結構轉型對貧富差距的微觀機理及跨期調節——基于平滑轉移的閾值協整分析

謝婷婷 司登奎

（1.石河子大學 商學院，新疆 五家渠831300；2.中國海洋大學 經濟學院，山東 青島266100）

一、問題的提出及文獻梳理

改革開放30多年來，我國經濟得到了較快的發展，但收入分配不均的客觀現象一直沒有得到緩解，反而在近年來有擴大的態勢。貧富差距的不斷加大以及區域之間發展的不平衡逐步導致我國出現“兩極分化”的現象，并進一步產生居民消費傾向降低、社會不穩定等一系列消極問題，從而對社會和經濟的可持續發展產生直接威脅。產業結構轉型已成為當前改革的重點，如何在結構轉型的背景下縮小貧富差距也是當前研究的熱點。因此，把握結構轉型對貧富差距的作用機理能夠從微觀視角全面認知貧富差距，對于縮小貧富差距、協調社會發展具有重要的現實和政策意義。

自奧地利統計學家洛倫茲（Lorenz，1907）提出了反映國民收入分配不平等的洛倫茲曲線（Lorenz Curve）之后，引起了學術界的高度關注，陸續有學者開始對收入差距問題進行了相應的研究，歸納起來可將已有的成果分為三類：第一，對貧富差距進行測度。如：陳宗勝和周云波（2002）使用基尼系數標準值判斷法對我國貧富差距進行測度，對今后關于測度貧富差距的方法研究提供了貢獻［1］。王志江（2006）提出了用于衡量輸入分配平等程度的修正加權變異系數計算公式，并且從數學上證明了修正加權變異系數具有類似于基尼系數那樣的良好度量性質，研究結果表明，修正加權變異系數是度量貧富差距的有用指標［2］。沈凌（2009）通過構建一個基于二元結構的兩部門模型對收入差距進行了分析，結果表明農民的人口比例B和農民的相對貧窮程度d可以對貧富差距的評價具有較好的效果［3］。胡祖光（2010）利用非參數核密度函數對中國城鄉居民收入的動態變化進行了相應研究，發現城鄉居民收入差距的變化遵循一種非特定曲線形式［4］。第二，對貧富差距的影響因素進行研究。如：魯曉東（2008）研究要素稟賦、貿易開放度對個人收入分配的影響，結果顯示，它們對中國收入差距具有相當的解釋力，而對外貿易是造成中國收入差距拉大的主要原因之一［5］。賈利軍（2010）用行業利潤率非平均化對我國貧富差距進行研究，提出部分行業利潤率過高是造成我國貧富差距的重要原因［6］。韓香玲（2011）從歷史沿革、資源稟賦、分配體系和制度四個方面分析了貧富差距過大的原因，發現由于我國長期的城鄉二元結構發展模式和嚴格的戶籍制度影響，城鄉居民收入不斷拉大，從而加劇了貧富差距［7］。第三，從方法論的角度對貧富差距進行實證研究。如：李軍（2005）構建了均等指數方法對中國及42個國家和地區的貧富差距程度進行了實際計算，結果表明均等指數方法具有一定的替代基尼系數的效應［8］。康璞（2009）運用測度貧困的FGT指數與測度收入分配不平等的Gini系數的參數與非參數計算方法研究了我國的貧富差距，并將參數與非參數兩類方法進行了實證上的比較［9］。遲巍（2012）采用基尼系數的分解方法研究我國的貧富差距，發現財產性收入分布的基尼系數是最高的，對總收入差距的貢獻也在迅速擴大，這一現象值得重視［10］。

