經(jīng)濟增長、收入差距與共同富?！?/h1>
2023-03-27 12:07:44徐小君張婷婷
西南金融 2023年1期
○徐小君 張婷婷
華僑大學經(jīng)濟與金融學院 福建泉州 362021
引言
黨的十九大報告提出，到2035年“全體人民共同富裕邁出堅實步伐”，到21世紀中葉“全體人民共同富?；緦崿F(xiàn)，我國人民將享有更加幸福安康的生活”。黨的十九屆五中全會更明確地提出，到2035年“全體人民共同富裕取得更為明顯的實質(zhì)性進展”。為實質(zhì)性地推動共同富裕，不能再把共同富裕視為一種理念，而要制定具體的政策，扎實推動共同富裕，自此共同富裕從一種理念轉(zhuǎn)變成切實要求。黨的二十大報告指出，“中國式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化。共同富裕是中國特色社會主義的本質(zhì)要求，也是一個長期的歷史過程”。充滿貧窮和貧富差距懸殊的社會不是社會主義社會，消除貧窮、合理控制貧富差距是扎實推進共同富裕的關鍵。
改革開放后，我國經(jīng)濟迅速發(fā)展，經(jīng)濟增長成為消除貧困的主要推動力量。2020年，我國如期完成了脫貧攻堅的任務，農(nóng)村貧困人口全部脫貧，全面消除了絕對貧困。如何緩解相對貧困問題或?qū)⒊蔀槲覈鴾p貧工作的下一個重要目標。2021年8月，習近平總書記主持召開中央財經(jīng)委員會第十次會議，強調(diào)實現(xiàn)共同富裕既要注重高質(zhì)量發(fā)展，又要形成中間大、兩頭小的“橄欖型”分配結構，擴大中等收入群體的比重。黨的二十大報告提出“堅持多勞多得，鼓勵勤勞致富，促進機會公平，增加低收入者收入，擴大中等收入群體”。中等收入群體既是主要的生產(chǎn)者，又是主要的消費者，是推動國民經(jīng)濟持續(xù)、健康發(fā)展的中堅力量。擴大中等收入群體比重，縮小收入差距是邁向共同富裕的重要前提。
現(xiàn)階段，我國經(jīng)濟下行壓力不斷加大，縮小收入差距、減少貧困成為我國經(jīng)濟增長的迫切需要。既要保證經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長，又要確保收入差距不被過度拉大，需要正確認識經(jīng)濟發(fā)展與貧困和收入差距之間的關系。因此，本文主要研究經(jīng)濟增長對收入差距和農(nóng)村貧困的影響，對于推動我國減貧工作、擴大中等收入群體、邁向共同富裕意義重大。
一、理論分析與文獻綜述
經(jīng)濟增長、收入差距與貧困之間關系密切且相互影響。首先，根據(jù)涓滴效應理論、益貧式增長理論和包容性增長理論，探討經(jīng)濟增長對貧困的影響。根據(jù)涓滴效應（Trickle Down Development）理論，經(jīng)濟增長能夠使優(yōu)先發(fā)展的群體或地區(qū)通過消費、就業(yè)等方式“滲漏”到貧困群體或地區(qū)，即經(jīng)濟增長能夠惠及包括貧困人口在內(nèi)的所有群體，可以帶動貧困人口走上富裕的道路。與涓滴效應理論不同，經(jīng)濟增長過程中利益的再分配是益貧式增長（Pro-poor Growth）的理論基礎，益貧式經(jīng)濟增長過程要求收入分配狀況是自發(fā)改善的。因而，益貧式增長下貧困的減少一部分來自經(jīng)濟增長，另一部分來自收入差距的縮小。然而，經(jīng)濟增長往往伴隨著收入差距擴大是社會普遍現(xiàn)象，Kakwani&Pernia（2000）提出了弱益貧式增長，認為世界各國的經(jīng)濟增長模式普遍具有弱益貧式增長特征，即經(jīng)濟增長過程中，收入分配狀況的惡化帶來貧困增加，但經(jīng)濟增長的減貧效應超過了收入差距擴大導致的貧困增加，最終經(jīng)濟增長依舊能夠減少貧困。益貧式增長將單一的貨幣收入作為度量窮人擺脫貧困的唯一標準，存在一定的局限性。2007年，亞洲開發(fā)銀行在益貧式增長的基礎上，提出包容性增長（In?clusive Growth）。包容性增長不再單純追求貨幣收入增長，而是強調(diào)教育、健康及無形的觀念和感情等多項指標。包容性增長是尋求社會和經(jīng)濟協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展的增長方式，倡導機會平等的增長。黎藺嫻和邊恕（2021）通過識別和分解我國經(jīng)濟包容性增長發(fā)現(xiàn)，非貨幣福利在低收入群體中的快速增長，縮小了階層間的福利差距，實現(xiàn)了中國包容性增長。
在經(jīng)濟增長與貧困的關系研究中，現(xiàn)有文獻多數(shù)認為經(jīng)濟增長是減貧的主要動力（羅良清和平衛(wèi)英，2020；Luo et al.，2020），但經(jīng)濟增長可能擴大收入差距，增加貧困人口數(shù)量，特別是可能增加相對貧困程度。因此，經(jīng)濟增長能否有效減少貧困人口，擴大中等收入群體，促進共同富裕，一定程度上取決于經(jīng)濟增長與收入差距的關系。
西方國家主要關注經(jīng)濟增長、不平等與貧困之間的三角悖論關系，本文在此基礎上納入對共同富裕的分析。如圖1所示，涓滴式、益貧式及包容性經(jīng)濟增長模式對于減貧均具有正向促進作用。下文結合劉易斯二元結構模型、庫茲涅茨倒U型曲線和索羅模型等理論探討經(jīng)濟增長與收入差距之間的關系。收入差距是經(jīng)濟增長和減貧之間的過濾器，最終的減貧效果取決于增長模式如何影響收入分配。因此，我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展過程中，需合理控制收入差距，減少并最終消滅貧困，才能扎實推進共同富裕。
圖1 經(jīng)濟增長、收入差距、貧困與共同富裕的關系
20世紀中期，西方國家經(jīng)濟快速增長的同時收入分配情況不斷惡化，經(jīng)濟增長對收入差距的影響得到了經(jīng)濟學家的廣泛討論。Lewis（1954）提出的二元結構模型認為，發(fā)展中國家的經(jīng)濟結構存在生產(chǎn)率較低的落后農(nóng)業(yè)部門和生產(chǎn)率較高的先進工業(yè)部門。農(nóng)業(yè)部門中存在剩余勞動力，勞動力的邊際生產(chǎn)率為零；工業(yè)部門中實現(xiàn)了充分就業(yè)，邊際生產(chǎn)率大于零。生產(chǎn)率水平的差異帶來了城鄉(xiāng)收入差距，而城鄉(xiāng)收入差距促使農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)工業(yè)部門自發(fā)轉(zhuǎn)移，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率逐漸提高?？梢姡?jīng)濟增長過程中伴隨著勞動力的轉(zhuǎn)移，從而能夠填補城鄉(xiāng)收入差距。Kuznets（1955）提出的倒U型曲線認為經(jīng)濟發(fā)展初期，一國的收入差距可能被拉大；隨著經(jīng)濟不斷發(fā)展，收入差距可能會縮小，即經(jīng)濟增長對收入差距的影響呈現(xiàn)先擴大后縮小的趨勢。Solow（1956）提出的索羅經(jīng)濟增長模型認為較貧窮國家的人均增長高于較富有國家的人均增長，隨著時間的推移，貧窮國家的人均實際GDP水平將趨于富裕國家。此外，收入差距也會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響，從傳統(tǒng)古典方法和新發(fā)展政治經(jīng)濟學理論考慮收入差距對經(jīng)濟增長的影響。古典理論通過儲蓄促進效應（富人儲蓄比例高于窮人）及投資不可分割性和激勵效應，強調(diào)收入差距對經(jīng)濟增長的促進作用。新發(fā)展政治經(jīng)濟學理論認為，在政治和社會不穩(wěn)定擴散導致更大的不確定性和更低的投資、非生產(chǎn)性尋租活動、高交易成本等條件下，收入分配的惡化對經(jīng)濟增長產(chǎn)生不利影響，從而降低經(jīng)濟增長的減貧效應。
現(xiàn)有文獻關于我國經(jīng)濟增長對收入差距的影響尚未得到一致的結論。一方面，有學者認為我國已經(jīng)跨過了倒U型曲線的拐點，即現(xiàn)階段我國經(jīng)濟增長可能會縮小收入差距（邵紅偉和靳濤，2016；Kanbur et al.，2021）。另一方面，不少研究者認為目前我國收入差距并未出現(xiàn)明顯的下降趨勢，仍處于高位徘徊階段（李實等，2019；周國富和陳菡彬，2021；張來明和李建偉，2021），經(jīng)濟增長可能會進一步拉大我國居民收入差距，從而降低經(jīng)濟增長的減貧效應（羅楚亮，2012；沈揚揚，2012；Liu et al.，2021；王中華和岳希明，2021）。也有學者認為我國經(jīng)濟增長與收入差距的關系并不符合倒U型曲線（Kanbur et al.，2013；Yu et al.，2021），并對我國收入分配拐點的出現(xiàn)提出了質(zhì)疑（Ravallion et al.，2021）。
綜上所述，現(xiàn)有文獻的局限性主要表現(xiàn)在：第一，既有文獻在研究經(jīng)濟增長對貧困和收入差距的影響方面，結論尚不一致；第二，現(xiàn)有文獻主要集中于研究經(jīng)濟增長對整體收入差距的影響，少有文獻全面分析經(jīng)濟增長對群體收入差距、城鄉(xiāng)收入差距、行業(yè)收入差距及區(qū)域收入差距的影響；第三，現(xiàn)有文獻沒有明確給出如何通過平衡經(jīng)濟增長與收入差距之間的關系，確保經(jīng)濟增長更好地促進貧困群體的發(fā)展。
本文的邊際貢獻在于：內(nèi)容上，第一，本文同時研究經(jīng)濟增長對收入差距和貧困的影響，深入分析了經(jīng)濟增長與收入差距、經(jīng)濟增長與農(nóng)村貧困之間的關系；第二，本文同時研究經(jīng)濟增長對群體、城鄉(xiāng)、行業(yè)及區(qū)域收入差距的影響，更為全面地分析了經(jīng)濟增長與收入差距的關系；第三，本文試圖尋找經(jīng)濟增長與收入差距的平衡狀態(tài)，對于合理控制收入差距，提高經(jīng)濟增長的減貧效應具有重要意義。方法上，本文獨創(chuàng)性地使用“分位數(shù)-分位數(shù)”（QQ分位數(shù)）回歸，分別研究不同分位的經(jīng)濟增長對不同水平下農(nóng)村貧困和收入差距的影響。
二、我國經(jīng)濟增長、農(nóng)村貧困與收入差距現(xiàn)狀
（一）經(jīng)濟增長與農(nóng)村貧困現(xiàn)狀
新中國成立以來，我國從一貧如洗到消除絕對貧困，尤其在改革開放后，迅速增長的國民經(jīng)濟成為消除貧困的主要推動力量。1978—2020年，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）年均增長率達到了9%以上。如圖2所示，1978年以來國內(nèi)生產(chǎn)總值（不變價）呈迅速上升趨勢，與經(jīng)濟增長形成鮮明對比的是我國農(nóng)村貧困發(fā)生率。根據(jù)1978年標準、2008年標準、2010年標準①改革開放以來，我國政府先后采用三個國家扶貧標準：“1978年標準”是一條低水平的生存標準，按1978年價格每人每年100元；“2008年標準”是一條基本溫飽標準，按2008年價格每人每年1196元；“2010年標準”是一條穩(wěn)定溫飽標準，按2010年價格每人每年2300元。，可以看出改革開放初期我國農(nóng)村貧困狀況十分嚴重。按照2010年標準，1978年的貧困發(fā)生率高達97.5%。改革開放以來，隨著我國經(jīng)濟高速增長，農(nóng)村貧困發(fā)生率整體呈下降趨勢。從1978年改革開放到2020年消除絕對貧困的過程中，我國先后實施了兩輪脫貧攻堅戰(zhàn)。第一階段，1994—2000年。1992年底，全國農(nóng)村沒有解決溫飽問題的人口由2.5億減少到8000萬人。為進一步解決農(nóng)村貧困問題，國務院在1994年推出《國家八七扶貧攻堅計劃》，力圖花費7年時間，在2000年基本解決8000萬農(nóng)村貧困人口的溫飽問題。第二階段，2015—2020年。政府采取更加精準的脫貧攻堅方略，確保2020年全面消除貧困人口。按照2010年標準，2019年我國農(nóng)村貧困人口減至551萬人，貧困發(fā)生率降至0.6%。2020年，我國農(nóng)村貧困人口實現(xiàn)全面脫貧，消除了絕對貧困。
圖2 1978—2020年國內(nèi)生產(chǎn)總值及農(nóng)村貧困發(fā)生率
