中國庫茲涅茨曲線的拐點何時出現？
——基于基尼系數的預測

李紹東

(遼寧大學 工商管理學院，遼寧 沈陽 110036)

一、問題的提出

基尼系數(Gini coefficient)是用于判斷一個國家或地區分配平等程度的指標，表示占人口總數一定百分比的社會成員所擁有的收入額在全部居民收入總額中所占的比重。基尼系數越低，說明分配平均程度越高，貧富差距越小；反之說明貧富差距越大。國際上通常把0.4作為收入分配貧富差距的“警戒線”，在0.4～0.5之間表示收入差距較大，在0.6以上表示收入差距懸殊。

中國自改革開放以來，隨著收入渠道多元化、收入格局多樣化以及改革的過程中對利益格局的重新調整，居民收入差距不斷拉大。中國的基尼系數從世界銀行2005年所估計的0.47上升到了2006年的0.496，2008年已經超過0.5，由此有人得出一個結論：中國的貧富分化狀況已經踏越“警戒線”。中國的收入不平等會不會呈現庫茲涅茨假說中先增大后減小的趨勢？基尼系數開始下降的拐點在什么時間出現？成為我國當前社會經濟領域的焦點問題。本文對中國1978年以來的收入不平等程度(基尼系數)與經濟發展水平之間的關系進行了研究，以期驗證庫茲涅茨曲線的“倒U”假說，并預測其拐點出現的時間。

二、文獻回顧

Kuznets(1955)最早提出，在經濟發展的早期，由于只有少數具有技能或資本的人能夠進入新的工業部門，收入不平等將會逐漸擴大；而在經濟發展的后期，由于更多的人進入工業部門，農業工人稀缺性不斷加劇，整個社會的收入不平等會逐漸縮小。

Kuznets的假說推動了大量經濟學者對“倒U”型曲線進行統計檢驗。Acemoglu和Robinson(2002)通過對大量經濟發達國家和發展中國家經濟發展軌跡的考察，指出至少在兩種情況下“倒U”型假說是不成立的：(1)始終保持低水平收入不平等和高速經濟增長；(2)低的社會流動性導致高水平收入不平等和低速經濟增長。李子奈等(1994)最早運用中國17個省份1991年的橫截面數據對我國的人均GNP和基尼系數進行了擬合，驗證了“倒U”形關系成立，但擬合效果較差，反映“倒U”形關系較弱。劉榮添等(2006)運用省際面板數據得出，全國及中西部地區的城鄉收入差異與對數人均GDP存在“倒U”型關系,而東部地區為“正U”型關系。張世偉等(2007)應用兩部門經濟模型,模擬了中國經濟發展過程中收入不平等的變動趨勢，模擬結果顯示:如果中國經濟能夠保持近年來的平均增長速度并且城鄉內部收入不平等能夠維持現有水平,則收入不平等水平將于2017—2020年間到達最大，即“倒U”型曲線拐點。

由于庫茲涅茨僅僅通過一些數字的例子來闡述他的思想，一些經濟學者嘗試應用數理模型對“倒U”型假說進行形式化分析。Robinson (1976)率先對“倒U”型假說進行了形式化分析，他僅僅假設經濟被分成兩個不同收入水平的部門(傳統部門和現代部門)，且隨著時間的推移現代部門的人口比重單調遞增。分析結果表明：“倒U”型假說能否成立僅僅取決于兩部門收入水平的差異。但羅賓遜的分析局限在一個絕對不平等指標——收入對數方差，沒有說明相對不平等指標(如基尼系數或泰爾指數等)隨經濟發展如何變動。針對羅賓遜模型，王檢貴(2000)提出在兩部門收入差距比較小的情況下“倒U”型假說不成立，但他的分析只具有數學意義而無經濟意義，因為人口遷移的根本動力是現代部門和傳統部門之間存在一定的收入差距。

三、理論分析與假設

庫茲涅茨“倒U”曲線表明：在前工業文明向工業文明過渡的經濟增長的早期階段，尤其是在國民人均收入從最低上升到中等水平時，收入分配狀況先趨于惡化，繼而隨著經濟發展逐步改善，最后達到比較公平的收入分配狀況，即長期變動軌跡呈倒“U”形狀。該曲線揭示了人均收入與社會收入分配之間內在的基本規律，也顯示了人均收入給社會分配機制帶來的內在沖擊與影響。

該曲線所表明的收入分配變化狀況所依據的經驗數據不多，有大量推測因素，故也被稱為庫茲涅茨“倒U假說”。庫茲涅茨認為，收入差距變化是由當時一系列經濟、政治、社會和人口條件造成的。在經濟發展中存在著使收入不平等擴大的因素：一是儲蓄和積累在少數高收入階層的集中；二是工業化和城市化所引起的收入分配惡化，即農村與城市收入分配差距拉大。同時，還會出現一些抑制收入不平等因素，使收入分配不平等趨勢逐步緩和，主要有：法律和行政干預、人口變動因素、產業結構調整因素以及“涓滴效應”。幾十年來，庫茲涅茨的“倒U曲線”假說經過許多經濟學家的發展與完善，盡管沒有被完全證實，但已經成為多數經濟學家用來分析經濟增長與收入分配二者之間關系及預測發展趨勢的一種理論依據。

