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一、文獻(xiàn)綜述

收入分配不平等是社會(huì)各界長期以來關(guān)注的研究熱點(diǎn)問題之一，特別是有關(guān)教育不平等與收入分配不平等的研究，以及經(jīng)濟(jì)增長與收入分配不平等的研究。首先，教育不平等與收入分配不平等的研究。Schulm(1960)、Becker(1975)和Mincer(1974)認(rèn)為平均受教育程度的提高對(duì)收入不平等的影響可能是正向的，也可能是負(fù)向的。Knight和Sabot(1983)強(qiáng)調(diào)，在二元經(jīng)濟(jì)中由于教育存在“結(jié)構(gòu)效應(yīng)”和“工資壓縮效應(yīng)”，因此教育對(duì)收入分配的效應(yīng)在理論上也是不確定的。Chiswick(1971)、Winegarden(1979)、Park(1996)研究表明收入不平等與教育不平等正相關(guān)。Becker和Chiswick(1966)、TinbeWm(1972)研究發(fā)現(xiàn)平均受教育程度與收入分配不平等負(fù)相關(guān)。Ram和Londono(1990)、Gregofio和Lee(2002)研究發(fā)現(xiàn)平均受教育程度與收入不平等之間存在倒U型關(guān)系，Ram還實(shí)證表明約在平教育年限為7年時(shí)達(dá)到“倒u型”的拐點(diǎn)。國內(nèi)關(guān)于教育不平等與收入不平等問題的研究文獻(xiàn)也非常多。賴德勝(1997)、白雪梅(2oo4)、杜鵬(2oo5)、楊俊和李雪松(2007)研究發(fā)現(xiàn)教育擴(kuò)展與收入分配不平等程度之間存在庫茲涅茨倒u型關(guān)系，陳釗、陸銘、金煜(2004)的實(shí)證表明我國各省的教育發(fā)展差距是造成收人不平等的主要原因，陳釗和陸銘(2005)實(shí)證得出收入分配與教育的關(guān)系隨時(shí)間不是線性的，楊俊、黃瀟和李曉羽(2008)實(shí)證發(fā)現(xiàn)教育不平等與收入分配差距并非簡(jiǎn)單的線性關(guān)系。其次，經(jīng)濟(jì)增長與收入分配不平等的研究。2O世紀(jì)50年代Kuznets(1955)提出了著名的“倒u型”假說，即收人分配差距會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)增長先增加后下降。

隨后Ahluwalia(1976)、Higgin和Wil-liamson(1999)、Clark、Xu和Zou(2003)等學(xué)者們發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長與收入分配不平等之間存在倒u型曲線效應(yīng)。然而Fishlow(1995)、Milanovik(1994)，Ram(1997)以及Deininger和Squire(1998)等學(xué)者的研究表明經(jīng)濟(jì)增長與收人分配不平等之間沒有顯著的相關(guān)性。Forbes(2000)分析得出經(jīng)濟(jì)增長與收入分配不平等呈正相關(guān)關(guān)系。Barro(2ooo)研究表明，若以全部國家為樣本，經(jīng)濟(jì)增長與收人分配不平等不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，但在區(qū)分窮國和富國后卻發(fā)現(xiàn)，窮國收入不平等會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)增長，而富國收入不平等則會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Panizza(2002)的研究表明經(jīng)濟(jì)增長與收入分配不平等有一定的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但這種關(guān)系并不穩(wěn)健。國內(nèi)關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長與收人不平等問題的研究文獻(xiàn)也非常豐富。尹恒、龔六堂、鄒恒甫(2005)研究表明，經(jīng)濟(jì)增長與收入分配不平等存在著一定程度的庫茲涅茨“倒u型”關(guān)系。曾憲明(2003)認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長與收人分配不平等并沒有必然的聯(lián)系，不能簡(jiǎn)單地認(rèn)為它們之間存在正相關(guān)或負(fù)相關(guān)關(guān)系。劉霖、秦宛順(2005)研究表明，經(jīng)濟(jì)增長與收入分配不平等存在正相關(guān)關(guān)系。