2019年10月，十九屆四中全會首次正式提出要建立解決相對貧困的長效機制以鞏固脫貧攻堅的成果。在后扶貧時代，緩解相對貧困成為扶貧的主要目標（檀學文，2020；張林和鄒迎香，2021）。樊增增和鄒薇（2021）運用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)我國絕對貧困發(fā)生率不斷下降的同時，相對貧困發(fā)生率卻在持續(xù)上升。因此，消除絕對貧困后的反貧困目標將聚焦于相對貧困指標，擴大中等收入群體比重，將收入差距控制在適當范圍內(nèi)，使經(jīng)濟增長更易于提高貧困人口的生活水平，最終實現(xiàn)共同富裕。
（二）收入差距現(xiàn)狀
貧困人口的大幅減少是我國改革開放40多年來經(jīng)濟發(fā)展的重要成就之一。然而，我國經(jīng)濟在高速增長的同時也積累了不少突出矛盾，其中，收入差距的不斷擴大是我國經(jīng)濟面臨的較為棘手的問題之一。本文主要從群體收入差距、城鄉(xiāng)收入差距、行業(yè)收入差距和區(qū)域收入差距四方面分析我國收入差距的特征。
第一，群體收入差距。作為衡量居民間收入差距的綜合指標，基尼系數(shù)并沒有一個明確的標準。多數(shù)人認為基尼系數(shù)小于0.2時，居民收入過于平均；介于0.2—0.3之間較為平均；介于0.3—0.4之間比較合理；介于0.4—0.5之間差距過大；大于0.5時差距懸殊。如圖3所示，1978—1987年，我國居民基尼系數(shù)基本穩(wěn)定在0.3左右，收入差距較小。主要原因可能是改革開放初期，農(nóng)村改革早于城鎮(zhèn)改革，農(nóng)村土地制度改革增加了農(nóng)民收入，縮小了城鄉(xiāng)收入差距，使得全國收入差距穩(wěn)定在較低水平。1987年后我國居民基尼系數(shù)開始大幅上升，2008年達到最大值0.491。2008年后基尼系數(shù)雖有所回落，但仍在高位徘徊，2020年，我國基尼系數(shù)仍高達0.468。
圖3 1978—2020年中國居民基尼系數(shù)
如圖4所示，不同收入組農(nóng)村居民的人均可支配收入均呈穩(wěn)定上升趨勢，表明隨著經(jīng)濟的發(fā)展，不同收入組農(nóng)村居民的收入水平均有所提升。對比分析不同組別農(nóng)村居民收入，不難發(fā)現(xiàn)除高收入組之外的其他四組農(nóng)村居民的收入水平相對較低且各組之間收入差距相對較小，而高收入組農(nóng)村居民的收入水平顯著高于其他收入組，且隨著時間的推移農(nóng)村居民高、低收入組之間的收入差距逐漸擴大。2002年，農(nóng)村居民高收入組人均可支配收入為5896元，低收入組為857元，高、低收入比約為6.88；2020年，農(nóng)村居民高收入組人均可支配收入為38520元，低收入組為4682元，高低收入比約為8.23，農(nóng)村居民高、低收入組之間的絕對差距和相對差距均在擴大。說明隨著經(jīng)濟的增長，農(nóng)村居民之間的收入差距也愈加明顯。整體看，我國農(nóng)村居民之間的收入差距仍處于較高水平，且存在上升趨勢。
圖4 2002—2020年農(nóng)村居民按收入五等份分組的人均可支配收入變動趨勢
第二，城鄉(xiāng)收入差距。如圖5所示，1978—2020年，城鄉(xiāng)居民的人均可支配收入呈逐年上升趨勢，且城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均可支配收入的絕對差距不斷擴大。1978—1984年，可能由于農(nóng)村土地制度改革及農(nóng)民收入增加，使得城鄉(xiāng)可支配收入比有下降的趨勢，城鄉(xiāng)收入差距處于較低水平。1994—1997年，城鄉(xiāng)收入差距的短暫下降可能是由于政府提高農(nóng)產(chǎn)品收購價格帶來的政策效應。2020年，全國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為43834元，相比2019年增長了3.48%；農(nóng)村居民人均可支配收入為17131元，相比2019年增長了6.93%。城鄉(xiāng)人均可支配收入比為2.56，略小于2019年的城鄉(xiāng)收入比?，F(xiàn)階段，我國城鄉(xiāng)可支配收入比基本在2—3之間波動，城鄉(xiāng)收入差距仍處于較高水平。
圖5 1978—2020年我國城鄉(xiāng)收入差距變動特征
第三，行業(yè)收入差距。隨著經(jīng)濟的增長，不同行業(yè)對國民經(jīng)濟的拉動效果不同，行業(yè)之間的收入差距也愈加明顯。如圖6所示，1989—2020年，收入最高行業(yè)和最低行業(yè)人均年收入均呈上升趨勢，二者的絕對差距也在不斷拉大，說明隨著經(jīng)濟的發(fā)展，各行業(yè)平均工資都在增長的同時，行業(yè)收入差距也在不斷擴大。
圖6 1989—2020年我國城鎮(zhèn)非私營單位就業(yè)人員行業(yè)收入差距變動特征
第四，區(qū)域收入差距。以農(nóng)村區(qū)域收入差距為代表，如圖7所示，2000—2020年，東部與西部地區(qū)農(nóng)村人均收入比值的曲線位于最上方，東部與中部之比的曲線位于中間，東部與東北部比值的曲線位于最下方，表明東部與東北部農(nóng)村之間的收入差距較小，而東、西部農(nóng)村之間的收入差距較大。從圖7中可以看出，2016—2020年，我國農(nóng)村區(qū)域間的人均可支配收入比基本在1.5左右波動。2020年，東部地區(qū)農(nóng)村居民人均可支配收入是中部地區(qū)的1.31倍、西部地區(qū)的1.5倍、東北部地區(qū)的1.28倍。圖7中3條趨勢線均呈下降趨勢，說明在區(qū)域發(fā)展政策的推動下，我國農(nóng)村區(qū)域間的收入差距存在縮小的趨勢。
圖7 2000—2020年我國農(nóng)村區(qū)域收入差距變動特征
綜上所述，隨著經(jīng)濟高速增長，我國已全面消除了絕對貧困，但相對貧困仍舊存在?，F(xiàn)階段我國居民收入差距仍處于較高水平，其中，群體收入差距、城鄉(xiāng)收入差距和行業(yè)收入差距較大，而區(qū)域收入差距可能存在逐漸縮小的趨勢。在進一步緩解相對貧困問題方面，需要厘清我國經(jīng)濟增長與收入差距和貧困之間的關系。
三、變量選取與模型構建
（一）數(shù)據(jù)與變量說明
本文選取人均國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP實際增長指數(shù)（上年=100）來衡量我國經(jīng)濟增長的情況。收入差距方面，從群體收入差距、城鄉(xiāng)收入差距、行業(yè)收入差距及區(qū)域收入差距四個方面選取收入差距的相關變量。第一，選取中國居民基尼系數(shù)這一指標衡量我國不同群體間收入差距；第二，以城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入的比值作為城鄉(xiāng)收入差距的替代變量；第三，選取城鎮(zhèn)非私營單位就業(yè)人員平均工資這一指標按行業(yè)分，將收入最高行業(yè)平均工資與收入最低行業(yè)平均工資的比值作為行業(yè)收入差距的替代變量；第四，為量化區(qū)域收入差距，按照國家統(tǒng)計局2011年公布的標準，將全國劃分為東部、中部、西部及東北部四大經(jīng)濟區(qū)域②東部包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆；東北包括遼寧、吉林和黑龍江。，選取東部地區(qū)作為基準對照組，以東部地區(qū)農(nóng)村居民人均可支配收入與中部地區(qū)農(nóng)村居民人均可支配收入的比值來衡量區(qū)域收入差距③經(jīng)濟增長分別對東、西部地區(qū)收入差距及東部、東北部地區(qū)收入差距進行回歸的結果，與經(jīng)濟增長對東、中部地區(qū)收入差距的回歸結果基本一致，故省略前兩者的回歸結果。選取東、中部地區(qū)作為區(qū)域收入差距的代表，對其回歸結果進行匯報。。農(nóng)村貧困方面，選取農(nóng)村居民人均可支配收入增長率來衡量農(nóng)村居民的收入情況。主要變量說明見表1。
表1 主要變量說明
根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，經(jīng)濟增長與群體收入差距回歸的樣本區(qū)間為1978—2020年，共43個年度數(shù)據(jù)；經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距進行回歸的樣本區(qū)間為1978—2020年，共43個年度數(shù)據(jù)；經(jīng)濟增長與行業(yè)收入差距回歸的樣本區(qū)間為1989—2020年，共32個年度數(shù)據(jù)；經(jīng)濟增長與區(qū)域收入差距回歸的樣本區(qū)間為2000—2020年，共21個年度數(shù)據(jù)；經(jīng)濟增長與農(nóng)村居民收入回歸的樣本區(qū)間為1979—2020年，共42個年度數(shù)據(jù)。以上數(shù)據(jù)均來源于中國國家統(tǒng)計年鑒及世界銀行。
（二）構建“分位數(shù)-分位數(shù)”回歸模型
Koenker et al.（1978）提出的分位數(shù)回歸主要分析解釋變量對不同分位的被解釋變量的影響。傳統(tǒng)的分位數(shù)回歸主要關注被解釋變量的分布，而解釋變量的分布也可能對回歸結果產(chǎn)生不同的影響。因此，為全面分析不同分位的解釋變量對不同分位的被解釋變量的影響，本文采用“分位數(shù)-分位數(shù)”（QQ分位數(shù)）回歸的研究方法。第一步，將解釋變量的滯后一階對解釋變量進行分位數(shù)回歸，預測出不同分位的解釋變量；第二步，使用第一步預測出的不同分位的解釋變量，對被解釋變量進行分位數(shù)回歸，最終得到不同分位解釋變量對不同分位被解釋變量的影響。本文解釋變量為經(jīng)濟增長，被解釋變量分別為收入差距和農(nóng)村居民收入，其中，收入差距具體分為群體收入差距、城鄉(xiāng)收入差距、行業(yè)收入差距及區(qū)域收入差距。
公式（1）對應QQ分位數(shù)回歸的第一步，主要通過GDP實際增長指數(shù)的滯后一階gdpt-1與GDP實際增長指數(shù)gdpt進行分位數(shù)回歸，預測出不同水平的GDP實際增長指數(shù)。其中，gdpt表示用來衡量經(jīng)濟增長的GDP實際增長指數(shù)；gdpt-1表示滯后一階的GDP實際增長指數(shù)；aτ表示對截距項進行參數(shù)估計的第τ個分位數(shù)的系數(shù)；βτ表示對解釋變量gdpt-1進行參數(shù)估計的第τ個分位數(shù)的系數(shù)。
公式（2）對應QQ分位數(shù)回歸的第二步，主要運用第一步預測出的不同分位GDP實際增長指數(shù)作為解釋變量分別與被解釋變量Y進行分位數(shù)回歸，進而分析不同水平的經(jīng)濟增長如何影響不同水平的收入差距或居民收入。其中，Y作為被解釋變量，具體可以表示群體、城鄉(xiāng)、行業(yè)、區(qū)域收入差距及農(nóng)村居民收入；z=0.1，0.2，0.3，…，0.9；表示0.1—0.9分位GDP實際增長指數(shù)預測值，cτ表示對截距項進行參數(shù)估計的第τ個分位數(shù)的系數(shù)；系數(shù)γτ是本文關注的重點，表示不同程度的經(jīng)濟增長對不同水平收入差距或農(nóng)村居民收入的影響。
四、經(jīng)濟增長對收入差距和農(nóng)村貧困的影響
（一）經(jīng)濟增長對收入差距影響的機理分析
經(jīng)濟增長與收入分配的統(tǒng)一是加快經(jīng)濟向益貧式增長轉(zhuǎn)變，實現(xiàn)共同富裕的關鍵。經(jīng)濟增長與收入差距之間關系復雜，經(jīng)濟增長如何影響收入差距學術界尚未形成系統(tǒng)的機理分析。本文從不同社會經(jīng)濟狀態(tài)角度出發(fā)，探討經(jīng)濟增長對收入差距的影響，即研究經(jīng)濟出現(xiàn)蕭條、經(jīng)濟過度繁榮及經(jīng)濟處于潛在增長水平時，經(jīng)濟增長如何影響收入差距，以期尋找經(jīng)濟增長與收入差距的統(tǒng)一狀態(tài)。
