徐孝新

（信陽(yáng)師范學(xué)院 商學(xué)院，河南 信陽(yáng) 464000）

0 引言

收入分配一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的熱點(diǎn)問(wèn)題之一。Kuznets（1955）[1]開創(chuàng)了收入不平等問(wèn)題實(shí)證研究的先河，提出倒“U”型曲線假說(shuō)來(lái)描述經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與收入不平等之間的關(guān)系。然而，這一理論假說(shuō)在實(shí)證檢驗(yàn)中并未得到一致結(jié)論，而且與經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)相悖。Kuznets倒“U”型曲線假說(shuō)不能經(jīng)受經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)，其原因在于，收入不平等不僅與國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān)，還依賴于國(guó)家專業(yè)化模式、生產(chǎn)結(jié)構(gòu)特征以及政府政策。本文利用微觀產(chǎn)品數(shù)據(jù)，通過(guò)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)特征這一獨(dú)特視角探討收入不平等問(wèn)題，為縮小收入不平等差距提供參考路徑。

生產(chǎn)結(jié)構(gòu)與收入分配之間的關(guān)系受到學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注[2-6]。盡管相關(guān)理論研究表明生產(chǎn)結(jié)構(gòu)與收入分配之間存在著相關(guān)關(guān)系。然而，對(duì)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)與收入不平等關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)卻遇到了阻礙，其原因在于缺乏一個(gè)具體的能夠度量國(guó)家生產(chǎn)結(jié)構(gòu)特征的度量指標(biāo)。例如，學(xué)者們?cè)诙垦芯繃?guó)家生產(chǎn)結(jié)構(gòu)有關(guān)問(wèn)題時(shí)，主要采用簡(jiǎn)單量化指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證研究，如三大產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比重、三大產(chǎn)業(yè)中就業(yè)人口分布、集中度指標(biāo)。這些生產(chǎn)結(jié)構(gòu)量化指標(biāo)存在明顯缺陷，一方面，度量指標(biāo)模糊性，沒(méi)有考慮到不同部門之間生產(chǎn)結(jié)構(gòu)特殊性；另一方面，產(chǎn)品同質(zhì)性假定顯然與實(shí)際不符，不同產(chǎn)品需要專業(yè)化生產(chǎn)知識(shí)和特殊生產(chǎn)能力。經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度指標(biāo)因其能夠全面反映一國(guó)技術(shù)水平、生產(chǎn)能力、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征等，被視為生產(chǎn)結(jié)構(gòu)替代性指標(biāo)受到廣泛關(guān)注，已經(jīng)大量應(yīng)用于研究國(guó)家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型等問(wèn)題。基于此，本文利用經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度作為生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的代理變量，實(shí)證檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度與收入不平等之間的關(guān)系。

1 經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度測(cè)算

近年來(lái)，Hausmann等人基于各國(guó)出口數(shù)據(jù)，利用網(wǎng)絡(luò)空間理論，提出了衡量一個(gè)國(guó)家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度和產(chǎn)品復(fù)雜度的測(cè)算方法。為了剔除人均收入水平對(duì)Expy指標(biāo)的影響，Hidalgo和 Hasusmann（2009）[7]基于出口多元化（diverisity）和產(chǎn)品普遍性（Ubiquity）兩個(gè)維度重新定義經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度，以反映一個(gè)國(guó)家生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的復(fù)雜性和技術(shù)知識(shí)、生產(chǎn)能力高低，利用反射法[8]進(jìn)行測(cè)算，計(jì)算公式思路如下：

其中，kc，n表示國(guó)家多樣化，kp，n表示產(chǎn)品普遍性。c、p分別代表國(guó)家和產(chǎn)品，當(dāng)c國(guó)在出口 p產(chǎn)品上具有顯性比較優(yōu)勢(shì)時(shí)，Mcp=1，反之則為0。 kc，0=∑pMcp，kp，0= ∑cMcp，kc，0、kp，0分別表示初始條件下國(guó)家多樣化和產(chǎn)品普遍性程度。n（n≥1）表示國(guó)家生產(chǎn)能力的多樣性，kp，n表示國(guó)家出口產(chǎn)品的普遍性；若 n 為奇數(shù)，kc，n表示出口產(chǎn)品的普遍性，kp，n則表示國(guó)家出口的多樣性。將最大特征向量，可以得到表示均值，表示標(biāo)準(zhǔn)差。同樣，可以得到產(chǎn)品復(fù)雜度指數(shù)表示均值表示標(biāo)準(zhǔn)差。

