余志利，高 銘

(1.北京大學(xué) 馬克思主義學(xué)院，北京 100871；2.北京師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與資源管理研究院，北京 100875)

一、問題的提出

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的成就，人民收入水平大幅提高。據(jù)國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)顯示，1978年，中國城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入為343.4000元，農(nóng)村居民家庭人均純收入為133.6000元；而截至2017年，中國居民人均可支配收入已達(dá)25 974.0000元。[注]數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。然而，在中國經(jīng)濟(jì)快速增長、人民收入水平不斷提高的同時，居民收入差距卻在不斷拉大。近年來，中國居民收入的基尼系數(shù)一度逼近0.5000[1]。那么，又是哪些因素導(dǎo)致中國出現(xiàn)收入差距并不斷擴大呢？

現(xiàn)有文獻(xiàn)認(rèn)為，影響一國收入不平等的因素較多，例如，一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段和水平[2]、經(jīng)濟(jì)政策[3]、社會分配體系的合理程度尤其是財稅政策[4]、教育水平和教育公平程度[5]、城市化程度的差異[6]以及一國居民財產(chǎn)(或者資本)持有量的差異[7]等。影響收入不平等的因素眾多，且在不同時期，各自影響收入不平等的方向和程度各不相同。

從中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展實踐來看，資本在中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和收入分配格局中的作用越來越大。以固定資產(chǎn)投資作為資本的相關(guān)變量，近二十年以來，全社會固定資產(chǎn)投資由1998年的2.8400萬億元增加到2017年的64.1200萬億元，增長了21.5775倍。雖然同期的國民收入由8.3800萬億元增加到81.8400萬億元，也增長了8.7661倍，但固定資產(chǎn)投資的增速仍大幅度高于國民收入的增速。同時，固定資產(chǎn)投資在國民收入中的地位也大幅提高，全社會固定資產(chǎn)投資與國民收入的比值由1998年的0.3389增加到2017年的0.7774，固定資產(chǎn)投資對國民收入的影響越來越大。[注]數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。此外，資本在城鄉(xiāng)收入分配格局中的決定性作用也十分明顯。城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資由1998年的2.2500萬億元增加到2017年的63.1700萬億元，其占全社會固定資產(chǎn)投資的比重由1998年的79.18%增加到2017年的98.51%。城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資的3/4以上，且不斷增加，由此也不難理解為何中國的城鄉(xiāng)收入差距一直如此巨大。

筆者認(rèn)為，無論是在學(xué)術(shù)研究還是現(xiàn)實生活中，居民的資本持有量和每年的投資額均與收入不平等有著顯著的關(guān)系，即資本是影響收入不平等的一個不可忽略的因素。作為生產(chǎn)要素的資本對社會生產(chǎn)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著重要的影響，但并不是所有的社會生產(chǎn)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果都會被公平分配，而包括資本在內(nèi)的生產(chǎn)要素的所有權(quán)是決定分配方式和分配結(jié)果的最重要因素，因此，我們可以假設(shè)資本與收入不平等之間息息相關(guān)。除了資本之外，經(jīng)濟(jì)增長與收入分配之間的關(guān)系也是學(xué)術(shù)界研究收入不平等的重要切入點。Kuznets[3]認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長與收入分配之間存在倒U型關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)增長起初會加劇收入不平等，但達(dá)到一定程度后，又會縮小收入不平等。Kuznets的這一結(jié)論在不同地區(qū)和不同時期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷史中有些得到了印證，有些沒有得到印證。此外，教育也是影響收入不平等的重要因素之一。教育是傳遞生產(chǎn)經(jīng)驗和生活經(jīng)驗的重要手段，教育發(fā)展程度的不同、教育資源分配的不均衡必然會對收入分配產(chǎn)生重要影響，國內(nèi)外學(xué)者們的實證研究也證明了這一理論推測。Tilak[8]、Bourguignon和Morrisson[9]與Park[10]認(rèn)為，教育會減少收入不平等。賴德勝[11]與李實和丁賽[12]認(rèn)為，教育對改變收入不平等狀況發(fā)揮著重要作用，但賴德勝的研究較為初步，模型中只有成人識字率、中學(xué)入學(xué)率和平均受教育年限，并未引入衡量政府對教育投入的相關(guān)變量，而李實和丁賽只研究了中國城鎮(zhèn)教育的收益。白雪梅[13]利用中國1982—2000年數(shù)據(jù)的實證研究表明，政府的公共教育支出對收入分配差距產(chǎn)生了顯著影響。另外，中國的對外開放進(jìn)程也深刻地影響著中國的收入分配格局，戴楓[14]與王少瑾[15]的實證研究都已經(jīng)表明，經(jīng)濟(jì)開放度與收入不平等之間存在著直接關(guān)系，但戴楓的研究只探討了經(jīng)濟(jì)開放與收入不平等之間的關(guān)系，未在模型中引入控制變量，王少瑾則使用的是省際面板數(shù)據(jù)，著重探討對外開放與各地區(qū)收入不平等之間的關(guān)系。