陸銘、陳釗、萬廣華(2005)實(shí)證驗(yàn)證了收入分配不平等通過投資和教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出負(fù)的影響。楊俊、張宗益和李曉羽()研究表明，．2005經(jīng)濟(jì)增長與收入分配不平等存在較為顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。上述實(shí)證研究方法豐富和發(fā)展了收入分配不平等理論，但是通過以上文獻(xiàn)的評(píng)論發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有的研究都是把收入不平等、經(jīng)濟(jì)增長以及教育不平等分開研究，而從上面分析可知經(jīng)濟(jì)增長與教育不平等對(duì)收入不平等都有著重要影響，因此，本研究把這三者統(tǒng)一到一個(gè)框架內(nèi)分析它們的相互關(guān)系，克服同類研究中片面分析某一方面的弊端。而且，國內(nèi)外大多學(xué)者基本上只考察教育不平等以及經(jīng)濟(jì)增長與收入不平等的靜態(tài)收入分配效應(yīng)，而沒有深入分析我國三者之間的動(dòng)態(tài)影響。另外，現(xiàn)有即使是證實(shí)了“倒U型”存在的研究，但是鮮有提出門檻值。基于上述分析，本研究試圖采用面板平滑轉(zhuǎn)移模型從教育不平等與經(jīng)濟(jì)增長兩個(gè)層次上實(shí)證分析二者對(duì)收入不平等的非線性效應(yīng)，并估算我國教育年限和經(jīng)濟(jì)的增長門檻值，為我國縮小收入分配差距政策提供有益參考和建議。

二、研究模型與數(shù)據(jù)描述

(一)面板平滑轉(zhuǎn)移模型簡(jiǎn)介自從Tong(1978)提出門檻回歸模型(Thresh—oldAuto—regression，簡(jiǎn)稱TAR)后，這種非線性時(shí)間序列模型得到了廣泛的應(yīng)用。而后Tiao和Tsay(1994)、Potter(1995)、Martems，Kofman和Vorst(1998)也利用此方法分析橫截面資料或面板資料。該模型是利用門限變量(Thresholdvariable)來決定不同的分界點(diǎn)，進(jìn)而利用門限變量的觀察值估計(jì)出適合的門檻值，這可以有效避免主觀判定分界點(diǎn)法所造成的偏誤。而后Andr6sGonzalez、TimoTerasvirta和DickvanDijk(2004)又提出了面板平滑轉(zhuǎn)移模型，又進(jìn)～步提高了實(shí)證研究的科學(xué)性。其面板平滑轉(zhuǎn)移模型可以表示為：y矗=++l’xag(qa；．y，c)+(1)其中Y是被解釋變量，是不可觀測(cè)時(shí)不變回歸變量，是含有時(shí)變外生變量的k維向量，q是可觀測(cè)的轉(zhuǎn)換變量，u是誤差項(xiàng)。g是關(guān)于q的連續(xù)跳躍型函數(shù)，按照Granger和Terasvirta(1993)，Ter~lsvirta(1994)以及Jansen和Terasvirta(1996)的定義，具體可表示為：g(q；，c)=(1+exp(一yn(q一)))～，JIy>0，cIs⋯sc(2)其中c=(c一，C)’是含有位置參數(shù)的m維向量，決定模型動(dòng)態(tài)變化發(fā)生的不同位置或門限。是轉(zhuǎn)換函數(shù)的斜率，表示從一個(gè)狀態(tài)轉(zhuǎn)移到另一個(gè)狀態(tài)的速度。m可以確定狀態(tài)的個(gè)數(shù)，常用的情形為m=l和m=2。分別對(duì)應(yīng)著兩種和三種極端狀態(tài)。更為一般的面板平滑轉(zhuǎn)移模型形式是：y=i+／30''''x+∑島(gU)；，cJ)+(3)g的方程形式仍然是(2)式，如果m=1，對(duì)不同的g而言轉(zhuǎn)換變量q都相同，y，一∞√=1，⋯，r，則(3)式就退化為Hansen(1999)r+1門檻回歸模型。因此，面板平滑轉(zhuǎn)移模型是面板門限模型的進(jìn)步拓展。Y=p+一+盧l’g血+⋯+。mx．qm+“’(4)(-)模型設(shè)定與數(shù)據(jù)變量描述結(jié)合(1)式設(shè)定最終估計(jì)模型為：=f+lE+盧02Lnx+(13lIE+／3l2Lnxn)g(A；y，c)+a(5)其中為地區(qū)收入基尼系數(shù)，為地區(qū)人均GDP，E為地區(qū)教育年限，A為轉(zhuǎn)換變量，采用2001—2008年我國大陸地區(qū)31個(gè)省(直轄市、自治區(qū))的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來源2001—2008各年的《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》，以及《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。扎用GDP平減指數(shù)(1978年=100)折算后的各省實(shí)際人均GDP來表示。其中各個(gè)計(jì)算公式如下：1．收入基尼系數(shù)測(cè)算。這里在蔡嘮、萬廣華(2OO6)所提出的全國收人基尼系數(shù)的算法上進(jìn)行稍微的變動(dòng)。