2 模型構(gòu)建、變量選取和數(shù)據(jù)說(shuō)明

2.1 模型構(gòu)建

以往收入不平等實(shí)證研究中，核心解釋變量主要包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、公共權(quán)力、技術(shù)水平、人口結(jié)構(gòu)、匯率制度、人力資本、金融發(fā)展、教育水平、稅制結(jié)構(gòu)、匯率制度等因素。然而，由于資源稟賦、技術(shù)水平、制度建設(shè)等諸多因素制約，對(duì)于不同國(guó)家，即便是生產(chǎn)同一種產(chǎn)品也存在著差異。同一產(chǎn)業(yè)在國(guó)家A可能是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，而在B國(guó)家則有可能是資本密集型產(chǎn)業(yè)。在同一國(guó)家內(nèi)部，不同生產(chǎn)部門所生產(chǎn)的產(chǎn)品之間同樣存在差異。但是，生產(chǎn)同一產(chǎn)品的不同國(guó)家之間的產(chǎn)品差異小于同一國(guó)家不同產(chǎn)品之間的差異。因此，不同國(guó)家專業(yè)化模式導(dǎo)致的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)差異，勢(shì)必會(huì)影響到人均收入分配狀況。本文認(rèn)為，專業(yè)化生產(chǎn)以復(fù)雜產(chǎn)品為主的國(guó)家與以生產(chǎn)簡(jiǎn)單產(chǎn)品為主的國(guó)家，收入分配差距更小，收入不平等程度則更低?；谝陨戏治觯疚慕⑷缦掠?jì)量模型：

其中，i與t分別表示國(guó)家（或地區(qū)）和年份，β0、β1、δ為待估計(jì)系數(shù)，ui為國(guó)家（或地區(qū)）固定效應(yīng)，vt為時(shí)間效應(yīng)，εi，t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。gini為被解釋變量，eci為核心解釋變量，Z為控制變量。

2.2 變量選取和數(shù)據(jù)說(shuō)明

收入不平等作為本文的被解釋變量，如何度量收入不平等程度？自基尼系數(shù)提出以來(lái)，已被廣泛應(yīng)用于度量收入不平等水平。然而，基于不同統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)、統(tǒng)計(jì)方法，研究機(jī)構(gòu)、國(guó)際組織在對(duì)各國(guó)基尼系數(shù)測(cè)算時(shí)，除了測(cè)算結(jié)果不一致外，所涵蓋的樣本范圍、時(shí)間跨度也有很大差異。比如，盧森堡收入研究數(shù)據(jù)庫(kù)（LIS）僅包含40多個(gè)國(guó)家，并且主要是發(fā)達(dá)國(guó)家，僅測(cè)算1967—2010年間基尼系數(shù)；盡管拉丁美洲和加勒比社會(huì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)（SEDLAC）基尼系數(shù)最近更新至2013年，但僅包括24個(gè)拉美和加勒比國(guó)家；歐盟統(tǒng)計(jì)局收入與生活狀況調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)（SILC）也只包括29個(gè)國(guó)家，且基尼系數(shù)僅涵蓋2005—2008年。Frederick以盧森堡收入研究數(shù)據(jù)庫(kù)為標(biāo)準(zhǔn)，參考OECD、世界銀行等其余8個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)基尼系數(shù)進(jìn)行調(diào)整的基礎(chǔ)上,建立SWIID數(shù)據(jù)庫(kù)。SWIID數(shù)據(jù)庫(kù)亮點(diǎn)之一是大樣本、長(zhǎng)跨期，包括170多個(gè)樣本國(guó)家或地區(qū)1960—2016年的基尼系數(shù)。對(duì)于跨國(guó)、跨期實(shí)證研究而言，需要較大樣本容量和較長(zhǎng)時(shí)期，而SWIID數(shù)據(jù)庫(kù)正好滿足這一要求，故本文采用SWIID數(shù)據(jù)庫(kù)基尼系數(shù)來(lái)度量收入不平等程度。