本文在前人研究的基礎(chǔ)上，嘗試從以下兩個方面推進(jìn)中國收入不平等的研究：第一，從資本與收入不平等互動關(guān)系這一較為新穎的視角研究收入不平等問題。第二，通過不同歷史時期的劃分，具體研究不同時期下的資本與收入不平等問題。

二、模型、變量與數(shù)據(jù)

(一)模型構(gòu)建

本文嘗試構(gòu)建以收入不平等為被解釋變量，以包括資本在內(nèi)的影響收入不平等的因素為解釋變量的計量模型。除了資本、經(jīng)濟(jì)增長和教育這些世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展史上影響收入不平等的共性因素外，本文結(jié)合中國城鄉(xiāng)收入差距較大的實際情況以及改革開放后經(jīng)濟(jì)開放度不斷提高，第三產(chǎn)業(yè)蓬勃發(fā)展的客觀事實，嘗試將城鎮(zhèn)化進(jìn)程、經(jīng)濟(jì)開放度和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r納入計量模型中。當(dāng)然，這些因素可能與經(jīng)濟(jì)增長之間存在較高的共線性，在模型處理中，本文將采取逐步回歸法，確定最合適的計量模型?；谝延械睦碚撗芯亢蛯嵶C研究結(jié)論，本文構(gòu)建如下計量模型：

GINI=f(CAP,GDP,EDU,URB,TRA,SER)

(1)

其中，GINI是基尼系數(shù),表示收入不平等。CAP是資本,表示資本形成情況。GDP是國內(nèi)生產(chǎn)總值,表示經(jīng)濟(jì)增長。EDU是教育,表示教育發(fā)展。URB是城市,表示城鎮(zhèn)化進(jìn)程。TRA是貿(mào)易,表示經(jīng)濟(jì)開放度。SER是服務(wù),表示第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r。需要特別說明的是，由于在不同的歷史時期，對收入不平等有顯著影響的因素不盡相同，因此，上述變量不一定都會出現(xiàn)在最終模型中。

(二)變量選取和數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量

本文選取1978—2017年的基尼系數(shù)來衡量中國的收入不平等情況。由國家統(tǒng)計局編著的《中國住戶調(diào)查年鑒2017》中公布了2003—2016年全國居民人均可支配收入基尼系數(shù)。世界收入不平等數(shù)據(jù)庫(World Income Inequality Database，WIID3.4)收錄了中國1978—2013年的基尼系數(shù)，其中缺失2001年和2004年的數(shù)據(jù)，且該數(shù)據(jù)庫在多個年度收錄了多個數(shù)據(jù)來源的基尼系數(shù)，例如，該數(shù)據(jù)庫收錄了中國家庭追蹤調(diào)查、國家統(tǒng)計局和世界銀行2016年年度報告這三個來源的2010年中國基尼系數(shù)的數(shù)據(jù)。本文還參考了國內(nèi)學(xué)者測算和提供的基尼系數(shù)，如李實和趙人偉[16]提供了1978年、1979年、1981年和1988年的基尼系數(shù)，分別為0.1600、0.3300、0.2900和0.3800。程永宏[17]測算了1981—2004年的基尼系數(shù)(1991年的缺失)。尹成遠(yuǎn)等[18]測算了1982—2005年的基尼系數(shù)。2017年的基尼系數(shù)則采用國家統(tǒng)計局最新公布的數(shù)據(jù)，為0.4700。在面對多個數(shù)據(jù)來源時，本文參考Wang[19]的處理方法，對于同一年度同一國家報告了多個基尼系數(shù)時，采用這些基尼系數(shù)的算術(shù)平均值，最終測算出1978—2017年中國的基尼系數(shù)。