經(jīng)濟出現(xiàn)蕭條時，經(jīng)濟增速緩慢甚至出現(xiàn)負增長，企業(yè)大量破產(chǎn)，失業(yè)率升高，銀行信貸緊縮，投資下降，社會總產(chǎn)出降低。此時社會各階層的收入水平都會受到波及，但權力與經(jīng)濟利益往往聯(lián)系在一起，在經(jīng)濟上具有優(yōu)勢的群體擁有更多話語權，可以通過各種手段進行自救，而農(nóng)民、工人等低收入人群往往被動接受高收入者所制定的規(guī)則，更易遭受不公平待遇。低收入人群收入水平嚴重下降導致很多貧困家庭負債累累，收入分配結構出現(xiàn)嚴重失衡。因此，經(jīng)濟蕭條時，處于社會底層的低收入人群只會變得更加貧窮，而高收入人群受到的負面影響相對較小，收入差距被進一步拉大。
經(jīng)濟過度繁榮時，經(jīng)濟增速過快，社會各階層居民收入水平普遍提高，消費和投資大幅增加。社會低收入人群的收入看似增加，實則可能面臨更加嚴峻的工作環(huán)境，其創(chuàng)造的財富大部分被稀釋。此外，旺盛的市場需求可能會導致物價水平上漲，低收入人群的實際購買力并沒有因為收入水平提高而增加，其生活質(zhì)量也無顯著改善。因此，經(jīng)濟過度繁榮時低收入人群創(chuàng)造的財富更易流向高收入人群，低收入人群收入水平雖會提高但遠不如高收入人群從中獲取的益處，分配制度的不完善導致收入差距水平進一步提高。
經(jīng)濟處于潛在增長水平時，經(jīng)濟在較長時間內(nèi)呈現(xiàn)不斷平穩(wěn)增長的態(tài)勢，社會資源得到充分合理利用，就業(yè)、金融、投資等社會經(jīng)濟生活各方面穩(wěn)定發(fā)展，經(jīng)濟總量和人均GDP穩(wěn)步增長。經(jīng)濟增長速度穩(wěn)定在合理區(qū)間內(nèi)，能為社會各方面高質(zhì)量發(fā)展營造平穩(wěn)健康的經(jīng)濟環(huán)境，促進就業(yè)和居民收入穩(wěn)定增長，社會結構性矛盾得到有效緩解，收入分配結構持續(xù)優(yōu)化。經(jīng)濟穩(wěn)定高質(zhì)量增長下，包括收入分配制度在內(nèi)的各項社會制度得到合理安排，能夠更加公平地惠及不同收入階層的居民。因此，如果經(jīng)濟能夠穩(wěn)定在潛在增長水平，經(jīng)濟增長對收入差距的擴大效應將會減小。
綜合上述分析，本文認為當經(jīng)濟出現(xiàn)蕭條或過度繁榮時，經(jīng)濟增長更易擴大收入差距；當經(jīng)濟穩(wěn)定在潛在增長水平時，經(jīng)濟增長對收入差距的擴大作用較小。
（二）經(jīng)濟增長對收入差距影響的實證分析
1.經(jīng)濟增長與群體收入差距。表2列出了經(jīng)濟增長與群體收入差距的“QQ分位數(shù)”第二步回歸結果④文中省略了QQ分位數(shù)第一步預測不同分位經(jīng)濟增長的回歸結果。。gap10.1至gap10.9表示0.1—0.9分位的群體收入差距，gdp0.1至gdp0.9表示預測出的0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長水平。表2中的回歸系數(shù)表示0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長分別與群體收入差距進行分位數(shù)回歸的結果。
表2 經(jīng)濟增長與群體收入差距的“QQ分位數(shù)”回歸結果
首先，分析經(jīng)濟增長對不同分位群體收入差距的影響。以0.5分位的經(jīng)濟增長水平為例，即從表中gdp0.5回歸結果可以看出，0.5分位的經(jīng)濟增長對0.1—0.7分位群體收入差距的回歸系數(shù)都不顯著，說明0.5分位的經(jīng)濟增長不會影響0.7分位及以下的群體收入差距。0.5分位的經(jīng)濟增長gdp0.5對0.8分位和0.9分位群體收入差距的回歸系數(shù)顯著為正。其中，gap10.8對應的系數(shù)為0.439、gap10.9對應的系數(shù)為0.606，表示0.5分位的經(jīng)濟增長gdp0.5增加一個單位，0.8分位的群體收入差距gap10.8增加了0.439個單位，0.9分位的群體收入差距gap10.9增加了0.606個單位，回歸系數(shù)呈遞增趨勢。因此，0.5分位的經(jīng)濟增長會顯著擴大0.8分位及以上的群體收入差距，影響程度隨群體收入差距分位的提高而增加。整體來看，無論經(jīng)濟增長處于何等分位，經(jīng)濟增長對0.8和0.9分位的群體收入差距基本均有顯著正向影響，對0.7分位及以下的群體收入差距無顯著正向作用。換言之，當群體收入差距較大時，經(jīng)濟增長更易擴大群體收入差距；當群體收入差距較小時，經(jīng)濟增長對群體收入差距無明顯作用。
其次，分析不同水平的經(jīng)濟增長對群體收入差距的影響。如圖8所示，橫軸表示0.1—0.9分位的群體收入差距，縱軸表示具體的回歸系數(shù)值，九條趨勢線表示9個分位的經(jīng)濟增長對不同程度的群體收入差距的影響?？梢钥闯觯琯dp0.2和gdp0.9對應的趨勢線高于其他分位的趨勢線，說明經(jīng)濟增長處于0.2分位和0.9分位對群體收入差距的影響較大；而gdp0.4、gdp0.5及gdp0.6對應的趨勢線低于其他分位的趨勢線，說明處于0.4—0.6分位的經(jīng)濟增長對群體收入差距的影響相對較小。當經(jīng)濟增速處于較高水平和較低水平時，經(jīng)濟增長更易擴大群體收入差距；當經(jīng)濟增速處于中等水平時，經(jīng)濟增長對群體收入差距的正向效應會減小。換言之，當經(jīng)濟出現(xiàn)蕭條或過度繁榮時，經(jīng)濟增長對群體收入差距的正向拉大作用較強；當經(jīng)濟處于潛在增長水平時，經(jīng)濟增長擴大群體收入差距的作用較小。
圖8 經(jīng)濟增長與群體收入差距回歸系數(shù)趨勢圖
最后，總結經(jīng)濟增長對群體收入差距的回歸結果，主要得出以下兩個重要結論。第一，群體收入差距越大，經(jīng)濟增長越能擴大群體收入差距；群體收入差距較小，經(jīng)濟增長不會顯著拉大群體收入差距。換言之，若群體收入差距處于較高水平，貧困居民收入未得到有效保障，其在經(jīng)濟增長中獲得的份額較小，群體收入差距被拉大；若群體收入差距處于較低水平，相應的扶貧制度比較完善，使不同群體居民相對公平地在經(jīng)濟增長中獲益，經(jīng)濟增長可能不再是群體收入差距擴大的主要原因。目前，我國群體收入差距仍處于較高水平，相應的制度還需進一步完善。如果能夠?qū)⑷后w收入差距控制在較低水平，經(jīng)濟增長可能會相對公平地惠及不同收入群體，擴大中等收入群體。當然，將群體收入差距縮小到較低水平這個前提目前尚未達到。第二，當經(jīng)濟出現(xiàn)蕭條或過度繁榮時，經(jīng)濟增長對群體收入差距的擴大作用較大；當經(jīng)濟處于潛在增長水平時，經(jīng)濟增長對群體收入差距的擴大作用較小。若經(jīng)濟蕭條，整個社會經(jīng)濟萎靡不振，相比高收入群體，低收入群體收入可能首先受到波及，群體收入差距被拉大。此時，采取一系列加快經(jīng)濟增長的措施來縮小群體收入差距是合適的選擇。若經(jīng)濟過度繁榮，資源更易被資本剝奪，高收入群體可能從中獲取更多益處，如果分配制度不完善，群體收入差距水平可能進一步提高。此時，政府采取轉(zhuǎn)移支付等政策完善分配制度是縮小群體收入差距的合理選擇。若經(jīng)濟處于潛在增長水平，社會各種資源得到充分合理地利用，經(jīng)濟增長會更加公平地惠及不同收入群體的居民。因此，如果經(jīng)濟能夠穩(wěn)定在潛在增長水平，經(jīng)濟增長對群體收入差距的擴大效應可能會減小。
2.經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距。表3列出了經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距的“QQ分位數(shù)”第二步回歸結果。gap20.1至gap20.9表示0.1—0.9分位的城鄉(xiāng)收入差距，gdp0.1至gdp0.9表示0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長水平，回歸系數(shù)表示0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長水平對0.1—0.9分位的城鄉(xiāng)收入差距的影響。
表3 經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距的“QQ分位數(shù)”回歸結果
同樣以0.5分位的經(jīng)濟增長水平為例，分析經(jīng)濟增長對不同分位城鄉(xiāng)收入差距的影響。表3中gdp0.5回歸結果顯示，0.5分位的經(jīng)濟增長對0.1—0.5分位城鄉(xiāng)收入差距的回歸系數(shù)不顯著，說明0.5分位的經(jīng)濟增長不會顯著影響0.1—0.5分位的城鄉(xiāng)收入差距；而0.6—0.9分位的城鄉(xiāng)收入差距的回歸系數(shù)顯著為正，說明0.5分位的經(jīng)濟增長會顯著擴大0.6分位及以上的城鄉(xiāng)收入差距。整體上，不同水平的經(jīng)濟增長都會顯著擴大處于較高分位的城鄉(xiāng)收入差距，而對較低分位的城鄉(xiāng)收入差距無顯著正向影響。換言之，當城鄉(xiāng)收入差距較大時，經(jīng)濟增長更易擴大城鄉(xiāng)收入差距；當城鄉(xiāng)收入差距較小時，經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距無明顯作用。因此，在目前我國城鄉(xiāng)收入差距較大的情況下，經(jīng)濟增長可能會成為城鄉(xiāng)收入差距進一步擴大的原因之一。
為簡潔明了地分析不同水平的經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的影響，將表3中經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距回歸系數(shù)繪制成如圖9所示的趨勢圖。圖9中橫軸表示0.1—0.9分位的城鄉(xiāng)收入差距，縱軸表示回歸系數(shù)值，九條趨勢線表示9個分位的經(jīng)濟增長對不同分位的城鄉(xiāng)收入差距的影響程度。可以看出，gdp0.1和gdp0.9對應的趨勢線高于其他分位的趨勢線，說明經(jīng)濟增長處于0.1分位和0.9分位對城鄉(xiāng)收入差距的影響較大。說明當經(jīng)濟增速處于較高水平和較低水平時，城鄉(xiāng)收入差距更易被拉大；當經(jīng)濟增速處于中等水平時，經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的正向擴大效應可能會減小。換言之，若經(jīng)濟出現(xiàn)蕭條或過度繁榮，經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的正向拉大作用較強；若經(jīng)濟處于潛在增長水平，經(jīng)濟增長擴大城鄉(xiāng)收入差距的作用較小。因此，如果將經(jīng)濟增速控制在潛在增長水平，可能會減弱經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的擴大作用。
圖9 經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距回歸系數(shù)趨勢圖
經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的影響與其對群體收入差距的影響結論相似。第一，經(jīng)濟增長對較高分位城鄉(xiāng)收入差距的正向擴大作用較為顯著。目前，我國城鄉(xiāng)收入差距處于較高水平，經(jīng)濟增長有進一步擴大城鄉(xiāng)收入差距的風險。第二，相比蕭條或過度繁榮的經(jīng)濟，經(jīng)濟處于潛在增長水平時，經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的擴大作用較小。當經(jīng)濟蕭條時，社會經(jīng)濟長期出現(xiàn)衰退，農(nóng)村居民的收入更無法得到有效保障，城鄉(xiāng)收入差距可能被進一步拉大；當經(jīng)濟過度繁榮時，更多的資源可能會流向收入較高的城鎮(zhèn)居民，進而拉大城鄉(xiāng)收入差距；當經(jīng)濟處于潛在增長水平時，社會資源得到充分合理地利用，城鄉(xiāng)居民能夠相對公平地從經(jīng)濟增長中獲益。因此，如果經(jīng)濟能夠穩(wěn)定在潛在增長水平，經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的擴大效應可能會減小。