中國改革開放以來的經濟發展歷程基本上符合庫茲涅茨的“倒U”曲線假說：隨著我國工業化程度的提高以及更多的人進入工業部門和農業工人稀缺性的不斷加劇，收入的不平等程度會逐漸縮小。而且中國目前的基尼系數已經接近0.5，遠遠高于警戒線，在未來不長時間段內，中國的庫茲涅茨曲線應該會出現拐點，基尼系數出現下降趨勢。所以本文提出兩個假說來進行驗證：

第一，擬合得到的中國的庫茲涅茨曲線基本呈現出“倒U”的性質；

第二，中國的庫茲涅茨曲線的拐點將在未來五年內出現。

四、模型構建與檢驗結果

(一)選擇變量和模型的關系形式

1.確定模型的變量

本文試圖運用中國的基尼系數和人均GDP的數據來檢驗庫茲涅茨曲線的“倒U”性質，通過估計方程預測中國庫茲涅茨曲線的拐點，所以模型以基尼系數作為被解釋變量(GINI)，以人均GDP作為解釋變量(PGDP)來估計方程。

2.確定模型的數學形式和參數范圍

由于庫茲涅茨曲線的“倒U”性質，結合我國基尼系數與人均GDP 的散點圖與X-Y曲線圖(見圖1和圖2)，本文對庫茲涅茨曲線的擬合使用一元二次方程的形式：

模型中，為保證基尼系數存在最大值，故要求β2<0；ut為隨機誤差項，描述變量之外的因素對模型的干擾。

圖1 我國1978—2008年與人均GDP散點圖基尼系數

圖2 我國1978—2008年基尼系數與人均GDP的X-Y曲線圖

(二)樣本數據收集

本文所用的1978—2007年的人均GDP數據來源于《中國統計年鑒2008》，2008年的人均GDP數據根據國家統計局公布的數據計算得到，所有人均GDP數據都以1978年為基期進行了價格指數調整。

國外經濟理論文獻中對基尼系數的估算一般遵循兩種途徑：一是利用分戶數據直接估計收入分配的密度函數從而估算基尼系數,二是利用分組數據估計洛倫茲曲線,然后再估算基尼系數。由于我國統計部門的城鄉收入分配調查的分戶數據不對外公開,而許多學者計算基尼系數所采用的公式和分組數據不同，導致目前對中國基尼系數的計算及預測結果差別較大。在參考了世界銀行的基尼系數數據及各方學者的觀點之后，本文1978—2004年的基尼系數來源于尹成遠(2008)；2005—2007年的數據來源于世界銀行的《人類發展報告》及中國社會科學院《中國社會發展年度報告》；2008年的基尼系數來源于張煥波、王錚(2007)的預測數據(見表1)。

表1 中國基尼系數與調整后的人均GDP數據表(1978—2008)

(三)參數估計與檢驗

用OLS方法估計，得到如下回歸方程：

GINI=0.205+1.57×10-4PGDP-2.07×10-8

PGDP2

(20.04) (11.61) (-6.08)

R2=0.95 DW=1.12 F=269.1

1.經濟意義檢驗

由回歸結果可以看出，二次方項的系數為負，擬合曲線呈現出良好的庫茲涅茨“倒U”曲線的性質。

2.擬合優度檢驗

由R2=0.95及調整后的R2=0.947，說明模型對樣本數據有很高的擬合優度。

3.方程顯著性檢驗

變量數k=2，樣本容量n=31，給定顯著水平α=0.01，查F分布表中自由度為28、α=0.01的臨界值，得到F0.01(2,28)=5.39。F=269.1>F0.01(2,28)=5.39，因此模型中被解釋變量基尼系數與人均GDP、人均GDP二次方的線性關系在99%水平下顯著成立。

4.變量顯著性檢驗

5.序列相關檢驗

根據顯著性水平5%，樣本容量31和解釋變量數k=2，查D.W.分布表，得到dl=1.30,du=1.57。計算得到的D.W.值為1.12，0

下面采用LM統計量進行二階滯后序列相關檢驗(p=2)，得到結果如下：

F-statistic2.984 329Prob. F(2,26)0.068 1Obs?R-squared5.6753 91Prob. Chi-Square(2)0.058 6

LM統計量顯示，在5%的顯著性水平下接受原假設，回歸方程的殘差序列不存在二階滯后序列相關。

本文采用AR(1)來修正回歸方程殘差序列的自相關性：

回歸估計的結果如下：

由一階差分模型的回歸結果可以看出，雖然D.W.值稍有增大，但差分方程系數的t統計量很小，在95%的水平上顯著等于0，未通過變量顯著性檢驗。AR(1)模型對修正方程隨機誤差項的序列相關不起作用，所以本文對庫茲涅茨曲線的擬合仍采用原回歸結果。