從已有的研究成果可以發現，學術界對貧富差距的研究形成了較為豐富的成果，使我們對貧富差距的發展有了一定的認識，為后續研究奠定了一定的基礎，具有重要的參考價值。同時也發現方法論在研究貧富差距的過程中發揮著重要的作用。但是，從已有的研究成果中也不難發現上述學者在研究貧富差距時存在以下三點缺陷：首先，利用傳統指標研究貧富差距忽略了潛在的內生性問題，會導致研究結果與現實不符；其次，采用線性方法對貧富差距進行實證分析會扭曲變量間的真實關系；最后，利用普通最小二乘法對參數進行估計，會產生有偏、不一致的結果。鑒于此，本文采用當前學術界公認的評價收入差距的指標，從非線性的視角著手分析結構轉型對貧富差距的作用機理，并聯合使用動態最小二乘法（DOLS）和完全修正的最小二乘法（FMOLS）對參數進行估計，以確保研究結果的可信度，從而為縮小貧富差距并進而為政策的制定提供一定的參考價值。

二、研究方法

非線性平滑轉移回歸模型（STR）是在傳統模型的基礎上考慮了非線性和門限值的情形。該模型假設回歸系數是解釋變量的連續函數，因此可以觀察不同機制轉移下的過渡特征，且該過渡特征的變化可以用平滑系數的大小進行刻畫。而STR的估計與檢驗方法正是適用于非平穩數據中的模型估計與檢驗。假設有如下非線性閾值協整模型

其中，Xt＝（x1t，x2t，…，xpt，）′，s∈［1，P］，為p×1維的一階單整解釋變量的向量，μt屬于均值為零的隨機擾動項。Xst為閾值變量，λ為決定機制轉化速度的平滑參數，c為閾值，而f（xst，λ，c）則為閾值變量的連續函數，當閾值變量在閾值的兩側進行取值時，該函數將從一種機制轉移到另一種機制，當該函數等于0時，表示Y與X的協整關系由第一種機制刻畫，其中協整向量由（α0，β）解釋；當該函數等于1時，表示Y與X的協整關系由第二種機制刻畫，其中協整向量由（α0，β＋α）解釋。

三、指標選取及實證結果

本文研究目的是為了分析在我國結構轉型過程中，貧富差距的特征所發生的非線性動態變化。因此，在具體衡量結構轉型過程中，本文將第三產業增長率與第二產業增長率之比作為衡量經濟結構轉型的變化過程，記為ST（Structure Transformation）。而在收入差距方面，本文借鑒王少平（2008）的做法，利用泰爾指數來衡量收入差距，見式（4）所示

其中，j＝1，2分別表示城鄉和農村地區，zjt表示t時期城鎮（j＝1）或農村（j＝2）人口數量，zt表示t時期的總人口，pjt表示城鎮（j＝1）或農村（j＝2）的總收入（用相應的人口和人均收入之積表示），pt表示t時期的總收入。同時，圖1形象地描述了我國貧富差距的變動趨勢：從整體來看，收入差距的波動情況大致可以分為兩個階段：第一階段是從1978—1994年，該階段的收入差距呈“W”形式波動上升，同時該階段在1994年達到極值后發生轉變，并繼而從1995年開始轉入第二階段。第二階段是從1995-2012年，期間收入差距呈較弱的“V”形波動變化。泰爾指數的不斷變大，表明我國收入差距在無數次短期不斷變化過程中呈上升趨勢。

圖1 1978-2012年全國收入差距動態變化

1.非線性平穩性檢驗

傳統的平穩性檢驗方法（如ADF、PP、KPSS等）假設變量呈線性調節，無法捕捉到序列的非線性變化特征，更是忽略了結構突變點的存在，因此傳統的方法具有較低的檢驗“勢”。鑒于此，本文將利用Enders和Lee（2012）所提出的非線性傅立葉函數來檢驗城鄉收入差距的平穩性。由于事先無法觀察到數據中突變點的最優個數，而該方法可以利用格子搜索來尋找出最優的突變點。假設數據生成過程（DGP）如下

這種傅立葉函數表達方式可以近似絕對可積到任意精度，k代表近似的選定頻率，γ＝［γ1，γ2］′衡量振幅和頻率分量的位移。當γ1＝γ2＝0時，式（5）變為一個標準的線性形式。此外，當式（5）出現一個結構突變點的時候，至少會產生一個頻率分量，因此，若要拒絕原假設γ1＝γ2＝0，則此序列必定含有非線性成分。Enders和Lee運用式（6）的這種特性發展了一種新的檢驗，這種檢驗相對于標準的Bai和Perron（1998）檢驗對于未知函數形式的檢測具有更高的“勢”。其中，利用非線性傅立葉函數對收入差距的平穩性檢驗結果見表1所示。