3.經(jīng)濟增長與行業(yè)收入差距。表4列出了經(jīng)濟增長與行業(yè)收入差距的“QQ分位數(shù)”第二步回歸結果。gap30.1至gap30.9表示0.1—0.9分位的行業(yè)收入差距，gdp0.1至gdp0.9表示0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長水平，回歸系數(shù)表示0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長水平對0.1—0.9分位的行業(yè)收入差距的影響。
表4 經(jīng)濟增長與行業(yè)收入差距的“QQ分位數(shù)”回歸結果
以0.1分位的經(jīng)濟增長水平為例，分析經(jīng)濟增長對不同分位行業(yè)收入差距的影響。表4回歸結果顯示，0.1分位的經(jīng)濟增長對0.1—0.5分位行業(yè)收入差距的回歸系數(shù)不顯著，說明0.1分位的經(jīng)濟增長不會影響0.1—0.5分位的行業(yè)收入差距；而0.7—0.9分位的行業(yè)收入差距的回歸系數(shù)顯著為正，說明0.1分位的經(jīng)濟增長會顯著擴大0.6分位以上的行業(yè)收入差距。整體上，不同水平的經(jīng)濟增長都會顯著擴大處于較高分位的行業(yè)收入差距，而對較低分位的行業(yè)收入差距無顯著正向影響。目前我國行業(yè)收入差距較大，經(jīng)濟增長可能會成為行業(yè)收入差距進一步擴大的原因之一。對比不同分位經(jīng)濟增長與行業(yè)收入差距回歸系數(shù)的大小，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長處于0.1分位和0.9分位對行業(yè)收入差距的影響較大。說明當經(jīng)濟出現(xiàn)蕭條或過度繁榮時，經(jīng)濟增長對行業(yè)收入差距的擴大作用較強；若經(jīng)濟處于潛在增長水平，經(jīng)濟增長對行業(yè)收入差距的擴大作用較小。若將經(jīng)濟增速控制在潛在增長水平，經(jīng)濟增長對行業(yè)收入差距的正向拉大作用可能會減小。綜合上述分析，經(jīng)濟增長對行業(yè)收入差距的影響與前文經(jīng)濟增長對群體收入差距和城鄉(xiāng)收入差距的影響基本一致。
4.經(jīng)濟增長與區(qū)域收入差距。表5列出了經(jīng)濟增長與區(qū)域收入差距的“QQ分位數(shù)”第二步回歸結果。gap40.1至gap40.9表示0.1—0.9分位的區(qū)域收入差距，gdp0.1至gdp0.9表示預測出的0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長水平，回歸系數(shù)表示0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長分別對區(qū)域收入差距進行分位數(shù)回歸的結果。
表5 經(jīng)濟增長與區(qū)域收入差距的“QQ分位數(shù)”回歸結果
從表5的回歸結果可以看出，無論經(jīng)濟增長處于何等水平，經(jīng)濟增長對0.1—0.5分位的區(qū)域收入差距有顯著正向影響，對0.6—0.9分位的區(qū)域收入差距基本無顯著影響。即經(jīng)濟增長在一定程度上能夠擴大區(qū)域間的收入差距，但是不會無止境地擴大，當區(qū)域收入差距達到較高的程度時，經(jīng)濟增長不會進一步拉大收入差距。以0.5分位的收入差距為例，0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長對區(qū)域收入差距的回歸結果都顯著為正。觀察系數(shù)值大小，可以發(fā)現(xiàn)隨著經(jīng)濟增長水平提高，系數(shù)值基本呈遞減趨勢。說明隨著經(jīng)濟增速提高，經(jīng)濟增長拉大區(qū)域間收入差距的作用可能會逐漸減弱。
總結經(jīng)濟增長對區(qū)域收入差距的回歸結果，主要得出以下兩個結論。第一，當區(qū)域收入差距處于較低水平時，經(jīng)濟增長會拉大區(qū)域間的收入差距；當區(qū)域收入差距處于較高水平時，經(jīng)濟增長與收入差距之間無顯著正向關系。即經(jīng)濟增長不會無限擴大區(qū)域收入差距，當區(qū)域收入差距已達到較高水平時，經(jīng)濟增長可能不再顯著拉大區(qū)域收入差距。區(qū)域自身的地理優(yōu)勢、自然資源可能是區(qū)域收入差距擴大的主要原因。第二，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，經(jīng)濟增長對區(qū)域收入差距正向擴大效應可能會逐漸減小。改革開放以來，我國陸續(xù)推出的“西部大開發(fā)”“中部崛起”及“東北振興”等區(qū)域扶持政策，使相對落后的中部、西部及東北部地區(qū)的發(fā)展緊追東部地區(qū)的發(fā)展，在一定程度上縮小了區(qū)域間的差距。因此，經(jīng)濟增長能夠相對公平地促進各區(qū)域的發(fā)展，使其對區(qū)域收入差距正向擴大效應出現(xiàn)遞減趨勢。
（三）經(jīng)濟增長的減貧效應
同樣運用“QQ分位數(shù)”回歸的方法，通過分析不同分位的經(jīng)濟增長對不同水平下農(nóng)村居民收入的影響，研究經(jīng)濟增長能否有效減少貧困，進而探討經(jīng)濟增長能否促進共同富裕。表6給出了經(jīng)濟增長與農(nóng)村居民收入的“QQ分位數(shù)”第二步回歸結果。rural0.1至rural0.9表示0.1—0.9分位的農(nóng)村居民收入水平，gdp0.1至gdp0.9表示預測出的0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長水平，回歸系數(shù)表示0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長分別與農(nóng)村居民收入進行分位數(shù)回歸的結果。
表6 經(jīng)濟增長與農(nóng)村居民收入的“QQ分位數(shù)”回歸結果
以0.1分位的經(jīng)濟增長水平為例，分析經(jīng)濟增長對不同水平下農(nóng)村居民收入的影響。從表6回歸結果可以看出，0.1分位的經(jīng)濟增長對0.1、0.3、0.4及0.5分位農(nóng)村居民收入的回歸系數(shù)顯著為正。其中，rural0.1對應的系數(shù)為1.946、rural0.3對應的系數(shù)為1.125、rural0.4對應的系數(shù)為1.531、rural0.5對應的系數(shù)為1.704。而經(jīng)濟增長對其他分位農(nóng)村居民收入的回歸系數(shù)不顯著?；菊f明，0.1分位的經(jīng)濟增長能夠提高農(nóng)村中低收入群體的收入，而對處于中等水平以上的農(nóng)村居民收入無顯著作用。即經(jīng)濟增長能夠更好地惠及農(nóng)村中低收入群體。整體上，0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長對農(nóng)村中低收入群體的收入均有顯著正向作用，對處于中等水平以上的農(nóng)村居民收入無顯著影響。
總結經(jīng)濟增長對農(nóng)村居民收入的回歸結果，得出以下結論：相比農(nóng)村收入水平較高的居民，經(jīng)濟增長更側(cè)重于增加農(nóng)村中低收入群體收入，從而減少農(nóng)村貧困，縮小農(nóng)村居民內(nèi)部的收入差距。即經(jīng)濟增長給低收入人群帶來的收入增長率較大，農(nóng)村貧困群體在經(jīng)濟增長中獲得的份額逐漸增加，經(jīng)濟增長的益貧效應逐漸上升，有助于推動共同富裕。改革開放以來，一方面，經(jīng)濟增長為貧困人口直接提供了更多的收入增長機會；另一方面，經(jīng)濟發(fā)展，國家綜合實力增強，使政府更有能力推進減貧工作，從而幫助更多貧困人口擺脫貧困（汪三貴，2018）。無論通過何種方式，經(jīng)濟增長依舊是減貧的重要動力。因此，我國經(jīng)濟增長一定程度上能夠減少農(nóng)村貧困，擴大中等收入群體，有利于形成中間大、兩頭小的“橄欖型”分配結構，進而推動共同富裕。
五、結論與政策建議
為探究經(jīng)濟增長分別與收入差距和農(nóng)村減貧之間的關系。本文運用“分位數(shù)-分位數(shù)”回歸的方法，分析了不同水平的經(jīng)濟增長如何影響不同水平的收入差距和農(nóng)村貧困，并探討了經(jīng)濟增長處于何種狀態(tài)時，能夠更好地發(fā)揮經(jīng)濟增長的益貧效應，促進共同富裕。
一方面，本文分別研究了經(jīng)濟增長對群體收入差距、城鄉(xiāng)收入差距、行業(yè)收入差距及區(qū)域收入差距的影響。主要得出以下兩個結論：第一，目前，我國群體收入差距、城鄉(xiāng)收入差距及行業(yè)收入差距已經(jīng)處于較高水平，經(jīng)濟增長可能會進一步拉大群體、城鄉(xiāng)和行業(yè)收入差距，而經(jīng)濟增長對區(qū)域收入差距的擴大作用可能出現(xiàn)遞減趨勢；第二，若經(jīng)濟處于潛在增長水平，社會資源得到充分合理利用，經(jīng)濟增長更加公平地惠及社會方方面面，能夠最大限度地降低經(jīng)濟增長對收入差距的擴大效應，一定程度上可以平衡經(jīng)濟增長與收入差距之間的關系。另一方面，本文通過研究經(jīng)濟增長對農(nóng)村居民收入的影響，探討經(jīng)濟增長能否促進共同富裕。實證研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長能夠顯著提高農(nóng)村中低收入群體的收入水平，減少農(nóng)村貧困，擴大中等收入群體，有利于形成中間大、兩頭小的“橄欖型”分配結構。因此，經(jīng)濟增長能夠通過減少貧困推進共同富裕。
總體來看，經(jīng)濟增長雖有擴大收入差距的傾向，但收入差距并沒有完全抵消經(jīng)濟增長的減貧效應。經(jīng)濟增長在減少貧困、擴大中等收入群體兩方面仍有重大貢獻，進而能夠推進共同富裕。若將經(jīng)濟控制在潛在增長水平，可以在一定程度上平衡經(jīng)濟增長與收入差距之間的關系，保證經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的同時，把收入差距控制在合理的范圍內(nèi)。因此，處于潛在水平的經(jīng)濟增長能夠更好地惠及貧困人口，向共同富裕的目標邁進。
結合上述研究結論，為進一步縮小收入差距，減少貧困人口，擴大中等收入群體，向共同富裕的目標邁進，本文提出以下政策建議：第一，協(xié)調(diào)經(jīng)濟增長與收入分配關系。結合本文，我國經(jīng)濟增長模式呈現(xiàn)弱益貧式增長特征，即經(jīng)濟增長雖帶來收入差距的擴大，但其減貧效應超過了收入差距擴大導致的貧困增加，經(jīng)濟增長依舊能夠減少貧困，促進共同富裕。在此模式下，增長與分配之間關系是決定經(jīng)濟增長減貧效應的關鍵。因此，需要理解經(jīng)濟增長與收入分配之間的辯證關系，注重經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，優(yōu)化收入分配結構，將我國經(jīng)濟增長方式朝著益貧式增長和包容性增長的目標轉(zhuǎn)變。第二，宏觀經(jīng)濟調(diào)控應該將跨周期與逆周期政策相結合。短期內(nèi)為抑制經(jīng)濟快速下滑，穩(wěn)定經(jīng)濟增長，有必要采用一定力度的逆周期政策，防止經(jīng)濟過度波動。長期角度，應將逆周期與跨周期政策相結合，統(tǒng)籌兼顧短期經(jīng)濟波動與中長期經(jīng)濟增長，避免短期政策矯枉過正，引起矛盾后置，引發(fā)經(jīng)濟過度繁榮和產(chǎn)能過剩等問題?？缰芷谂c逆周期政策的有機結合，有助于將經(jīng)濟增速控制在潛在增長水平，既保證經(jīng)濟持續(xù)、穩(wěn)定增長，又最大限度降低經(jīng)濟增長對收入差距的擴大作用，提高經(jīng)濟增長的減貧效應，扎實推進共同富裕。