本文核心解釋變量——經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度指數(shù)（ECI）來(lái)源于麻省理工學(xué)院經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度觀察所數(shù)據(jù)庫(kù)，該數(shù)據(jù)庫(kù)涵蓋1964—2016年212個(gè)國(guó)家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度數(shù)據(jù)。參考以往收入不平等影響因素研究文獻(xiàn)，本文主要采用以下五個(gè)控制性變量：（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用人均GDP（2010年不變美元）表示，在實(shí)際計(jì)算過(guò)程中對(duì)其取自然對(duì)數(shù)，并加入平方項(xiàng)；（2）勞動(dòng)力年齡人口，以15至64歲人口占總?cè)丝诘谋戎貋?lái)表示；（3）公共醫(yī)療開支，以公共醫(yī)療衛(wèi)生支出占醫(yī)療總支出的比重表示；（4）物價(jià)水平，以消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)來(lái)表示。以上控制變量數(shù)據(jù)均來(lái)源于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)。（5）人力資本數(shù)據(jù)來(lái)源于Penn World Table數(shù)據(jù)庫(kù)，該指標(biāo)以教育年限和教育回報(bào)為基礎(chǔ)，反映人力資本水平高低。由于部分國(guó)家或地區(qū)Gini系數(shù)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，本文在樣本篩選和研究時(shí)期跨度上進(jìn)行了權(quán)衡。在樣本國(guó)家或地區(qū)選擇上，排除了基尼系數(shù)連續(xù)缺失2年以上的國(guó)家或地區(qū)，加上部分國(guó)家經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度和控制變量數(shù)據(jù)缺失，本文最終篩選出79個(gè)國(guó)家和地區(qū)作為研究樣本。在研究期限上，盡管Gini系數(shù)、經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度和部分控制變量數(shù)據(jù)可以追溯至20世紀(jì)60年代，并更新至2016年，但僅有少數(shù)部分國(guó)家或地區(qū)的早期數(shù)據(jù)以及最近兩年數(shù)據(jù)比較完整。因此，本文在樣本范圍和時(shí)間跨度進(jìn)行了權(quán)衡，最終選擇1990—2015年79個(gè)國(guó)家或地區(qū)的面板數(shù)據(jù)。樣本數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證分析

3.1 估計(jì)結(jié)果

由于使用跨國(guó)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，可能存在國(guó)家或地區(qū)的個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果也拒絕隨機(jī)效應(yīng)，因此本文采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)分析。下頁(yè)表2為國(guó)定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果。在不考慮控制變量的前提下，ECI估計(jì)系數(shù)符號(hào)為負(fù)，并在1%的水平顯著；在表2中模型（2）至模型（6）估計(jì)結(jié)果顯示，逐漸加入經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、勞動(dòng)年齡人口、公共醫(yī)療開支、人力資本、物價(jià)水平等控制變量之后，ECI估計(jì)系數(shù)始終保持負(fù)號(hào)不變且在5%水平上顯著。因此，實(shí)證結(jié)果表明收入不平等程度與經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度顯著負(fù)相關(guān)，經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度的提升有助于縮小收入不平等程度。逐步加入控制變量并分析其對(duì)收入不平等影響，得到以下結(jié)果：（1）人均GDP自然對(duì)數(shù)估計(jì)系數(shù)顯著為正，但人均GDP自然對(duì)數(shù)的平方項(xiàng)卻不顯著，Kuznets倒“U”型曲線假說(shuō)并非完全成立。（2）勞動(dòng)年齡人口估計(jì)系數(shù)為負(fù)且顯著，表明勞動(dòng)年齡人口占總?cè)丝诘谋戎卦礁邉t有利于縮小收入不平等程度，這一結(jié)論也意味人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)收入分配產(chǎn)生影響，人口老齡化將拉大收入分配不平等。（3）公共醫(yī)療開支估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，增加公共醫(yī)療開支實(shí)質(zhì)上意味著一國(guó)政府對(duì)居民財(cái)富向著有利于低收入群體的二次分配，對(duì)縮小收入分配差距將產(chǎn)生積極效果。（4）人力資本估計(jì)系數(shù)為負(fù)且顯著，表明受教育年限和教育收益對(duì)收入不平等有抑制作用，受教育程度越高、教育機(jī)會(huì)越均等，將越有助于縮小收入不平等差距。（5）物價(jià)水平估計(jì)系數(shù)為正且顯著，表明通貨膨脹將拉大收入不平等差距，較高收入階層能夠相對(duì)有效地利用金融工具規(guī)避、減輕通貨膨脹對(duì)自身財(cái)富帶來(lái)的不利影響。