表1中第三列為各地區收入差距的結構突變點個數，除北京、天津有2個突變點以及上海有3個突變點之外，剩余地區均存在1個結構突變點。第4列的顯著性檢驗統計量也進一步驗證了除青海之外的所有地區，城鄉收入差距呈線性平穩的原假設被拒絕，意味著傅立葉函數中的正弦項和余弦項均顯著，表明除青海之外所有地區的城鄉收入差距均是非線性變化。最后一列為利用非線性傅立葉函數對平穩性檢驗的統計量τLM（），其臨界值取自于 Enders和 Lee（2012）中表1a，結果發現除寧夏、云南、廣西、貴州、廣東、四川、重慶、陜西和海南外，其余地區的城鄉收入差距均在10%的顯著性水平下接受原價設，即大約有4/5省份中的收入差距是非平穩序列。因此綜合我國30個省貧富差距的特點，可知我國整體的貧富差距存在結構突變點，且具有非線性發散的特點。

表1 非線性平穩性檢驗

2.模型設定

根據本文所研究的對象，將結構轉型設定為閾值變量，該閾值變量的確定是根據轉移函數的泰勒基數展開，由于泰勒四階及以后的展開式屬于高階無窮小，因此本文將非線性閾值變量按照三階泰勒展開，即將轉移函數按照原點進行三階泰勒展開，仿照模型（1）進行相應轉化，并重新將其進行參數化處理，得出的結果見模型（7）所示。

其中d表示貧富差距發生機制轉移的位置，在針對式（2）利用非線性最小二乘法進行估計時，需要選擇擬合優度R2最大情況下的d值，為了估計的精準，本文先將d最大取值為8，然后利用非線性最小二乘法得出每個不同d值下的R2，結果見表2所示。

表2 不同d值下的擬合優度

從表2中可以發現，當d＝3時，利用非線性最小二乘法估計得出的擬合優度R2為0.99，在所設定的d值范圍內最大，因此本文選擇d＝3。

3.模型估計結果

基于本文的檢驗統計量都是采用bootstrap法進行仿真實驗，存在仿真次數選擇的主觀性對本文研究造成的影響，即使影響較小，且可以忽略不計，但為了估計結果的準確、科學性，本文使用動態最小二乘法和完全修正最小二乘法對模型進行聯合估計。估計結果見表5所示。

表3 參數估計結果

從表3中的估計結果可以發現，利用完全修正的最小二乘法和完全修正的最小二乘法得到的參數估計均顯著，同時也可以發現完全修正最小二乘法的估計結果顯著性都要優于動態最小二乘法，產生這一現象的原因是由于動態最小二乘法是通過對回歸模型中經差分后解釋變量的超前滯后項進行截取，并以此將隨機誤差項中與解釋變量相關成分提取出來，從而使提取出來的隨機誤差項與解釋變量不相關。但是也存在這樣一個問題，若所提取的超前項不足，則會導致隨機誤差項中仍然保留著與解釋變量相關的成分；若選取超前項過多，則又會減少自由度，并進而造成多重共線性的后果。而完全修正的最小二乘法則是通過估計長期方差矩陣，經根據長期方差矩陣對被解釋變量進行修正，從而使得殘差項與解釋變量之間不相關。可見完全修正的最小二乘法在估計過程中比動態最小二乘法效果更好，因此模型估計結果表達式如式（8）所示。