本文通過其他方法來改善回歸方程中隨機誤差項的序列相關問題，但效果都不明顯，主要原因是方程本身忽略了影響基尼系數的其他變量。人均GDP只是影響作為衡量收入平等程度指標的基尼系數的一個變量。李宏毅,鄒恒甫(1998)認為決定收入分配不平等的因素主要是教育水平、財富分配、金融發展和民主自由的程度。王小魯,樊綱(2005)也指出經濟增長、收入再分配、社會保障、公共產品、基礎設施和制度對中國的收入差距有重要的作用。所以本文中出現的序列相關難以修正的問題可以理解為是由于省略了顯著的解釋變量而引起的虛假序列相關。但就本文僅僅試圖擬合基尼系數與經濟發展水平的庫茲涅茨曲線來說，回歸結果已經能夠滿足要求。

6.庫茲涅茨曲線的拐點預測

由樣本數據擬合的庫茲涅茨曲線為：

通過求解基尼系數最大化的一階條件可以求出，當人均GDP達到3 792.27元的時候，基尼系數達到最大值，為0.503。結合表1的基尼系數與調整后的人均GDP數據，并考慮到本文中基尼系數的準確性以及由于忽略變量導致的虛假序列相關的誤差，可以預測，中國庫茲涅茨曲線的拐點大致會在2010—2015年這個時間段內出現。

五、結論與啟示

(一)主要結論

通過對中國庫茲涅茨曲線的擬合結果可以看出，中國的庫茲涅茨曲線很好地呈現出了“倒U”曲線的性質，衡量收入不平等程度的基尼系數呈現先上升后下降的趨勢。這與大多數學者通過時間序列數據和橫截面數據得到的結論基本一致。根據本文擬合的庫茲涅茨曲線計算，并考慮回歸模型的虛假序列相關的問題以及基尼系數的誤差，得出中國基尼系數下降的拐點在2010年—2015年這個時間段內出現。這與某些學者提出的中國庫茲涅茨曲線的拐點不會在2015年之前出現而大致出現于2020年的結論有所差異。

(二)啟示

中國基尼系數的計算受收入統計資料的限制，除貨幣收入外各項實物收入難以統計，特別是農民用于自給自足的實物難以統計，導致各種對基尼系數的計算結果產生較大偏差，所以依據基尼系數進行的收入不平等的研究結論只能作為一定程度上參考的依據。

反映一個國家或一個地區經濟發展水平的變量除了人均GDP還有很多其他的變量，而忽略這些變量會對庫茲涅茨曲線的擬合產生偏差。所以本文僅以基尼系數和人均GDP數據對庫茲涅茨曲線的擬合的準確性還有待提高，但計算出的拐點還是具有一定的參考價值。

中國的特殊經濟發展背景和階段使我們對基尼系數理論在中國的適用性產生質疑,是不是可以根據基尼系數大于0.4這個國際公認的警戒線來評價中國的收入不平等狀況?中國對于收入不平等程度的承受能力到底有多大?要準確回答這些問題,需要對基尼系數理論背后隱藏的內容進行分析,并結合中國的現實作出正確判斷。

[參考文獻]

[1] Kuznets S. Economic Growth and Income Inequality[J]. American Economic Review, 1955, 45: 1-28.

[2] Acemoglu D, Robinson J. The Political Economy of the Kuznets Curve[J]. Review of Development Economics, 2002(6): 183-203.

[3] 李子奈,田一奔,羊健.居民收入差距與經濟發展水平之間的關系分析[J].清華大學學報(哲學社會科學版),1995(1):35-41.

[4] 劉榮添,葉民強.中國城鄉收入差異的庫茲涅茨曲線研究——基于各省份面板數據(1978—2004年)的實證分析[J].經濟問題探索,2006(6):9-13.

[5] 張世偉,呂世斌,趙亮.庫茲涅茨“倒U”型假說:基于基尼系數的分析途徑[J].經濟評論, 2007,(4):40-45.

[6] Robinson S. A Note on the U Hypothesis Relating Income Inequality and Economic Development [J]. American Economic Review, 1976, 66: 437-440.

[7] 王檢貴.“倒U”現象是不是一條經濟法則?——對羅賓遜經典結論的質疑[J].經濟研究,2000(7):63-67.

[8] 尹成遠，趙桂玲,周穩海.中國人身保險保費收入的實證分析與預測研究[J],保險研究，2008(1):48-52.

[9] 王小魯,樊綱.中國收入差距的走勢和影響因素分析[J].經濟研究,2005，40(10):12-18.

[10] Li H, Zou H F.Income Inequality is not Harmful for Growth:Theory and evidence[J]. Review of Development Economics, 1998, 2(3): 318-334.