2.解釋變量

衡量資本的指標(biāo)有存量和流量之分，由于本文衡量收入不平等等相關(guān)變量時都使用的是流量數(shù)據(jù)，為保持?jǐn)?shù)據(jù)的對等性，衡量資本的指標(biāo)也采用流量數(shù)據(jù)。在國家統(tǒng)計局網(wǎng)站上可以查到1978—2017年的資本形成額、固定資本形成額和存貨變動，資本形成額是固定資本形成額和存貨變動之和。有些研究在核算資本形成額時只計入固定資本形成額，但筆者認(rèn)為，存貨變動對資本流量數(shù)據(jù)的相對影響較大，隨著時間的推移，其絕對數(shù)越來越大，且在經(jīng)濟(jì)實踐中固定資本的折舊年限一般都為幾年甚至十幾年，存貨變動對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響則更為直接和靈敏，因此，核算資本形成額應(yīng)將存貨變動囊括在內(nèi)?？紤]到資本形成額對經(jīng)濟(jì)增長和對包括收入分配在內(nèi)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展成效的影響，本文擬用1978—2017年每年資本形成額占當(dāng)年GDP的比重作為衡量資本的指標(biāo)。

3.控制變量

本文引入以下控制變量：經(jīng)濟(jì)增長(GDP)、教育發(fā)展(EDU)、城鎮(zhèn)化進(jìn)程(URB)、經(jīng)濟(jì)開放度(TRA)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r(SER)。

經(jīng)濟(jì)增長。本文選擇人均GDP年度增長率作為衡量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)。在國家統(tǒng)計局網(wǎng)站上我們可以查得1977—2017年的人均GDP，進(jìn)行簡單計算后即可求得人均GDP的年度增長率。由于需要驗證Kuznets提出的經(jīng)濟(jì)增長與收入分配之間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系的結(jié)論在中國改革開放后至今這一歷史時期內(nèi)是否成立，因而在模型中會引進(jìn)人均GDP年度增長率的二次項加以驗證。

教育發(fā)展。參考以往的研究并結(jié)合實際情況，本文擬用教育經(jīng)費占財政支出的比重來衡量教育發(fā)展。國家統(tǒng)計局網(wǎng)站僅公布了1991—2017年的教育經(jīng)費，《1998年中國統(tǒng)計年鑒》的表《8-8國家財政分費用類別支出》中有1970—1996年社會文教費一項，且數(shù)據(jù)與國家統(tǒng)計局網(wǎng)站公布的教育經(jīng)費契合度較好，因而1978—1990年數(shù)據(jù)采用該表中的社會文教費數(shù)據(jù)。1978—2017年的國家財政支出可在國家統(tǒng)計局網(wǎng)站查得。

城鎮(zhèn)化進(jìn)程。本文擬采用城鎮(zhèn)人口占年末總?cè)丝诘谋戎貋砗饬砍擎?zhèn)化進(jìn)程，1978—2017年的這兩項數(shù)據(jù)都可以從國家統(tǒng)計局網(wǎng)站查得。

經(jīng)濟(jì)開放度。衡量經(jīng)濟(jì)開放度的指標(biāo)主要有進(jìn)出口總額和利用外資額。本文擬用1978—2017年每年的進(jìn)出口總額加實際利用外資額之和與當(dāng)年GDP的比重衡量經(jīng)濟(jì)開放度。國家統(tǒng)計局網(wǎng)站上相關(guān)數(shù)據(jù)的單位是萬美元，筆者應(yīng)用人民幣匯率(年平均價)將其換算成億元人民幣。

第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r。本文擬用1978—2017年每年的第三產(chǎn)業(yè)增加值占當(dāng)年GDP的比重衡量第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

(三)數(shù)據(jù)處理

經(jīng)過收集整理后，可得如表1的數(shù)據(jù)。

表1 時間序列分析數(shù)據(jù)

本文中的數(shù)據(jù)均為時間序列數(shù)據(jù)，對經(jīng)濟(jì)變量而言，時間序列數(shù)據(jù)按百分比變化的增長率比絕對增長率更為穩(wěn)定，故本文將對部分變量進(jìn)行對數(shù)化處理，時間序列變量經(jīng)過對數(shù)化處理后，其一階差分就變?yōu)榘窗俜直茸兓脑鲩L率。