式中1-θ的值為0.72，則可推斷出θ的值為0.28，表明在結構轉型中，政府或人民對收入分配的后向預期大于前向預期，說明在收入分配過程中，人們更多地會與過去的收入分配狀況相比較，而對將來的收入分配預期較少，所隱含的深層次經濟意義則是我國收入配備不公的差距依然較大，居民對短期內的收入分配不公的改善并不持樂觀態度。d＝3表明收入分配的變動（即貧富差距的機制轉移）發生在結構轉型的滯后3期，其所揭示的經濟學意義是貧富差距的機制轉移依賴于前3年的結構轉型。也就是說，當前結構轉型發生變化，其隨后三年的貧富差距將發生機制轉移，這一滯后效應充分顯示了我國政策的時滯性，參數λ描述了貧富差距發生機制轉移的速度，在本研究中，參數λ的估計值為3.28，該值充分刻畫了我國貧富差距在結構轉型中發生機制轉移的特征變化。

從式（8）中的估計結果可以看出，當參數λ的估計值3.28時，轉移函數的值為exp（-3.28）＝0.038，即結構轉型程度大約為0.038，表明我國貧富差距形狀的變化對結構轉型的依賴程度較大。當結構轉型突然變得明顯時，收入差距也相應增大，從而加劇了我國收入分配不公的現象。反之，收入差距有所下降。這一結果還表明了在結構轉型的歷程中，政府需要針對性地采取政策來控制收入分配不公的現狀。也就是說，當結構轉型出現改善的情況時，政府需要注重政策的“公平”效果，而當結構轉型出現惡化時，此時政府需要先通過提高政策的“效率”，并進而達到促進“公平”的效果。此外，貧富差距的變化會依賴于結構轉型程度的大小而發生平滑轉移，當處于不同的產業結構比時，結構轉型對貧富差距的影響也不盡相同。

四、結論與討論

本文通過使用平滑轉移的面板閾值協整模型定量分析了結構轉型對貧富差距的非線性影響，并利用動態最小二乘法和完全修正的最小二乘法對模型的參數進行聯合估計，研究結果基本上揭示了在結構轉型發生變動的過程中，我國收入分配所表現出來的變動規律。結論概述如下。

（1）在結構轉型過程中，我國貧富差距發生機制轉移的非線性特征是由邏輯函數決定的。貧富差距在結構轉型的滯后3期處發生機制轉移，當結構轉型的程度大于0.038時，其隨后3年的貧富差距也相應變大，表明結構轉型程度越大，收入分配不公的程度也隨之變大。相反，當結構轉型的程度小于0.038時，其隨后3年的貧富差距有所下降，表明結構轉型程度越大，收入分配不公的程度會隨之變小。

（2）在結構轉型過程中，貧富差距發生機制轉移的非線性特征隱含了我國財政政策和貨幣政策效果具有滯后性和非對稱性的特點。滯后性表現為當結構轉型發生之后，貧富差距在滯后3年才發生非線性變動，而非對稱性表現為當結構轉型發生變動時，我國政府未能兼顧財政政策和貨幣政策對收入分配所造成的不利沖擊，從而導致收入分配不公出現加劇惡化現象。也就是說，當政府采取擴張的財政政策和貨幣政策時，結構轉型的改善對收入分配會有不利的沖擊，而當政府采取緊縮的財政政策和貨幣政策時，結構轉型程度的減慢會對收入分配不公的程度有改善趨勢。

根據我國的基本國情可知，造成我國收入分配發展不平衡的原因既有歷史原因，又有現階段的制度原因。我國長期的“城鄉二元結構”模式以及“城市偏向”戰略，導致了社會財富分配不均等的結果。而當前我國正處于“轉型”的重要時期，政府要做好改革的充分準備，不遺余力地去推進和深化改革，防止由于改革不深入而造成惡性路徑依賴。此外在轉型過程中需要注意兩個問題：一是在健全體制機制的過程中，需要綜合考慮不同地區、不同行業的改革力度和方向，體現機制的多元化，促使經濟的發展和要素的分配能夠盡快適應結構轉型，縮減收入分配不公的程度。二是合理調控政策的操作力度，對于減少政策的非對稱效果具有重要的現實意義。當結構轉型的程度變大時，需要采用緊縮的貨幣政策和財政政策來減少收入分配不公的程度；相反，當結構轉型的程度變小時，相機抉擇地采取擴張的貨幣政策能夠減少收入分配不公的現象，但所采取擴張和縮小的政策力度需要慎重估量。

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