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○徐小君 張婷婷
華僑大學經(jīng)濟與金融學院 福建泉州 362021
引言
黨的十九大報告提出，到2035年“全體人民共同富裕邁出堅實步伐”，到21世紀中葉“全體人民共同富?；緦崿F(xiàn)，我國人民將享有更加幸福安康的生活”。黨的十九屆五中全會更明確地提出，到2035年“全體人民共同富裕取得更為明顯的實質(zhì)性進展”。為實質(zhì)性地推動共同富裕，不能再把共同富裕視為一種理念，而要制定具體的政策，扎實推動共同富裕，自此共同富裕從一種理念轉(zhuǎn)變成切實要求。黨的二十大報告指出，“中國式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化。共同富裕是中國特色社會主義的本質(zhì)要求，也是一個長期的歷史過程”。充滿貧窮和貧富差距懸殊的社會不是社會主義社會，消除貧窮、合理控制貧富差距是扎實推進共同富裕的關鍵。
改革開放后，我國經(jīng)濟迅速發(fā)展，經(jīng)濟增長成為消除貧困的主要推動力量。2020年，我國如期完成了脫貧攻堅的任務，農(nóng)村貧困人口全部脫貧，全面消除了絕對貧困。如何緩解相對貧困問題或?qū)⒊蔀槲覈鴾p貧工作的下一個重要目標。2021年8月，習近平總書記主持召開中央財經(jīng)委員會第十次會議，強調(diào)實現(xiàn)共同富裕既要注重高質(zhì)量發(fā)展，又要形成中間大、兩頭小的“橄欖型”分配結構，擴大中等收入群體的比重。黨的二十大報告提出“堅持多勞多得，鼓勵勤勞致富，促進機會公平，增加低收入者收入，擴大中等收入群體”。中等收入群體既是主要的生產(chǎn)者，又是主要的消費者，是推動國民經(jīng)濟持續(xù)、健康發(fā)展的中堅力量。擴大中等收入群體比重，縮小收入差距是邁向共同富裕的重要前提。
現(xiàn)階段，我國經(jīng)濟下行壓力不斷加大，縮小收入差距、減少貧困成為我國經(jīng)濟增長的迫切需要。既要保證經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長，又要確保收入差距不被過度拉大，需要正確認識經(jīng)濟發(fā)展與貧困和收入差距之間的關系。因此，本文主要研究經(jīng)濟增長對收入差距和農(nóng)村貧困的影響，對于推動我國減貧工作、擴大中等收入群體、邁向共同富裕意義重大。
一、理論分析與文獻綜述
經(jīng)濟增長、收入差距與貧困之間關系密切且相互影響。首先，根據(jù)涓滴效應理論、益貧式增長理論和包容性增長理論，探討經(jīng)濟增長對貧困的影響。根據(jù)涓滴效應（Trickle Down Development）理論，經(jīng)濟增長能夠使優(yōu)先發(fā)展的群體或地區(qū)通過消費、就業(yè)等方式“滲漏”到貧困群體或地區(qū)，即經(jīng)濟增長能夠惠及包括貧困人口在內(nèi)的所有群體，可以帶動貧困人口走上富裕的道路。與涓滴效應理論不同，經(jīng)濟增長過程中利益的再分配是益貧式增長（Pro-poor Growth）的理論基礎，益貧式經(jīng)濟增長過程要求收入分配狀況是自發(fā)改善的。因而，益貧式增長下貧困的減少一部分來自經(jīng)濟增長，另一部分來自收入差距的縮小。然而，經(jīng)濟增長往往伴隨著收入差距擴大是社會普遍現(xiàn)象，Kakwani&Pernia（2000）提出了弱益貧式增長，認為世界各國的經(jīng)濟增長模式普遍具有弱益貧式增長特征，即經(jīng)濟增長過程中，收入分配狀況的惡化帶來貧困增加，但經(jīng)濟增長的減貧效應超過了收入差距擴大導致的貧困增加，最終經(jīng)濟增長依舊能夠減少貧困。益貧式增長將單一的貨幣收入作為度量窮人擺脫貧困的唯一標準，存在一定的局限性。2007年，亞洲開發(fā)銀行在益貧式增長的基礎上，提出包容性增長（In?clusive Growth）。包容性增長不再單純追求貨幣收入增長，而是強調(diào)教育、健康及無形的觀念和感情等多項指標。包容性增長是尋求社會和經(jīng)濟協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展的增長方式，倡導機會平等的增長。黎藺嫻和邊恕（2021）通過識別和分解我國經(jīng)濟包容性增長發(fā)現(xiàn)，非貨幣福利在低收入群體中的快速增長，縮小了階層間的福利差距，實現(xiàn)了中國包容性增長。
在經(jīng)濟增長與貧困的關系研究中，現(xiàn)有文獻多數(shù)認為經(jīng)濟增長是減貧的主要動力（羅良清和平衛(wèi)英，2020；Luo et al.，2020），但經(jīng)濟增長可能擴大收入差距，增加貧困人口數(shù)量，特別是可能增加相對貧困程度。因此，經(jīng)濟增長能否有效減少貧困人口，擴大中等收入群體，促進共同富裕，一定程度上取決于經(jīng)濟增長與收入差距的關系。
西方國家主要關注經(jīng)濟增長、不平等與貧困之間的三角悖論關系，本文在此基礎上納入對共同富裕的分析。如圖1所示，涓滴式、益貧式及包容性經(jīng)濟增長模式對于減貧均具有正向促進作用。下文結合劉易斯二元結構模型、庫茲涅茨倒U型曲線和索羅模型等理論探討經(jīng)濟增長與收入差距之間的關系。收入差距是經(jīng)濟增長和減貧之間的過濾器，最終的減貧效果取決于增長模式如何影響收入分配。因此，我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展過程中，需合理控制收入差距，減少并最終消滅貧困，才能扎實推進共同富裕。
圖1 經(jīng)濟增長、收入差距、貧困與共同富裕的關系
20世紀中期，西方國家經(jīng)濟快速增長的同時收入分配情況不斷惡化，經(jīng)濟增長對收入差距的影響得到了經(jīng)濟學家的廣泛討論。Lewis（1954）提出的二元結構模型認為，發(fā)展中國家的經(jīng)濟結構存在生產(chǎn)率較低的落后農(nóng)業(yè)部門和生產(chǎn)率較高的先進工業(yè)部門。農(nóng)業(yè)部門中存在剩余勞動力，勞動力的邊際生產(chǎn)率為零；工業(yè)部門中實現(xiàn)了充分就業(yè)，邊際生產(chǎn)率大于零。生產(chǎn)率水平的差異帶來了城鄉(xiāng)收入差距，而城鄉(xiāng)收入差距促使農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)工業(yè)部門自發(fā)轉(zhuǎn)移，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率逐漸提高?？梢姡?jīng)濟增長過程中伴隨著勞動力的轉(zhuǎn)移，從而能夠填補城鄉(xiāng)收入差距。Kuznets（1955）提出的倒U型曲線認為經(jīng)濟發(fā)展初期，一國的收入差距可能被拉大；隨著經(jīng)濟不斷發(fā)展，收入差距可能會縮小，即經(jīng)濟增長對收入差距的影響呈現(xiàn)先擴大后縮小的趨勢。Solow（1956）提出的索羅經(jīng)濟增長模型認為較貧窮國家的人均增長高于較富有國家的人均增長，隨著時間的推移，貧窮國家的人均實際GDP水平將趨于富裕國家。此外，收入差距也會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響，從傳統(tǒng)古典方法和新發(fā)展政治經(jīng)濟學理論考慮收入差距對經(jīng)濟增長的影響。古典理論通過儲蓄促進效應（富人儲蓄比例高于窮人）及投資不可分割性和激勵效應，強調(diào)收入差距對經(jīng)濟增長的促進作用。新發(fā)展政治經(jīng)濟學理論認為，在政治和社會不穩(wěn)定擴散導致更大的不確定性和更低的投資、非生產(chǎn)性尋租活動、高交易成本等條件下，收入分配的惡化對經(jīng)濟增長產(chǎn)生不利影響，從而降低經(jīng)濟增長的減貧效應。
現(xiàn)有文獻關于我國經(jīng)濟增長對收入差距的影響尚未得到一致的結論。一方面，有學者認為我國已經(jīng)跨過了倒U型曲線的拐點，即現(xiàn)階段我國經(jīng)濟增長可能會縮小收入差距（邵紅偉和靳濤，2016；Kanbur et al.，2021）。另一方面，不少研究者認為目前我國收入差距并未出現(xiàn)明顯的下降趨勢，仍處于高位徘徊階段（李實等，2019；周國富和陳菡彬，2021；張來明和李建偉，2021），經(jīng)濟增長可能會進一步拉大我國居民收入差距，從而降低經(jīng)濟增長的減貧效應（羅楚亮，2012；沈揚揚，2012；Liu et al.，2021；王中華和岳希明，2021）。也有學者認為我國經(jīng)濟增長與收入差距的關系并不符合倒U型曲線（Kanbur et al.，2013；Yu et al.，2021），并對我國收入分配拐點的出現(xiàn)提出了質(zhì)疑（Ravallion et al.，2021）。
綜上所述，現(xiàn)有文獻的局限性主要表現(xiàn)在：第一，既有文獻在研究經(jīng)濟增長對貧困和收入差距的影響方面，結論尚不一致；第二，現(xiàn)有文獻主要集中于研究經(jīng)濟增長對整體收入差距的影響，少有文獻全面分析經(jīng)濟增長對群體收入差距、城鄉(xiāng)收入差距、行業(yè)收入差距及區(qū)域收入差距的影響；第三，現(xiàn)有文獻沒有明確給出如何通過平衡經(jīng)濟增長與收入差距之間的關系，確保經(jīng)濟增長更好地促進貧困群體的發(fā)展。
本文的邊際貢獻在于：內(nèi)容上，第一，本文同時研究經(jīng)濟增長對收入差距和貧困的影響，深入分析了經(jīng)濟增長與收入差距、經(jīng)濟增長與農(nóng)村貧困之間的關系；第二，本文同時研究經(jīng)濟增長對群體、城鄉(xiāng)、行業(yè)及區(qū)域收入差距的影響，更為全面地分析了經(jīng)濟增長與收入差距的關系；第三，本文試圖尋找經(jīng)濟增長與收入差距的平衡狀態(tài)，對于合理控制收入差距，提高經(jīng)濟增長的減貧效應具有重要意義。方法上，本文獨創(chuàng)性地使用“分位數(shù)-分位數(shù)”（QQ分位數(shù)）回歸，分別研究不同分位的經(jīng)濟增長對不同水平下農(nóng)村貧困和收入差距的影響。
二、我國經(jīng)濟增長、農(nóng)村貧困與收入差距現(xiàn)狀
（一）經(jīng)濟增長與農(nóng)村貧困現(xiàn)狀
新中國成立以來，我國從一貧如洗到消除絕對貧困，尤其在改革開放后，迅速增長的國民經(jīng)濟成為消除貧困的主要推動力量。1978—2020年，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）年均增長率達到了9%以上。如圖2所示，1978年以來國內(nèi)生產(chǎn)總值（不變價）呈迅速上升趨勢，與經(jīng)濟增長形成鮮明對比的是我國農(nóng)村貧困發(fā)生率。根據(jù)1978年標準、2008年標準、2010年標準①改革開放以來，我國政府先后采用三個國家扶貧標準：“1978年標準”是一條低水平的生存標準，按1978年價格每人每年100元；“2008年標準”是一條基本溫飽標準，按2008年價格每人每年1196元；“2010年標準”是一條穩(wěn)定溫飽標準，按2010年價格每人每年2300元。，可以看出改革開放初期我國農(nóng)村貧困狀況十分嚴重。按照2010年標準，1978年的貧困發(fā)生率高達97.5%。改革開放以來，隨著我國經(jīng)濟高速增長，農(nóng)村貧困發(fā)生率整體呈下降趨勢。從1978年改革開放到2020年消除絕對貧困的過程中，我國先后實施了兩輪脫貧攻堅戰(zhàn)。第一階段，1994—2000年。1992年底，全國農(nóng)村沒有解決溫飽問題的人口由2.5億減少到8000萬人。為進一步解決農(nóng)村貧困問題，國務院在1994年推出《國家八七扶貧攻堅計劃》，力圖花費7年時間，在2000年基本解決8000萬農(nóng)村貧困人口的溫飽問題。第二階段，2015—2020年。政府采取更加精準的脫貧攻堅方略，確保2020年全面消除貧困人口。按照2010年標準，2019年我國農(nóng)村貧困人口減至551萬人，貧困發(fā)生率降至0.6%。2020年，我國農(nóng)村貧困人口實現(xiàn)全面脫貧，消除了絕對貧困。
圖2 1978—2020年國內(nèi)生產(chǎn)總值及農(nóng)村貧困發(fā)生率