三、回歸結(jié)果與經(jīng)驗分析

本文擬研究改革開放以來不同歷史時期資本等變量與收入不平等相關(guān)程度的差異，不僅需要研究1978—2017年這40年資本與收入不平等的相關(guān)程度，還要將這40年分為若干個合適的歷史時期加以比較分析。為了將40年劃分為合適的歷史時期，筆者進(jìn)行了若干嘗試：將40年平均劃分為4個10年，但10年的數(shù)據(jù)太少，無法進(jìn)行有意義的時間序列分析；將40年平均劃分為兩個20年，這種劃分只是單純的平均劃分，沒有較好的經(jīng)濟(jì)研究價值；將40年劃分為1978—1992年、1993—2002年和2003—2017年3個時期，這種劃分主要是基于領(lǐng)導(dǎo)人任期的政治周期考慮，但這種方式由于劃分的時期稍多使得無法對每個時期進(jìn)行有效的時間序列分析；將40年劃分為1978—2000年和2001—2017年兩個時期，2001年中國加入世界貿(mào)易組織，中國的改革開放，特別是對外開放進(jìn)入一個新時代，同時這兩個時期也分別處于兩個不同的世紀(jì)，因此，這種劃分方法相較于其他劃分方法更為合適。本文將基于這種劃分方法，對1978—2017年、1978—2000年、2001—2017年3個時期中國的收入不平等進(jìn)行經(jīng)驗分析。

(一)1978—2017年收入不平等的經(jīng)驗分析

通過1978—2017年資本與收入不平等之間的相關(guān)關(guān)系可以看出，[注]限于篇幅，具體圖形未在正文列出，留存?zhèn)渌?。隨著lnCAP的逐漸增加，lnGINI也在不斷增加，說明在1978—2017年這40年間，資本與收入不平等之間整體呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，具體來說，即資本積累的越多，收入不平等的狀況越嚴(yán)重。對對數(shù)化處理后的備選自變量進(jìn)行共線性檢驗，得出結(jié)果如表2所示。

表2 備選自變量共線性檢驗結(jié)果

由表2可知，lnCAP與lnURB和lnSER之間共線性較強，lnEDU與lnTRA之間共線性較強，lnURB與lnTRA和lnSER之間共線性較強，lnTRA與lnSER之間的共線性較強?？傮w而言，1978—2017年共有6組備選自變量之間有較強的共線性。另外，是否對變量進(jìn)行對數(shù)化處理對變量之間共線性檢驗的結(jié)果影響不大，未對數(shù)化的備選變量共線性檢驗的結(jié)果與對數(shù)化的結(jié)果基本相同。

進(jìn)行時間序列分析的一個重要前提是時間序列數(shù)據(jù)必須是平穩(wěn)的，否則OLS估計的t檢驗和F檢驗的結(jié)果不可信。因此，本文在探討資本與收入不平等之間的關(guān)系時將運用考慮殘差序列相關(guān)的ADF檢驗法檢驗lnGINI 和lnCAP這兩個時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。若檢驗結(jié)果不平穩(wěn)，則將采取lnGINI 和lnCAP的差分形式，以求獲得平穩(wěn)的時間序列，時間序列的差分形式不會改變原始數(shù)據(jù)的因果關(guān)系。經(jīng)檢驗，lnGINI 和lnCAP都是I(0)穩(wěn)定序列，具體單位根檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 單位根檢驗結(jié)果

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著，c、t、k分別表示截距項、趨勢項和滯后階數(shù)，由AIC和SC準(zhǔn)則選擇滯后期。下同。

在進(jìn)行格蘭杰因果檢驗之前，本文首先根據(jù)SC準(zhǔn)則選擇lnCAP和lnGDP的滯后期，SC準(zhǔn)則中，SC的值越低，滯后期越優(yōu)。最終，lnCAP選擇滯后2期，lnGDP也選擇滯后2期。然后對lnCAP和lnGINI 進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 格蘭杰因果檢驗結(jié)果(N=38)

由表4可知，在1978—2017年，既拒絕“l(fā)nCAP不是lnGINI 的格蘭杰原因”的假設(shè)，又拒絕“l(fā)nGINI 不是lnCAP的格蘭杰原因”的假設(shè)。因此，從2階滯后的情況看，資本lnCAP與收入不平等lnGINI 互為格蘭杰原因?？芍?，在1978—2017年資本與收入不平等之間確實是相互影響的，故我們關(guān)于資本對收入不平等產(chǎn)生影響的理論假設(shè)在1978—2017年是成立的。

