)格。為了消除數(shù)據(jù)異方差，對(duì)各變量取對(duì)數(shù)。

（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明

數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)源于省、市統(tǒng)計(jì)年鑒?？紤]數(shù)據(jù)的可得性和完整性，樣本選擇時(shí)沒(méi)有把西藏納入進(jìn)去。地區(qū)樣本為中國(guó)大陸地區(qū)30個(gè)省市，時(shí)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(gè)變量之間的內(nèi)在邏輯關(guān)聯(lián)。數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。

三、實(shí)證分析

（一）模型與方法

Sims（1980）在基于數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立起向量自回歸（VAR）模型。VAR模型是一種時(shí)間序列分析法的動(dòng)態(tài)模式，其優(yōu)點(diǎn)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?jī)?nèi)生、外生及因果關(guān)系的問(wèn)題，而是將各變量視為內(nèi)生變量，由一組回歸方程來(lái)表示變量間的互動(dòng)關(guān)系。VAR模型除了可以分析滯后項(xiàng)變量對(duì)其他變量是否具有顯著的影響以外，還可以進(jìn)一步通過(guò)脈沖響應(yīng)分析變量間的動(dòng)態(tài)互動(dòng)關(guān)系。但對(duì)數(shù)據(jù)長(zhǎng)度要求較高，一般不應(yīng)少于30個(gè)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(shí)踐中不斷優(yōu)化[6]，并經(jīng)眾多學(xué)者完善，已成為兼具時(shí)序與面板數(shù)據(jù)優(yōu)點(diǎn)的成熟模型。PVAR繼承了VAR的許多優(yōu)點(diǎn)，與普通VAR相比，由于對(duì)數(shù)據(jù)的長(zhǎng)度要求較低，所以PVAR具有更強(qiáng)的適用性。只要T≥p+3（T為時(shí)間序列的長(zhǎng)度，p為滯后項(xiàng)的階數(shù)）便可以對(duì)方程的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)；當(dāng)T≥2p+2時(shí)，即可在穩(wěn)態(tài)下估計(jì)滯后項(xiàng)的參數(shù)，所以PVAR為研究提供了一個(gè)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(gè)體存在不可觀察的差異，捕捉到個(gè)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：endprint

yit=？茁0+■？茁jyi，t-j+αi+εit （1）

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(shí)間。p代表模型滯后階數(shù)，？茁j代表滯后內(nèi)生變量的回歸系數(shù)，αi代表個(gè)體固定效應(yīng)，εit代表擾動(dòng)項(xiàng)。受變量滯后項(xiàng)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(lái)消除固定效應(yīng)，該方法通過(guò)移除前向均值這一轉(zhuǎn)換方式，避免差分項(xiàng)與作為工具變量的滯后回歸項(xiàng)間的正交，從而達(dá)到準(zhǔn)確估計(jì)模型目的[10]。

（二）面板單位根檢驗(yàn)

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

（三）面板 VAR 模型滯后階數(shù)的選取

為了估計(jì)該系統(tǒng)，需要檢驗(yàn) 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(yàn)的結(jié)果匯總在表3中①。

由表2知，在滯后1～5階的檢驗(yàn)結(jié)果中，當(dāng)模型的滯后階數(shù)為4時(shí)，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(yàn)

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(shí)際數(shù)據(jù)能否支撐這個(gè)結(jié)論呢？必須進(jìn)行面板數(shù)據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)，考慮到實(shí)際產(chǎn)出滯后期可能有1-3 年，在進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)時(shí)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。

（五）面板矩估計(jì)

在PVAR估計(jì)之前，首先要消除模型包含的固定效應(yīng)，運(yùn)用前向均值差分過(guò)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(jìn)而與誤差項(xiàng)無(wú)關(guān)，因而可以使用滯后變量作為工具變量；然后通過(guò)GMM方法得到系數(shù)的有效估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表5②。在表5中，部分參數(shù)估計(jì)值的T值較小，這一現(xiàn)象也符合面板VAR估計(jì)的常態(tài)，在國(guó)內(nèi)外相關(guān)的PVAR模型估計(jì)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(jì)值都無(wú)法通過(guò)T檢驗(yàn)。

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(jì)結(jié)果來(lái)看，除自身以外，對(duì)人均GDP 影響最大的是人均居民收入，人均居民收入對(duì)人均GDP貢獻(xiàn)整體上為正，人均民生投入對(duì)人均GDP貢獻(xiàn)整體上為負(fù)。從方程（2） 估計(jì)結(jié)果來(lái)看，除自身以外，人均GDP入對(duì)人均居民收影響較大，且為正作用，人均民生投入對(duì)人均居民收入貢獻(xiàn)為負(fù)。從方程（3） 估計(jì)結(jié)果來(lái)看，人均GDP和人均居民收入對(duì)人均民生投入影響較大，且為正作用，人均民生投入對(duì)自身貢獻(xiàn)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(lái)說(shuō)是一個(gè)動(dòng)態(tài)的模型，單個(gè)變量系數(shù)的意義是很難確認(rèn)的，需要作進(jìn)一步分析。于是，我們利用Stata13.0統(tǒng)計(jì)分析軟件進(jìn)行蒙特卡洛模擬得出lnpgdp、lnpr和lnpc脈沖響應(yīng)（見(jiàn)圖2）及方差分解表（見(jiàn)表6）。