2019年10月，十九屆四中全會首次正式提出要建立解決相對貧困的長效機制以鞏固脫貧攻堅的成果。在后扶貧時代，緩解相對貧困成為扶貧的主要目標（檀學文，2020；張林和鄒迎香，2021）。樊增增和鄒薇（2021）運用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)我國絕對貧困發(fā)生率不斷下降的同時，相對貧困發(fā)生率卻在持續(xù)上升。因此，消除絕對貧困后的反貧困目標將聚焦于相對貧困指標，擴大中等收入群體比重，將收入差距控制在適當范圍內(nèi)，使經(jīng)濟增長更易于提高貧困人口的生活水平，最終實現(xiàn)共同富裕。
（二）收入差距現(xiàn)狀
貧困人口的大幅減少是我國改革開放40多年來經(jīng)濟發(fā)展的重要成就之一。然而，我國經(jīng)濟在高速增長的同時也積累了不少突出矛盾，其中，收入差距的不斷擴大是我國經(jīng)濟面臨的較為棘手的問題之一。本文主要從群體收入差距、城鄉(xiāng)收入差距、行業(yè)收入差距和區(qū)域收入差距四方面分析我國收入差距的特征。
第一，群體收入差距。作為衡量居民間收入差距的綜合指標，基尼系數(shù)并沒有一個明確的標準。多數(shù)人認為基尼系數(shù)小于0.2時，居民收入過于平均；介于0.2—0.3之間較為平均；介于0.3—0.4之間比較合理；介于0.4—0.5之間差距過大；大于0.5時差距懸殊。如圖3所示，1978—1987年，我國居民基尼系數(shù)基本穩(wěn)定在0.3左右，收入差距較小。主要原因可能是改革開放初期，農(nóng)村改革早于城鎮(zhèn)改革，農(nóng)村土地制度改革增加了農(nóng)民收入，縮小了城鄉(xiāng)收入差距，使得全國收入差距穩(wěn)定在較低水平。1987年后我國居民基尼系數(shù)開始大幅上升，2008年達到最大值0.491。2008年后基尼系數(shù)雖有所回落，但仍在高位徘徊，2020年，我國基尼系數(shù)仍高達0.468。
圖3 1978—2020年中國居民基尼系數(shù)
如圖4所示，不同收入組農(nóng)村居民的人均可支配收入均呈穩(wěn)定上升趨勢，表明隨著經(jīng)濟的發(fā)展，不同收入組農(nóng)村居民的收入水平均有所提升。對比分析不同組別農(nóng)村居民收入，不難發(fā)現(xiàn)除高收入組之外的其他四組農(nóng)村居民的收入水平相對較低且各組之間收入差距相對較小，而高收入組農(nóng)村居民的收入水平顯著高于其他收入組，且隨著時間的推移農(nóng)村居民高、低收入組之間的收入差距逐漸擴大。2002年，農(nóng)村居民高收入組人均可支配收入為5896元，低收入組為857元，高、低收入比約為6.88；2020年，農(nóng)村居民高收入組人均可支配收入為38520元，低收入組為4682元，高低收入比約為8.23，農(nóng)村居民高、低收入組之間的絕對差距和相對差距均在擴大。說明隨著經(jīng)濟的增長，農(nóng)村居民之間的收入差距也愈加明顯。整體看，我國農(nóng)村居民之間的收入差距仍處于較高水平，且存在上升趨勢。
圖4 2002—2020年農(nóng)村居民按收入五等份分組的人均可支配收入變動趨勢
第二，城鄉(xiāng)收入差距。如圖5所示，1978—2020年，城鄉(xiāng)居民的人均可支配收入呈逐年上升趨勢，且城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均可支配收入的絕對差距不斷擴大。1978—1984年，可能由于農(nóng)村土地制度改革及農(nóng)民收入增加，使得城鄉(xiāng)可支配收入比有下降的趨勢，城鄉(xiāng)收入差距處于較低水平。1994—1997年，城鄉(xiāng)收入差距的短暫下降可能是由于政府提高農(nóng)產(chǎn)品收購價格帶來的政策效應。2020年，全國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為43834元，相比2019年增長了3.48%；農(nóng)村居民人均可支配收入為17131元，相比2019年增長了6.93%。城鄉(xiāng)人均可支配收入比為2.56，略小于2019年的城鄉(xiāng)收入比?，F(xiàn)階段，我國城鄉(xiāng)可支配收入比基本在2—3之間波動，城鄉(xiāng)收入差距仍處于較高水平。
圖5 1978—2020年我國城鄉(xiāng)收入差距變動特征
第三，行業(yè)收入差距。隨著經(jīng)濟的增長，不同行業(yè)對國民經(jīng)濟的拉動效果不同，行業(yè)之間的收入差距也愈加明顯。如圖6所示，1989—2020年，收入最高行業(yè)和最低行業(yè)人均年收入均呈上升趨勢，二者的絕對差距也在不斷拉大，說明隨著經(jīng)濟的發(fā)展，各行業(yè)平均工資都在增長的同時，行業(yè)收入差距也在不斷擴大。
圖6 1989—2020年我國城鎮(zhèn)非私營單位就業(yè)人員行業(yè)收入差距變動特征
第四，區(qū)域收入差距。以農(nóng)村區(qū)域收入差距為代表，如圖7所示，2000—2020年，東部與西部地區(qū)農(nóng)村人均收入比值的曲線位于最上方，東部與中部之比的曲線位于中間，東部與東北部比值的曲線位于最下方，表明東部與東北部農(nóng)村之間的收入差距較小，而東、西部農(nóng)村之間的收入差距較大。從圖7中可以看出，2016—2020年，我國農(nóng)村區(qū)域間的人均可支配收入比基本在1.5左右波動。2020年，東部地區(qū)農(nóng)村居民人均可支配收入是中部地區(qū)的1.31倍、西部地區(qū)的1.5倍、東北部地區(qū)的1.28倍。圖7中3條趨勢線均呈下降趨勢，說明在區(qū)域發(fā)展政策的推動下，我國農(nóng)村區(qū)域間的收入差距存在縮小的趨勢。
圖7 2000—2020年我國農(nóng)村區(qū)域收入差距變動特征
綜上所述，隨著經(jīng)濟高速增長，我國已全面消除了絕對貧困，但相對貧困仍舊存在?，F(xiàn)階段我國居民收入差距仍處于較高水平，其中，群體收入差距、城鄉(xiāng)收入差距和行業(yè)收入差距較大，而區(qū)域收入差距可能存在逐漸縮小的趨勢。在進一步緩解相對貧困問題方面，需要厘清我國經(jīng)濟增長與收入差距和貧困之間的關系。
三、變量選取與模型構建
（一）數(shù)據(jù)與變量說明
本文選取人均國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP實際增長指數(shù)（上年=100）來衡量我國經(jīng)濟增長的情況。收入差距方面，從群體收入差距、城鄉(xiāng)收入差距、行業(yè)收入差距及區(qū)域收入差距四個方面選取收入差距的相關變量。第一，選取中國居民基尼系數(shù)這一指標衡量我國不同群體間收入差距；第二，以城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入的比值作為城鄉(xiāng)收入差距的替代變量；第三，選取城鎮(zhèn)非私營單位就業(yè)人員平均工資這一指標按行業(yè)分，將收入最高行業(yè)平均工資與收入最低行業(yè)平均工資的比值作為行業(yè)收入差距的替代變量；第四，為量化區(qū)域收入差距，按照國家統(tǒng)計局2011年公布的標準，將全國劃分為東部、中部、西部及東北部四大經(jīng)濟區(qū)域②東部包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆；東北包括遼寧、吉林和黑龍江。，選取東部地區(qū)作為基準對照組，以東部地區(qū)農(nóng)村居民人均可支配收入與中部地區(qū)農(nóng)村居民人均可支配收入的比值來衡量區(qū)域收入差距③經(jīng)濟增長分別對東、西部地區(qū)收入差距及東部、東北部地區(qū)收入差距進行回歸的結果，與經(jīng)濟增長對東、中部地區(qū)收入差距的回歸結果基本一致，故省略前兩者的回歸結果。選取東、中部地區(qū)作為區(qū)域收入差距的代表，對其回歸結果進行匯報。。農(nóng)村貧困方面，選取農(nóng)村居民人均可支配收入增長率來衡量農(nóng)村居民的收入情況。主要變量說明見表1。
表1 主要變量說明
根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，經(jīng)濟增長與群體收入差距回歸的樣本區(qū)間為1978—2020年，共43個年度數(shù)據(jù)；經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距進行回歸的樣本區(qū)間為1978—2020年，共43個年度數(shù)據(jù)；經(jīng)濟增長與行業(yè)收入差距回歸的樣本區(qū)間為1989—2020年，共32個年度數(shù)據(jù)；經(jīng)濟增長與區(qū)域收入差距回歸的樣本區(qū)間為2000—2020年，共21個年度數(shù)據(jù)；經(jīng)濟增長與農(nóng)村居民收入回歸的樣本區(qū)間為1979—2020年，共42個年度數(shù)據(jù)。以上數(shù)據(jù)均來源于中國國家統(tǒng)計年鑒及世界銀行。
（二）構建“分位數(shù)-分位數(shù)”回歸模型
Koenker et al.（1978）提出的分位數(shù)回歸主要分析解釋變量對不同分位的被解釋變量的影響。傳統(tǒng)的分位數(shù)回歸主要關注被解釋變量的分布，而解釋變量的分布也可能對回歸結果產(chǎn)生不同的影響。因此，為全面分析不同分位的解釋變量對不同分位的被解釋變量的影響，本文采用“分位數(shù)-分位數(shù)”（QQ分位數(shù)）回歸的研究方法。第一步，將解釋變量的滯后一階對解釋變量進行分位數(shù)回歸，預測出不同分位的解釋變量；第二步，使用第一步預測出的不同分位的解釋變量，對被解釋變量進行分位數(shù)回歸，最終得到不同分位解釋變量對不同分位被解釋變量的影響。本文解釋變量為經(jīng)濟增長，被解釋變量分別為收入差距和農(nóng)村居民收入，其中，收入差距具體分為群體收入差距、城鄉(xiāng)收入差距、行業(yè)收入差距及區(qū)域收入差距。
公式（1）對應QQ分位數(shù)回歸的第一步，主要通過GDP實際增長指數(shù)的滯后一階gdpt-1與GDP實際增長指數(shù)gdpt進行分位數(shù)回歸，預測出不同水平的GDP實際增長指數(shù)。其中，gdpt表示用來衡量經(jīng)濟增長的GDP實際增長指數(shù)；gdpt-1表示滯后一階的GDP實際增長指數(shù)；aτ表示對截距項進行參數(shù)估計的第τ個分位數(shù)的系數(shù)；βτ表示對解釋變量gdpt-1進行參數(shù)估計的第τ個分位數(shù)的系數(shù)。
公式（2）對應QQ分位數(shù)回歸的第二步，主要運用第一步預測出的不同分位GDP實際增長指數(shù)作為解釋變量分別與被解釋變量Y進行分位數(shù)回歸，進而分析不同水平的經(jīng)濟增長如何影響不同水平的收入差距或居民收入。其中，Y作為被解釋變量，具體可以表示群體、城鄉(xiāng)、行業(yè)、區(qū)域收入差距及農(nóng)村居民收入；z=0.1，0.2，0.3，…，0.9；表示0.1—0.9分位GDP實際增長指數(shù)預測值，cτ表示對截距項進行參數(shù)估計的第τ個分位數(shù)的系數(shù)；系數(shù)γτ是本文關注的重點，表示不同程度的經(jīng)濟增長對不同水平收入差距或農(nóng)村居民收入的影響。
四、經(jīng)濟增長對收入差距和農(nóng)村貧困的影響
（一）經(jīng)濟增長對收入差距影響的機理分析
經(jīng)濟增長與收入分配的統(tǒng)一是加快經(jīng)濟向益貧式增長轉(zhuǎn)變，實現(xiàn)共同富裕的關鍵。經(jīng)濟增長與收入差距之間關系復雜，經(jīng)濟增長如何影響收入差距學術界尚未形成系統(tǒng)的機理分析。本文從不同社會經(jīng)濟狀態(tài)角度出發(fā)，探討經(jīng)濟增長對收入差距的影響，即研究經(jīng)濟出現(xiàn)蕭條、經(jīng)濟過度繁榮及經(jīng)濟處于潛在增長水平時，經(jīng)濟增長如何影響收入差距，以期尋找經(jīng)濟增長與收入差距的統(tǒng)一狀態(tài)。