當(dāng)然，40年中影響收入不平等的因素肯定不只資本一個，經(jīng)濟(jì)增長、教育、經(jīng)濟(jì)開放度、城鎮(zhèn)化進(jìn)程以及第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r都可能影響中國的收入不平等狀況，運用OLS估計法，經(jīng)過逐步回歸后發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化進(jìn)程和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r對收入不平等的影響不顯著，因而得出如下結(jié)果：

lnGINI= -1.1851+0.9543lnCAP(-2)-0.1614lnGDP(-2)+1.8235EDU+0.8345TRA

(2)

(0.0000)(0.0000) (0.0000) (0.0143) (0.0000)

R2=0.8783 F值=59.5312 Prob(F)=0.0000 D.W.=1.4878

其中，lnCAP(-2)和lnGDP(-2)分別表示lnCAP和lnGDP的滯后2期。在總體顯著性上，F(xiàn)值為59.5312，其P值為0.0000，方程的整體擬合度較好，在統(tǒng)計上有意義。常數(shù)項和解釋變量下括號內(nèi)的數(shù)值為顯著性水平的概率值，可見，它們都對被解釋變量有顯著影響。

在逐步回歸的過程中，筆者曾試圖向模型中引入lnGDP(-2)的平方項，但回歸結(jié)果顯示，lnGDP(-2)的平方項對lnGINI 并沒有顯著影響，因此，經(jīng)濟(jì)增長與收入不平等之間倒U型關(guān)系并沒有得到驗證。其實，在相關(guān)研究中，大部分學(xué)者都沒有有力地驗證中國經(jīng)濟(jì)增長與收入不平等之間存在倒U型關(guān)系。當(dāng)然，這可能與學(xué)者們選取的研究時段的長短、指標(biāo)合適與否以及數(shù)據(jù)是否可靠相關(guān)，Kuznets的結(jié)論雖然從美國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展事實中得到驗證，但并不一定就能從包括中國在內(nèi)的其他國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展事實中再次得到驗證。

從式(2)回歸結(jié)果可知，在1978—2017年這40年間，資本、經(jīng)濟(jì)增長、教育發(fā)展和對外開放都顯著地影響了收入不平等，其中，資本、教育發(fā)展和對外開放都擴大了收入差距，而經(jīng)濟(jì)增長則縮小了收入差距。在影響程度上，相較于經(jīng)濟(jì)增長，資本對收入不平等的影響程度更大；相較于教育發(fā)展，對外開放對收入不平等的影響程度更小。

(二)1978—2000年收入不平等的經(jīng)驗分析

通過1978—2000年資本與收入不平等之間的相關(guān)關(guān)系可以看出，隨著lnCAP的逐漸增加，lnGINI也在不斷增加，說明在1978—2000年，資本與收入不平等之間呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，具體來說，即資本積累的越多，收入不平等的狀況越嚴(yán)重。對對數(shù)化處理后的備選自變量進(jìn)行共線性檢驗，得出的結(jié)果如表5所示。

表5 對數(shù)化后備選自變量共線性檢驗結(jié)果

由表5可知，lnCAP與lnGDP之間共線性較強，lnEDU與lnURB、lnTRA和lnSER之間共線性較強，lnURB與lnTRA和lnSER之間共線性較強，lnTRA與lnSER之間的共線性較強。同上，對變量進(jìn)行對數(shù)化處理對變量之間共線性檢驗的結(jié)果影響不大，此處不再贅述?？傮w而言，1978—2000年各備選自變量中共有7組備選自變量之間有較強的共線性。

同上，本文運用ADF檢驗法檢驗lnGINI 和lnCAP這兩個時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。經(jīng)檢驗，lnGINI 和lnCAP都是I(0)穩(wěn)定序列，具體單位根檢驗結(jié)果如表6所示。

表6 單位根檢驗結(jié)果

根據(jù)SC準(zhǔn)則選擇lnCAP和lnGDP的滯后期，lnCAP選擇滯后1期，lnGDP選擇滯后2期。然后對lnCAP和lnGINI 進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，檢驗結(jié)果如表7所示。

表7 格蘭杰因果檢驗結(jié)果(N=22)