表2 估計(jì)結(jié)果（基尼系數(shù)為被解釋變量）

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文從兩個(gè)角度來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。一是替代變量。Gini系數(shù)作為收入不平等程度的代理變量，不同機(jī)構(gòu)、組織在測(cè)算gini系數(shù)時(shí)，由于統(tǒng)計(jì)方法、統(tǒng)計(jì)口徑、樣本范圍等差異，同一國(guó)家或地區(qū)的gini系數(shù)值卻不完全相同，為避免因gini系數(shù)測(cè)算缺陷導(dǎo)致模型估計(jì)偏差，本文用ATG數(shù)據(jù)庫(kù)中g(shù)iniall系數(shù)代替SWIID數(shù)據(jù)庫(kù)中的gini系數(shù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3中（1）、（2）列所示。二是分階段回歸分析。由于本文考察時(shí)期長(zhǎng)達(dá)25年，分階段進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)是通常做法。本文將1990—2015年劃分為兩個(gè)階段：第一階段從1990—2002年，第二階段從2003—2015年，分別進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3中（3）至（6）列。估計(jì)結(jié)果顯示，無(wú)論是替代變量，還是進(jìn)行分階段的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，收入不平等程度與經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度顯著負(fù)相關(guān)，即便在加入控制變量之后，也不會(huì)改變二者之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系，而且依舊顯著。

3.3 進(jìn)一步分析

上文實(shí)證分析結(jié)果表明，一國(guó)經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度提高有助于縮小國(guó)內(nèi)收入不平等差距。以生產(chǎn)復(fù)雜產(chǎn)品為主的國(guó)家，其國(guó)內(nèi)收入不平等差距則小于以生產(chǎn)簡(jiǎn)單產(chǎn)品為主的國(guó)家。一個(gè)不可否認(rèn)的事實(shí)是，生產(chǎn)復(fù)雜產(chǎn)品的部門或行業(yè)，工人收入水平要高于生產(chǎn)簡(jiǎn)單產(chǎn)品的部門或行業(yè)，產(chǎn)品復(fù)雜度與收入分配之間也存在著聯(lián)系。為了從產(chǎn)品層面檢驗(yàn)產(chǎn)品復(fù)雜度與收入分配之間的關(guān)系，本文以Hartmann等（2016）[6]構(gòu)建的產(chǎn)品基尼系數(shù)（PGI）進(jìn)行實(shí)證分析。PGI是以各國(guó)基尼系數(shù)為權(quán)重對(duì)各國(guó)出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)加權(quán)，從產(chǎn)品層面分析產(chǎn)品基尼系數(shù)與產(chǎn)品復(fù)雜度之間的關(guān)系。PGI計(jì)算方法如下：

表3 穩(wěn)健性分析結(jié)果

其中，t表示年份，c表示國(guó)家，P表示產(chǎn)品，Ginit，c表示某年c國(guó)基尼系數(shù)，若t期c國(guó)在出口P產(chǎn)品具有顯性比較優(yōu)勢(shì)，則 Mt，c，p為1，否則為0。 St，c，p表示t期c國(guó)P產(chǎn)品出口額占全球該產(chǎn)品出口總額的比重，