經(jīng)濟出現(xiàn)蕭條時，經(jīng)濟增速緩慢甚至出現(xiàn)負增長，企業(yè)大量破產(chǎn)，失業(yè)率升高，銀行信貸緊縮，投資下降，社會總產(chǎn)出降低。此時社會各階層的收入水平都會受到波及，但權力與經(jīng)濟利益往往聯(lián)系在一起，在經(jīng)濟上具有優(yōu)勢的群體擁有更多話語權，可以通過各種手段進行自救，而農(nóng)民、工人等低收入人群往往被動接受高收入者所制定的規(guī)則，更易遭受不公平待遇。低收入人群收入水平嚴重下降導致很多貧困家庭負債累累，收入分配結構出現(xiàn)嚴重失衡。因此，經(jīng)濟蕭條時，處于社會底層的低收入人群只會變得更加貧窮，而高收入人群受到的負面影響相對較小，收入差距被進一步拉大。
經(jīng)濟過度繁榮時，經(jīng)濟增速過快，社會各階層居民收入水平普遍提高，消費和投資大幅增加。社會低收入人群的收入看似增加，實則可能面臨更加嚴峻的工作環(huán)境，其創(chuàng)造的財富大部分被稀釋。此外，旺盛的市場需求可能會導致物價水平上漲，低收入人群的實際購買力并沒有因為收入水平提高而增加，其生活質(zhì)量也無顯著改善。因此，經(jīng)濟過度繁榮時低收入人群創(chuàng)造的財富更易流向高收入人群，低收入人群收入水平雖會提高但遠不如高收入人群從中獲取的益處，分配制度的不完善導致收入差距水平進一步提高。
經(jīng)濟處于潛在增長水平時，經(jīng)濟在較長時間內(nèi)呈現(xiàn)不斷平穩(wěn)增長的態(tài)勢，社會資源得到充分合理利用，就業(yè)、金融、投資等社會經(jīng)濟生活各方面穩(wěn)定發(fā)展，經(jīng)濟總量和人均GDP穩(wěn)步增長。經(jīng)濟增長速度穩(wěn)定在合理區(qū)間內(nèi)，能為社會各方面高質(zhì)量發(fā)展營造平穩(wěn)健康的經(jīng)濟環(huán)境，促進就業(yè)和居民收入穩(wěn)定增長，社會結構性矛盾得到有效緩解，收入分配結構持續(xù)優(yōu)化。經(jīng)濟穩(wěn)定高質(zhì)量增長下，包括收入分配制度在內(nèi)的各項社會制度得到合理安排，能夠更加公平地惠及不同收入階層的居民。因此，如果經(jīng)濟能夠穩(wěn)定在潛在增長水平，經(jīng)濟增長對收入差距的擴大效應將會減小。
綜合上述分析，本文認為當經(jīng)濟出現(xiàn)蕭條或過度繁榮時，經(jīng)濟增長更易擴大收入差距；當經(jīng)濟穩(wěn)定在潛在增長水平時，經(jīng)濟增長對收入差距的擴大作用較小。
（二）經(jīng)濟增長對收入差距影響的實證分析
1.經(jīng)濟增長與群體收入差距。表2列出了經(jīng)濟增長與群體收入差距的“QQ分位數(shù)”第二步回歸結果④文中省略了QQ分位數(shù)第一步預測不同分位經(jīng)濟增長的回歸結果。。gap10.1至gap10.9表示0.1—0.9分位的群體收入差距，gdp0.1至gdp0.9表示預測出的0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長水平。表2中的回歸系數(shù)表示0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長分別與群體收入差距進行分位數(shù)回歸的結果。
表2 經(jīng)濟增長與群體收入差距的“QQ分位數(shù)”回歸結果
首先，分析經(jīng)濟增長對不同分位群體收入差距的影響。以0.5分位的經(jīng)濟增長水平為例，即從表中gdp0.5回歸結果可以看出，0.5分位的經(jīng)濟增長對0.1—0.7分位群體收入差距的回歸系數(shù)都不顯著，說明0.5分位的經(jīng)濟增長不會影響0.7分位及以下的群體收入差距。0.5分位的經(jīng)濟增長gdp0.5對0.8分位和0.9分位群體收入差距的回歸系數(shù)顯著為正。其中，gap10.8對應的系數(shù)為0.439、gap10.9對應的系數(shù)為0.606，表示0.5分位的經(jīng)濟增長gdp0.5增加一個單位，0.8分位的群體收入差距gap10.8增加了0.439個單位，0.9分位的群體收入差距gap10.9增加了0.606個單位，回歸系數(shù)呈遞增趨勢。因此，0.5分位的經(jīng)濟增長會顯著擴大0.8分位及以上的群體收入差距，影響程度隨群體收入差距分位的提高而增加。整體來看，無論經(jīng)濟增長處于何等分位，經(jīng)濟增長對0.8和0.9分位的群體收入差距基本均有顯著正向影響，對0.7分位及以下的群體收入差距無顯著正向作用。換言之，當群體收入差距較大時，經(jīng)濟增長更易擴大群體收入差距；當群體收入差距較小時，經(jīng)濟增長對群體收入差距無明顯作用。
其次，分析不同水平的經(jīng)濟增長對群體收入差距的影響。如圖8所示，橫軸表示0.1—0.9分位的群體收入差距，縱軸表示具體的回歸系數(shù)值，九條趨勢線表示9個分位的經(jīng)濟增長對不同程度的群體收入差距的影響?？梢钥闯觯琯dp0.2和gdp0.9對應的趨勢線高于其他分位的趨勢線，說明經(jīng)濟增長處于0.2分位和0.9分位對群體收入差距的影響較大；而gdp0.4、gdp0.5及gdp0.6對應的趨勢線低于其他分位的趨勢線，說明處于0.4—0.6分位的經(jīng)濟增長對群體收入差距的影響相對較小。當經(jīng)濟增速處于較高水平和較低水平時，經(jīng)濟增長更易擴大群體收入差距；當經(jīng)濟增速處于中等水平時，經(jīng)濟增長對群體收入差距的正向效應會減小。換言之，當經(jīng)濟出現(xiàn)蕭條或過度繁榮時，經(jīng)濟增長對群體收入差距的正向拉大作用較強；當經(jīng)濟處于潛在增長水平時，經(jīng)濟增長擴大群體收入差距的作用較小。
圖8 經(jīng)濟增長與群體收入差距回歸系數(shù)趨勢圖
最后，總結經(jīng)濟增長對群體收入差距的回歸結果，主要得出以下兩個重要結論。第一，群體收入差距越大，經(jīng)濟增長越能擴大群體收入差距；群體收入差距較小，經(jīng)濟增長不會顯著拉大群體收入差距。換言之，若群體收入差距處于較高水平，貧困居民收入未得到有效保障，其在經(jīng)濟增長中獲得的份額較小，群體收入差距被拉大；若群體收入差距處于較低水平，相應的扶貧制度比較完善，使不同群體居民相對公平地在經(jīng)濟增長中獲益，經(jīng)濟增長可能不再是群體收入差距擴大的主要原因。目前，我國群體收入差距仍處于較高水平，相應的制度還需進一步完善。如果能夠?qū)⑷后w收入差距控制在較低水平，經(jīng)濟增長可能會相對公平地惠及不同收入群體，擴大中等收入群體。當然，將群體收入差距縮小到較低水平這個前提目前尚未達到。第二，當經(jīng)濟出現(xiàn)蕭條或過度繁榮時，經(jīng)濟增長對群體收入差距的擴大作用較大；當經(jīng)濟處于潛在增長水平時，經(jīng)濟增長對群體收入差距的擴大作用較小。若經(jīng)濟蕭條，整個社會經(jīng)濟萎靡不振，相比高收入群體，低收入群體收入可能首先受到波及，群體收入差距被拉大。此時，采取一系列加快經(jīng)濟增長的措施來縮小群體收入差距是合適的選擇。若經(jīng)濟過度繁榮，資源更易被資本剝奪，高收入群體可能從中獲取更多益處，如果分配制度不完善，群體收入差距水平可能進一步提高。此時，政府采取轉(zhuǎn)移支付等政策完善分配制度是縮小群體收入差距的合理選擇。若經(jīng)濟處于潛在增長水平，社會各種資源得到充分合理地利用，經(jīng)濟增長會更加公平地惠及不同收入群體的居民。因此，如果經(jīng)濟能夠穩(wěn)定在潛在增長水平，經(jīng)濟增長對群體收入差距的擴大效應可能會減小。
2.經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距。表3列出了經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距的“QQ分位數(shù)”第二步回歸結果。gap20.1至gap20.9表示0.1—0.9分位的城鄉(xiāng)收入差距，gdp0.1至gdp0.9表示0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長水平，回歸系數(shù)表示0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長水平對0.1—0.9分位的城鄉(xiāng)收入差距的影響。
表3 經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距的“QQ分位數(shù)”回歸結果
同樣以0.5分位的經(jīng)濟增長水平為例，分析經(jīng)濟增長對不同分位城鄉(xiāng)收入差距的影響。表3中gdp0.5回歸結果顯示，0.5分位的經(jīng)濟增長對0.1—0.5分位城鄉(xiāng)收入差距的回歸系數(shù)不顯著，說明0.5分位的經(jīng)濟增長不會顯著影響0.1—0.5分位的城鄉(xiāng)收入差距；而0.6—0.9分位的城鄉(xiāng)收入差距的回歸系數(shù)顯著為正，說明0.5分位的經(jīng)濟增長會顯著擴大0.6分位及以上的城鄉(xiāng)收入差距。整體上，不同水平的經(jīng)濟增長都會顯著擴大處于較高分位的城鄉(xiāng)收入差距，而對較低分位的城鄉(xiāng)收入差距無顯著正向影響。換言之，當城鄉(xiāng)收入差距較大時，經(jīng)濟增長更易擴大城鄉(xiāng)收入差距；當城鄉(xiāng)收入差距較小時，經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距無明顯作用。因此，在目前我國城鄉(xiāng)收入差距較大的情況下，經(jīng)濟增長可能會成為城鄉(xiāng)收入差距進一步擴大的原因之一。
為簡潔明了地分析不同水平的經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的影響，將表3中經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距回歸系數(shù)繪制成如圖9所示的趨勢圖。圖9中橫軸表示0.1—0.9分位的城鄉(xiāng)收入差距，縱軸表示回歸系數(shù)值，九條趨勢線表示9個分位的經(jīng)濟增長對不同分位的城鄉(xiāng)收入差距的影響程度。可以看出，gdp0.1和gdp0.9對應的趨勢線高于其他分位的趨勢線，說明經(jīng)濟增長處于0.1分位和0.9分位對城鄉(xiāng)收入差距的影響較大。說明當經(jīng)濟增速處于較高水平和較低水平時，城鄉(xiāng)收入差距更易被拉大；當經(jīng)濟增速處于中等水平時，經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的正向擴大效應可能會減小。換言之，若經(jīng)濟出現(xiàn)蕭條或過度繁榮，經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的正向拉大作用較強；若經(jīng)濟處于潛在增長水平，經(jīng)濟增長擴大城鄉(xiāng)收入差距的作用較小。因此，如果將經(jīng)濟增速控制在潛在增長水平，可能會減弱經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的擴大作用。
圖9 經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距回歸系數(shù)趨勢圖
經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的影響與其對群體收入差距的影響結論相似。第一，經(jīng)濟增長對較高分位城鄉(xiāng)收入差距的正向擴大作用較為顯著。目前，我國城鄉(xiāng)收入差距處于較高水平，經(jīng)濟增長有進一步擴大城鄉(xiāng)收入差距的風險。第二，相比蕭條或過度繁榮的經(jīng)濟，經(jīng)濟處于潛在增長水平時，經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的擴大作用較小。當經(jīng)濟蕭條時，社會經(jīng)濟長期出現(xiàn)衰退，農(nóng)村居民的收入更無法得到有效保障，城鄉(xiāng)收入差距可能被進一步拉大；當經(jīng)濟過度繁榮時，更多的資源可能會流向收入較高的城鎮(zhèn)居民，進而拉大城鄉(xiāng)收入差距；當經(jīng)濟處于潛在增長水平時，社會資源得到充分合理地利用，城鄉(xiāng)居民能夠相對公平地從經(jīng)濟增長中獲益。因此，如果經(jīng)濟能夠穩(wěn)定在潛在增長水平，經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的擴大效應可能會減小。