由表7可知，在1978—2000年，可以拒絕“l(fā)nCAP不是lnGINI 的格蘭杰原因”的假設(shè)，但不能拒絕“l(fā)nGINI 不是lnCAP的格蘭杰原因”的假設(shè)。從1階滯后的情況看，資本lnCAP是收入不平等lnGINI 的格蘭杰原因，收入不平等lnGINI不是資本lnCAP的格蘭杰原因。當(dāng)然，從伴隨概率的角度看，0.1738偏高，但我們可以通過OLS回歸來進(jìn)一步探討1978—2000年間資本對收入不平等是否有顯著影響，經(jīng)過逐步回歸后發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化進(jìn)程、經(jīng)濟(jì)開放度和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r對收入不平等的影響不顯著，因而得出如下結(jié)果：

lnGINI= -1.6923+0.9632lnCAP(-1)-0.1882lnGDP(-2)+4.8989EDU

(3)

(0.0000)(0.0058) (0.0014) (0.0000)

R2=0.8717 F值=38.4868 Prob(F)=0.0000 D.W.=1.5726

其中，lnCAP(-1)表示lnCAP的滯后1期，lnGDP(-2)表示lnGDP的滯后2期。在方程總體顯著性上，F(xiàn)值為38.4868，其P值為0.0000，式(3)的整體擬合度較好，在統(tǒng)計上有意義。常數(shù)項和解釋變量下括號內(nèi)的數(shù)值為顯著性水平的概率值，可見，它們都對被解釋變量有顯著影響。

在逐步回歸過程中，本文曾嘗試引入TRA，但從共線性分析可知，EDU和TRA相關(guān)系數(shù)太高，兩者只能取其一。若將選取lnCAP(-1)、lnGDP(-2)和TRA作為解釋變量，此時lnCAP(-1)和lnGDP(-2)的伴隨概率分別為0.8697和0.5575，即lnCAP(-1)和lnGDP(-2)都不能通過t檢驗，對lnGINI 并沒有顯著影響，相較之下，選取lnCAP(-1)、lnGDP(-2)和EDU作為解釋變量，模型的整體解釋力和穩(wěn)健性更優(yōu)，因此，最終得出上述回歸結(jié)果。

從式(3)回歸結(jié)果可知，在1978—2000年這23年間，資本、經(jīng)濟(jì)增長和教育發(fā)展都顯著地影響了收入不平等，其中，資本和教育發(fā)展都擴大了收入差距，而經(jīng)濟(jì)增長則縮小了收入差距。相較于經(jīng)濟(jì)增長，資本對收入不平等的影響程度更大；教育發(fā)展對收入不平等的影響程度也較大，但由于教育發(fā)展這一時間序列變量未對數(shù)化，因而無法與資本和經(jīng)濟(jì)增長這兩個變量進(jìn)行橫向比較。

(三)2001—2017年收入不平等的經(jīng)驗分析

通過2001—2017年資本與收入不平等之間的相關(guān)關(guān)系可以看出，在2001—2017年，資本與收入不平等之間也大體呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，但由于數(shù)據(jù)量的限制，資本與收入不平等兩者之間的正相關(guān)關(guān)系并不是十分明確。對對數(shù)化處理后的備選自變量進(jìn)行共線性檢驗，結(jié)果如表8所示。

表8 對數(shù)化后備選自變量共線性檢驗結(jié)果

由表8可知，lnCAP與lnEDU和lnURB之間共線性較強，lnGDP與lnTRA之間共線性較強，lnEDU與lnURB、lnTRA和lnSER之間共線性較強，lnURB與lnSER之間共線性較強，lnTRA與lnSER之間共線性較強。總體而言，2001—2017年共有8組備選自變量之間有較強的共線性。在三個時期，2001—2017年各備選自變量之間的共線性最強。

同上，本文運用ADF檢驗法檢驗lnGINI 和lnCAP這兩個時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。經(jīng)檢驗，lnGINI 是I(0)穩(wěn)定序列，lnCAP是I(1)穩(wěn)定序列，其中dlnCAP表示lnCAP的一階差分項，具體單位根檢驗結(jié)果如表9所示。

表9 單位根檢驗結(jié)果

根據(jù)SC準(zhǔn)則選擇lnCAP和lnGDP的滯后期，lnCAP選擇滯后1期，lnGDP選擇滯后0期。然后對dlnCAP和lnGINI 進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，檢驗結(jié)果如表10所示。