本文利用SWIID數(shù)據(jù)庫(kù)基尼系數(shù)和UN數(shù)據(jù)庫(kù)各國(guó)商品出口數(shù)據(jù)來(lái)計(jì)算不同時(shí)期每種產(chǎn)品PGI。樣本國(guó)家109個(gè)，產(chǎn)品764種，時(shí)間為1997—2016年，并以5年期依次分為四個(gè)時(shí)期，即 1997—2002年、2002—2006年、2007—2011年、2012—2016年。依據(jù)上面計(jì)算公式，首先測(cè)算出每年每種產(chǎn)品PGI值，然后對(duì)每一5年期PGI進(jìn)行加權(quán)平均，以得到這一時(shí)期每種產(chǎn)品PGI值。PCI值來(lái)源于麻省理工學(xué)院經(jīng)濟(jì)復(fù)雜性觀察所數(shù)據(jù)庫(kù)。同樣對(duì)每一5年期PCI值進(jìn)行加權(quán)平均，得到該時(shí)期每種產(chǎn)品PCI值。PGI與PCI關(guān)系如下頁(yè)圖1所示。

研究結(jié)果表明，不同時(shí)期PGI與PCI顯著負(fù)相關(guān)，PGI較高的產(chǎn)品主要包括食品、原材料等簡(jiǎn)單產(chǎn)品，而PGI較低的產(chǎn)品主要是機(jī)械制造類等復(fù)雜產(chǎn)品。在Hidalgo等（2007）[9]、張其仔與李顥（2013）[10]構(gòu)建的全球產(chǎn)品空間結(jié)構(gòu)圖中，可以發(fā)現(xiàn)，PGI較高的產(chǎn)品主要是勞動(dòng)密集型、資源依托型的簡(jiǎn)單產(chǎn)品，這些產(chǎn)品位于產(chǎn)品空間圖中的邊緣區(qū)域，而PGI較低的產(chǎn)品通常是資本、技術(shù)、知識(shí)相對(duì)密集的復(fù)雜產(chǎn)品，并主要位于產(chǎn)品空間圖的中心區(qū)域。因此，一個(gè)國(guó)家生產(chǎn)結(jié)構(gòu)特征將對(duì)其國(guó)內(nèi)收入不平等程度產(chǎn)生重要影響。

圖1 1997—2016年不同時(shí)期PGI與PCI關(guān)系圖

4 結(jié)論

本文利用79個(gè)國(guó)家或地區(qū)1990—2015年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，考察了經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度對(duì)收入不平等的影響。結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度與收入不平等之間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度的提升有助于抑制收入不平等。通過(guò)引入PGI指標(biāo)在產(chǎn)品層面研究PGI與PCI關(guān)系發(fā)現(xiàn)，PGI與PCI在不同時(shí)期均顯著負(fù)相關(guān)，不同產(chǎn)品所體現(xiàn)的收入分配水平存在差異。因此，從生產(chǎn)簡(jiǎn)單產(chǎn)品向復(fù)雜產(chǎn)品的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，能夠有效降低國(guó)內(nèi)或地區(qū)內(nèi)收入不平等差距。然而，這一發(fā)現(xiàn)并非意味著生產(chǎn)結(jié)構(gòu)是一個(gè)國(guó)家收入不平等的唯一決定因素。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，收入不平等差距并不會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高自動(dòng)收斂，Kuznets倒“U”型曲線也不可能游離于政府干預(yù)之外自發(fā)出現(xiàn)。一個(gè)國(guó)家勞動(dòng)力規(guī)模、政府公共開支以及人力資本投資對(duì)縮小收入差距具有積極作用。因此，縮小收入不平等差距，政府應(yīng)積極作為，除了采用增加人力資本投資、公共醫(yī)療衛(wèi)生支出等財(cái)富重新分配這一傳統(tǒng)手段之外，還需要積極推進(jìn)本國(guó)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，提升本國(guó)經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度水平。