3.經(jīng)濟增長與行業(yè)收入差距。表4列出了經(jīng)濟增長與行業(yè)收入差距的“QQ分位數(shù)”第二步回歸結果。gap30.1至gap30.9表示0.1—0.9分位的行業(yè)收入差距，gdp0.1至gdp0.9表示0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長水平，回歸系數(shù)表示0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長水平對0.1—0.9分位的行業(yè)收入差距的影響。
表4 經(jīng)濟增長與行業(yè)收入差距的“QQ分位數(shù)”回歸結果
以0.1分位的經(jīng)濟增長水平為例，分析經(jīng)濟增長對不同分位行業(yè)收入差距的影響。表4回歸結果顯示，0.1分位的經(jīng)濟增長對0.1—0.5分位行業(yè)收入差距的回歸系數(shù)不顯著，說明0.1分位的經(jīng)濟增長不會影響0.1—0.5分位的行業(yè)收入差距；而0.7—0.9分位的行業(yè)收入差距的回歸系數(shù)顯著為正，說明0.1分位的經(jīng)濟增長會顯著擴大0.6分位以上的行業(yè)收入差距。整體上，不同水平的經(jīng)濟增長都會顯著擴大處于較高分位的行業(yè)收入差距，而對較低分位的行業(yè)收入差距無顯著正向影響。目前我國行業(yè)收入差距較大，經(jīng)濟增長可能會成為行業(yè)收入差距進一步擴大的原因之一。對比不同分位經(jīng)濟增長與行業(yè)收入差距回歸系數(shù)的大小，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長處于0.1分位和0.9分位對行業(yè)收入差距的影響較大。說明當經(jīng)濟出現(xiàn)蕭條或過度繁榮時，經(jīng)濟增長對行業(yè)收入差距的擴大作用較強；若經(jīng)濟處于潛在增長水平，經(jīng)濟增長對行業(yè)收入差距的擴大作用較小。若將經(jīng)濟增速控制在潛在增長水平，經(jīng)濟增長對行業(yè)收入差距的正向拉大作用可能會減小。綜合上述分析，經(jīng)濟增長對行業(yè)收入差距的影響與前文經(jīng)濟增長對群體收入差距和城鄉(xiāng)收入差距的影響基本一致。
4.經(jīng)濟增長與區(qū)域收入差距。表5列出了經(jīng)濟增長與區(qū)域收入差距的“QQ分位數(shù)”第二步回歸結果。gap40.1至gap40.9表示0.1—0.9分位的區(qū)域收入差距，gdp0.1至gdp0.9表示預測出的0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長水平，回歸系數(shù)表示0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長分別對區(qū)域收入差距進行分位數(shù)回歸的結果。
表5 經(jīng)濟增長與區(qū)域收入差距的“QQ分位數(shù)”回歸結果
從表5的回歸結果可以看出，無論經(jīng)濟增長處于何等水平，經(jīng)濟增長對0.1—0.5分位的區(qū)域收入差距有顯著正向影響，對0.6—0.9分位的區(qū)域收入差距基本無顯著影響。即經(jīng)濟增長在一定程度上能夠擴大區(qū)域間的收入差距，但是不會無止境地擴大，當區(qū)域收入差距達到較高的程度時，經(jīng)濟增長不會進一步拉大收入差距。以0.5分位的收入差距為例，0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長對區(qū)域收入差距的回歸結果都顯著為正。觀察系數(shù)值大小，可以發(fā)現(xiàn)隨著經(jīng)濟增長水平提高，系數(shù)值基本呈遞減趨勢。說明隨著經(jīng)濟增速提高，經(jīng)濟增長拉大區(qū)域間收入差距的作用可能會逐漸減弱。
總結經(jīng)濟增長對區(qū)域收入差距的回歸結果，主要得出以下兩個結論。第一，當區(qū)域收入差距處于較低水平時，經(jīng)濟增長會拉大區(qū)域間的收入差距；當區(qū)域收入差距處于較高水平時，經(jīng)濟增長與收入差距之間無顯著正向關系。即經(jīng)濟增長不會無限擴大區(qū)域收入差距，當區(qū)域收入差距已達到較高水平時，經(jīng)濟增長可能不再顯著拉大區(qū)域收入差距。區(qū)域自身的地理優(yōu)勢、自然資源可能是區(qū)域收入差距擴大的主要原因。第二，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，經(jīng)濟增長對區(qū)域收入差距正向擴大效應可能會逐漸減小。改革開放以來，我國陸續(xù)推出的“西部大開發(fā)”“中部崛起”及“東北振興”等區(qū)域扶持政策，使相對落后的中部、西部及東北部地區(qū)的發(fā)展緊追東部地區(qū)的發(fā)展，在一定程度上縮小了區(qū)域間的差距。因此，經(jīng)濟增長能夠相對公平地促進各區(qū)域的發(fā)展，使其對區(qū)域收入差距正向擴大效應出現(xiàn)遞減趨勢。
（三）經(jīng)濟增長的減貧效應
同樣運用“QQ分位數(shù)”回歸的方法，通過分析不同分位的經(jīng)濟增長對不同水平下農(nóng)村居民收入的影響，研究經(jīng)濟增長能否有效減少貧困，進而探討經(jīng)濟增長能否促進共同富裕。表6給出了經(jīng)濟增長與農(nóng)村居民收入的“QQ分位數(shù)”第二步回歸結果。rural0.1至rural0.9表示0.1—0.9分位的農(nóng)村居民收入水平，gdp0.1至gdp0.9表示預測出的0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長水平，回歸系數(shù)表示0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長分別與農(nóng)村居民收入進行分位數(shù)回歸的結果。
表6 經(jīng)濟增長與農(nóng)村居民收入的“QQ分位數(shù)”回歸結果
以0.1分位的經(jīng)濟增長水平為例，分析經(jīng)濟增長對不同水平下農(nóng)村居民收入的影響。從表6回歸結果可以看出，0.1分位的經(jīng)濟增長對0.1、0.3、0.4及0.5分位農(nóng)村居民收入的回歸系數(shù)顯著為正。其中，rural0.1對應的系數(shù)為1.946、rural0.3對應的系數(shù)為1.125、rural0.4對應的系數(shù)為1.531、rural0.5對應的系數(shù)為1.704。而經(jīng)濟增長對其他分位農(nóng)村居民收入的回歸系數(shù)不顯著?；菊f明，0.1分位的經(jīng)濟增長能夠提高農(nóng)村中低收入群體的收入，而對處于中等水平以上的農(nóng)村居民收入無顯著作用。即經(jīng)濟增長能夠更好地惠及農(nóng)村中低收入群體。整體上，0.1—0.9分位的經(jīng)濟增長對農(nóng)村中低收入群體的收入均有顯著正向作用，對處于中等水平以上的農(nóng)村居民收入無顯著影響。
總結經(jīng)濟增長對農(nóng)村居民收入的回歸結果，得出以下結論：相比農(nóng)村收入水平較高的居民，經(jīng)濟增長更側(cè)重于增加農(nóng)村中低收入群體收入，從而減少農(nóng)村貧困，縮小農(nóng)村居民內(nèi)部的收入差距。即經(jīng)濟增長給低收入人群帶來的收入增長率較大，農(nóng)村貧困群體在經(jīng)濟增長中獲得的份額逐漸增加，經(jīng)濟增長的益貧效應逐漸上升，有助于推動共同富裕。改革開放以來，一方面，經(jīng)濟增長為貧困人口直接提供了更多的收入增長機會；另一方面，經(jīng)濟發(fā)展，國家綜合實力增強，使政府更有能力推進減貧工作，從而幫助更多貧困人口擺脫貧困（汪三貴，2018）。無論通過何種方式，經(jīng)濟增長依舊是減貧的重要動力。因此，我國經(jīng)濟增長一定程度上能夠減少農(nóng)村貧困，擴大中等收入群體，有利于形成中間大、兩頭小的“橄欖型”分配結構，進而推動共同富裕。
五、結論與政策建議
為探究經(jīng)濟增長分別與收入差距和農(nóng)村減貧之間的關系。本文運用“分位數(shù)-分位數(shù)”回歸的方法，分析了不同水平的經(jīng)濟增長如何影響不同水平的收入差距和農(nóng)村貧困，并探討了經(jīng)濟增長處于何種狀態(tài)時，能夠更好地發(fā)揮經(jīng)濟增長的益貧效應，促進共同富裕。
一方面，本文分別研究了經(jīng)濟增長對群體收入差距、城鄉(xiāng)收入差距、行業(yè)收入差距及區(qū)域收入差距的影響。主要得出以下兩個結論：第一，目前，我國群體收入差距、城鄉(xiāng)收入差距及行業(yè)收入差距已經(jīng)處于較高水平，經(jīng)濟增長可能會進一步拉大群體、城鄉(xiāng)和行業(yè)收入差距，而經(jīng)濟增長對區(qū)域收入差距的擴大作用可能出現(xiàn)遞減趨勢；第二，若經(jīng)濟處于潛在增長水平，社會資源得到充分合理利用，經(jīng)濟增長更加公平地惠及社會方方面面，能夠最大限度地降低經(jīng)濟增長對收入差距的擴大效應，一定程度上可以平衡經(jīng)濟增長與收入差距之間的關系。另一方面，本文通過研究經(jīng)濟增長對農(nóng)村居民收入的影響，探討經(jīng)濟增長能否促進共同富裕。實證研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長能夠顯著提高農(nóng)村中低收入群體的收入水平，減少農(nóng)村貧困，擴大中等收入群體，有利于形成中間大、兩頭小的“橄欖型”分配結構。因此，經(jīng)濟增長能夠通過減少貧困推進共同富裕。
總體來看，經(jīng)濟增長雖有擴大收入差距的傾向，但收入差距并沒有完全抵消經(jīng)濟增長的減貧效應。經(jīng)濟增長在減少貧困、擴大中等收入群體兩方面仍有重大貢獻，進而能夠推進共同富裕。若將經(jīng)濟控制在潛在增長水平，可以在一定程度上平衡經(jīng)濟增長與收入差距之間的關系，保證經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的同時，把收入差距控制在合理的范圍內(nèi)。因此，處于潛在水平的經(jīng)濟增長能夠更好地惠及貧困人口，向共同富裕的目標邁進。
結合上述研究結論，為進一步縮小收入差距，減少貧困人口，擴大中等收入群體，向共同富裕的目標邁進，本文提出以下政策建議：第一，協(xié)調(diào)經(jīng)濟增長與收入分配關系。結合本文，我國經(jīng)濟增長模式呈現(xiàn)弱益貧式增長特征，即經(jīng)濟增長雖帶來收入差距的擴大，但其減貧效應超過了收入差距擴大導致的貧困增加，經(jīng)濟增長依舊能夠減少貧困，促進共同富裕。在此模式下，增長與分配之間關系是決定經(jīng)濟增長減貧效應的關鍵。因此，需要理解經(jīng)濟增長與收入分配之間的辯證關系，注重經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，優(yōu)化收入分配結構，將我國經(jīng)濟增長方式朝著益貧式增長和包容性增長的目標轉(zhuǎn)變。第二，宏觀經(jīng)濟調(diào)控應該將跨周期與逆周期政策相結合。短期內(nèi)為抑制經(jīng)濟快速下滑，穩(wěn)定經(jīng)濟增長，有必要采用一定力度的逆周期政策，防止經(jīng)濟過度波動。長期角度，應將逆周期與跨周期政策相結合，統(tǒng)籌兼顧短期經(jīng)濟波動與中長期經(jīng)濟增長，避免短期政策矯枉過正，引起矛盾后置，引發(fā)經(jīng)濟過度繁榮和產(chǎn)能過剩等問題?？缰芷谂c逆周期政策的有機結合，有助于將經(jīng)濟增速控制在潛在增長水平，既保證經(jīng)濟持續(xù)、穩(wěn)定增長，又最大限度降低經(jīng)濟增長對收入差距的擴大作用，提高經(jīng)濟增長的減貧效應，扎實推進共同富裕。
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