表10 格蘭杰因果檢驗結(jié)果(N=15)

由表10可知，在2001—2017年，不能拒絕“dlnCAP不是lnGINI 的格蘭杰原因”的假設(shè)，可以拒絕“l(fā)nGINI 不是dlnCAP的格蘭杰原因”的假設(shè)。因此，從1階滯后的情況看，資本dlnCAP不是收入不平等lnGINI 的格蘭杰原因，收入不平等lnGINI 是資本dlnCAP的格蘭杰原因。雖然格蘭杰因果檢驗只是從數(shù)理統(tǒng)計的角度分析資本與收入不平等之間的因果關(guān)系，但這一檢驗結(jié)果與本文的研究目的相悖，將在逐步回歸中進(jìn)一步嘗試能否得出較優(yōu)的回歸結(jié)果。

運用OLS回歸法，經(jīng)過逐步回歸后，筆者發(fā)現(xiàn)，包含dlnCAP的自變量組合無法與lnGINI 之間構(gòu)建穩(wěn)健的計量模型。在逐步回歸所嘗試的模型中R2始終偏小，說明在2001—2017年，包含資本的自變量組合無法對收入不平等作出較優(yōu)地解釋，即在此期間，資本對收入不平等并沒有顯著性影響。

由格蘭杰因果檢驗的結(jié)果和逐步回歸的結(jié)果可知，在2001—2017年，資本并不會對收入不平等產(chǎn)生顯著的影響，而收入不平等對資本則有顯著影響。當(dāng)然，這一結(jié)果可能與時間長度偏短，數(shù)據(jù)不足有關(guān)，但也不排除在2001—2017年，其他單個或者多個因素對收入不平等的影響更為顯著，此處不做進(jìn)一步研究。

(四)結(jié)果對比分析

由以上實證結(jié)果可知，在1978—2017年、1978—2000年和2001—2017年這三個歷史時期，資本與收入不平等之間的相關(guān)程度和互動關(guān)系確實存在差異。在1978—2017年，資本與收入不平等互為格蘭杰原因，即此期間資本與收入不平等相互影響，彼此之間雙向互動；在1978—2000年，資本是收入不平等的格蘭杰原因，而收入不平等不是資本的格蘭杰原因，即在此期間資本對收入不平等有單向影響；在2001—2017年，資本不是收入不平等的格蘭杰原因，而收入不平等則是資本的格蘭杰原因，即在此期間收入不平等對資本有單向影響。在滯后期方面，1978—2017年，滯后2期的資本對收入不平等有顯著的影響，而在1978—2000年，滯后1期的資本對收入不平等有顯著的影響。這表明，在更長的時期，資本對收入不平等的影響更為滯后。在1978—2017年和1978—2000年兩個時期，資本與收入不平等是正相關(guān)的，即在這兩個時期，資本加劇了收入不平等，其系數(shù)分別為0.9543和0.9632，這表明在1978—2017年，滯后2期的資本形成額占GDP的比重每增加(減少)1%，就會引起收入不平等程度提高(降低)0.9543%，在1978—2000年，滯后1期的資本形成額占GDP的比重每增加(減少)1%，就會引起收入不平等程度提高(降低)0.9632%。雖然資本的滯后期存在差異，但在這兩個時期，資本對收入不平等的影響方向相同，影響程度差異也不大。

除了資本之外，在1978—2017年和1978—2000年這兩個時期，經(jīng)濟(jì)增長、教育發(fā)展和經(jīng)濟(jì)開放度也影響了中國的收入不平等狀況。在1978—2017年，經(jīng)濟(jì)增長與收入不平等是負(fù)相關(guān)的，即經(jīng)濟(jì)增長緩解了收入不平等，其系數(shù)是-0.1614，這表明滯后2期人均GDP的年度增長率每增加(減少)1%，就會引起收入不平等程度降低(提高)0.1614%。教育發(fā)展和經(jīng)濟(jì)開放度與收入不平等都是正相關(guān)的，即教育發(fā)展和經(jīng)濟(jì)開放度都加劇了收入不平等，其系數(shù)分別是1.8235和0.8345。這表明教育經(jīng)費占財政支出的比重每增加(減少)1個單位，就會引起收入不平等程度提高(降低)1.8235%；進(jìn)出口總額加實際利用外資額之和占當(dāng)年GDP的比重每增加(減少)1個單位，就會引起收入不平等程度提高(降低)0.8345%。