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(dòng)是顯著的，人均GDP、人均居民收入對(duì)人均民生投入拉動(dòng)也是明顯，這種拉動(dòng)作用剛開(kāi)始有一小段滯后期，后迅速上升。人均民生投入對(duì)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。可能原因有兩點(diǎn)：一是民生投入規(guī)模還比較小，沒(méi)有跨越門(mén)檻，沒(méi)有發(fā)揮傳導(dǎo)拉動(dòng)作用；二是民生投入結(jié)構(gòu)不合理，沒(méi)有有效發(fā)揮民生財(cái)政傳導(dǎo)拉動(dòng)作用。肖建華（2008）研究，農(nóng)業(yè)基本建設(shè)投人對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)效應(yīng)開(kāi)始為負(fù)，在第四期后開(kāi)始發(fā)揮促進(jìn)作用[11]。肖建華（2012）運(yùn)用DEA方法研究表明我國(guó)各省在義務(wù)教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會(huì)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(cái)政支出負(fù)增長(zhǎng)率大于14.85% ，則經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率下降；若民生財(cái)政支出增長(zhǎng)率高于 18.87% ，則促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[5]。這些學(xué)者研究進(jìn)一步驗(yàn)證了財(cái)政民生投入存在門(mén)檻效應(yīng)和結(jié)構(gòu)支出不合理問(wèn)題。

從表 6 可以看出，在對(duì)人均 GDP 誤差項(xiàng)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(duì)人均 GDP誤差項(xiàng)解釋能力很小，說(shuō)明隨著時(shí)間變長(zhǎng)，這些變量的影響沒(méi)有什么大的變化。在第 10 期，在對(duì)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(dá)到51.04% ，超過(guò)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(duì)自身解釋能力都增加，說(shuō)明從長(zhǎng)期來(lái)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(jī)制。

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

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

從表7所列方程的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，除了人均GDP 本身以外，對(duì)人均GDP 促進(jìn)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(guó)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(cái)政民生投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)邊際效益不顯著，或者民生財(cái)政投入增加幅度沒(méi)有超過(guò)門(mén)檻值，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)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(chǔ)蓄，沒(méi)有形成有效消費(fèi)能力，公共基礎(chǔ)設(shè)施也相對(duì)不足，其邊際效益處在正；這種促進(jìn)作用在中部地區(qū)表現(xiàn)比在西部地區(qū)高，與經(jīng)濟(jì)發(fā)展一定水平更需要公共民生設(shè)施投入相關(guān)。endprint

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(duì)人均居民收入、人均民生財(cái)政沖擊的脈沖響應(yīng)，如圖3。

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(dòng)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(yàn)

考慮到動(dòng)態(tài)面板估計(jì)過(guò)程中存在的變量?jī)?nèi)生性和樣本異質(zhì)性問(wèn)題對(duì)參數(shù)估計(jì)帶來(lái)的偏差。Arellano等（1991） 提出利用差分 GMM 方法來(lái)解決，但該方法只對(duì)差分方程進(jìn)行估計(jì)，會(huì)損失樣本信息量?？紤]這些缺陷和不足，Arellano（1995）、Blundell（1998） 進(jìn)一步提出了系統(tǒng) GMM 估計(jì)方法。系統(tǒng) GMM 估計(jì)方法能夠同時(shí)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(qiáng)[13]。

鑒于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，并采用二步的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法（Two-Step GMM） 進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果如表8所示。

從表中可以看出，2個(gè)模型的Sargan檢驗(yàn)的P值都大于0.05，這說(shuō)明2個(gè)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(jī)擾動(dòng)項(xiàng)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(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)。從檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，加入控制變量和沒(méi)有加入控制變量的模型中變量前符號(hào)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(guò)面板 VAR 的實(shí)證方法并借鑒動(dòng)態(tài)面板的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，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(jì)發(fā)展過(guò)程中要關(guān)注人均居民收入和人均民生投入，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。②經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)人均居民收入和人均民生投入貢獻(xiàn)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(jì)，只有做大蛋糕，才能有效分享更多蛋糕。③以全國(guó)數(shù)據(jù)為樣本，在人均居民收入和人均民生投入對(duì)人均GDP貢獻(xiàn)關(guān)系分析中，人均居民收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起促進(jìn)作用，而人均民生投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起阻礙作用。在分地區(qū)考察時(shí)，存在區(qū)域差異，東部地區(qū)與全國(guó)情況相同，中西部地區(qū)與全國(guó)情況相反，人均居民收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起阻礙作用，而人均民生投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起促進(jìn)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(zhǎng)效機(jī)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(kuò)大就業(yè)。切實(shí)減輕中小企業(yè)稅賦，扶植各類(lèi)中小企業(yè)發(fā)展；鼓勵(lì)勞動(dòng)者自主創(chuàng)業(yè)和自謀職業(yè)，促進(jìn)多種形式就業(yè)，增加居民收入。③多渠道促進(jìn)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(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程，加快農(nóng)村富余勞動(dòng)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(jī)制。鼓勵(lì)勞動(dòng)、資本等生產(chǎn)要素按貢獻(xiàn)參與收益分配。著力提高低收入者收入水平，擴(kuò)大中等收入者比重，有效調(diào)節(jié)過(guò)高收入，合理調(diào)節(jié)行業(yè)收入分配。⑤加快對(duì)中西部地區(qū)民生財(cái)政投入。加大對(duì)民生的投入，重點(diǎn)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(jìn)一步加大財(cái)政結(jié)構(gòu)性調(diào)整的力度，要大力推進(jìn)教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會(huì)保障和就業(yè)、保障性安居工程，以及公共文化等社會(huì)事業(yè)發(fā)展，破解“民生財(cái)政投入”陷阱，發(fā)揮民生投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正向互動(dòng)。endprint