在1978—2000年，經(jīng)濟(jì)增長與收入不平等也是負(fù)相關(guān)的，即經(jīng)濟(jì)增長緩解了收入不平等，其系數(shù)是-0.1882，這表明滯后2期人均GDP的年度增長率每增加(減少)1%，就會引起收入不平等程度降低(提高)0.1882%。此外，教育發(fā)展與收入不平等是正相關(guān)的，即教育發(fā)展加劇了收入不平等，其系數(shù)分別是4.8989。這表示教育經(jīng)費占財政支出的比重每增加(減少)1個單位，就會引起收入不平等程度提高(降低)4.8989%。

四、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

首先，資本擴大了中國的收入不平等。一方面，資本確實是中國經(jīng)濟(jì)建設(shè)不可或缺的生產(chǎn)要素；另一方面，我們也不能忽視由于資本所有權(quán)的不均而加劇了收入不平等的客觀事實。

其次，經(jīng)濟(jì)增長縮小了中國的收入不平等。本文嘗試驗證Kuznets的經(jīng)濟(jì)增長與收入分配之間存在倒U型關(guān)系結(jié)論，但最終基于本文數(shù)據(jù)和模型得出中國的經(jīng)濟(jì)增長會降低收入不平等的結(jié)論。即在1978—2017年，中國的經(jīng)濟(jì)增長與收入不平等之間不存在倒U型關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長縮小了收入不平等，但其對收入不平等縮減效應(yīng)較弱。相較于資本而言，經(jīng)濟(jì)增長的系數(shù)絕對值較小，說明經(jīng)濟(jì)增長對收入不平等的縮減效應(yīng)低于資本對收入不平等的擴大效應(yīng)。

再次，教育發(fā)展擴大了中國的收入不平等。無論是在1978—2017年較長時期內(nèi)，還是在1978—2000年較短時期內(nèi)，教育發(fā)展都擴大了收入不平等，且在較短的時期內(nèi)，教育發(fā)展對收入不平等的擴大效應(yīng)更強。

最后，經(jīng)濟(jì)開放度擴大了中國的收入不平等。雖然在較短的時期內(nèi)經(jīng)濟(jì)開放度對收入不平等并沒有顯著的影響，但1978—2017年經(jīng)濟(jì)開放度顯著地擴大了收入不平等。

(二)政策建議

首先，完善資本市場，調(diào)節(jié)資本所得，合理配置資源。通過資本市場創(chuàng)新，降低投資門檻，讓低收入者也能收獲財產(chǎn)投資收入。調(diào)節(jié)資本所得，對資本所得按累進(jìn)稅制收稅，抑制由資本所得差異所造成的收入不平等。通過稅收引導(dǎo)合理配置資本，發(fā)展普惠金融，支持中小企業(yè)發(fā)展。

其次，保持適當(dāng)?shù)慕?jīng)濟(jì)增速，提高發(fā)展質(zhì)量，堅持用發(fā)展的手段緩解收入不平等。一定的經(jīng)濟(jì)增速是就業(yè)和提高居民收入的前提，高質(zhì)量發(fā)展能讓更多人共享經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果，只有高質(zhì)量地發(fā)展經(jīng)濟(jì)才有可能緩解收入不平等，普遍的貧窮和平等的貧困絕非縮小乃至消滅收入不平等的可行之道。

再次，進(jìn)一步加大教育投入，合理分配教育資源，大力扶持農(nóng)村教育、義務(wù)教育和職業(yè)教育。繼續(xù)提高教育經(jīng)費占GDP的比重，保持對教育持續(xù)不斷的高投入，通過教育提高中低收入者收入。重視教育的公平性，向貧困地區(qū)和低收入家庭提供更為優(yōu)質(zhì)的教育資源，不使貧困和收入不平等代代相傳。將教育資源向農(nóng)村教育、義務(wù)教育和職業(yè)教育傾斜，可切實縮小中國的收入不平等。

最后，深化對外開放，讓更多的地區(qū)和行業(yè)享受對外開放的成果。推進(jìn)負(fù)面清單制度，降低外資準(zhǔn)入門檻，讓更多的地區(qū)和行業(yè)吸收國外的先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，提升對外開放的質(zhì)量，縮減因?qū)ν忾_放機會不均等造成的收入不平等。