[(尺一1)P}(1一P)]／[(R一1)}P+1](6)其中P為城市人口與全省人口比，為城市居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入比。其中城市居民人均可支配收入用各城市居民人均可支配收入指數(shù)(1978=lOO)進(jìn)行了折算，而農(nóng)村居民人均純收入用各地區(qū)農(nóng)村居民人均純收入指數(shù)(1978=100)進(jìn)行了折算。2．平均教育年限測(cè)算。教育不平等一般是用相對(duì)指標(biāo)教育基尼系數(shù)與絕對(duì)指標(biāo)平均教育年限來衡量，在此采用后一種指標(biāo)。按照我國通常的教育年限將其劃分為不識(shí)字或識(shí)字很少、小學(xué)、初中、高中以及大專及以上的教育年限分別定為1、6、9、12、16即yl=1，y2=6，=9，y4=12，y5=16，貝0平均受教育年限的計(jì)算公式如下：E=I木ratiol+6ratio2+9木ratio3+12$ratio4+16ratio5(7)其中ratiol，ratio2，ratio3，ratio4,ratio5分別代表不識(shí)字或識(shí)字很少、小學(xué)、初中、高中以及大專及以上的學(xué)生數(shù)占6歲及以上人口數(shù)的比例。根據(jù)Granger和Tergisvirta(1993)以及Terasvirta(1994)的做法來確定位置參數(shù)個(gè)數(shù)，即先將m=3代入面板平滑轉(zhuǎn)移模型，并在=0處的一階泰勒級(jí)數(shù)展開式中，然后分別檢驗(yàn)H：p，=O，H02：132=0I133=0和H03：p1=0I132=133=0，如果三個(gè)檢驗(yàn)中H02最顯著則選擇m=2，否則選擇m=1。表2結(jié)果顯示，在三個(gè)檢驗(yàn)中，不論是標(biāo)準(zhǔn)的F檢驗(yàn)還是穩(wěn)健的F檢驗(yàn)，H∞的顯著性相對(duì)最強(qiáng)，因此，接受m：1，即存在兩種狀態(tài)的平滑轉(zhuǎn)移。(三)實(shí)證結(jié)果與分析首先，對(duì)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果顯示卡方統(tǒng)計(jì)量為14．7l，概率值為0．0006．，即在1％顯著水平拒絕原假設(shè)，說明模型更適合固定效應(yīng)。這就滿足Gonz~ez等(2004)提出的面板平滑轉(zhuǎn)移模型估計(jì)前提要求。下面分別以教育年限和經(jīng)濟(jì)增長作為轉(zhuǎn)換變量，實(shí)證研究教育不平等以及經(jīng)濟(jì)增長對(duì)收入差距的非線性影響。表1結(jié)果顯示，不論是標(biāo)準(zhǔn)的F檢驗(yàn)還是穩(wěn)健的F檢驗(yàn)，F(xiàn)值都顯著拒絕了線性模型的原假設(shè)，這說明面板數(shù)據(jù)具有明確的異質(zhì)性，用面板平滑轉(zhuǎn)移模型能夠很好捕捉到教育不平等以及經(jīng)濟(jì)增長對(duì)收入差距之間的非線性特征。

顯著性水平選擇標(biāo)準(zhǔn)可以隨著位置參數(shù)個(gè)數(shù)增加而越來越低，這樣可以避免過于龐大的模型。因此，這里選擇0．001的顯著性水平。表3結(jié)果顯示。教育年限為轉(zhuǎn)換變量的標(biāo)準(zhǔn)檢驗(yàn)指出兩種狀態(tài)的轉(zhuǎn)移模型未能完全捕捉到回歸方程中省份數(shù)據(jù)之間的異質(zhì)性，與之相反，穩(wěn)健檢驗(yàn)則說明沒有證據(jù)支持任何異質(zhì)性在模型中的存在。這可能是由于標(biāo)準(zhǔn)檢驗(yàn)在小樣本下可能忽視模型截面異方差性而存在檢驗(yàn)不可信的問題。因此，在此接受兩種狀態(tài)的轉(zhuǎn)換是合理的結(jié)論。表4估計(jì)結(jié)果顯示，教育年限在位置參數(shù)估計(jì)量7．7294兩側(cè)對(duì)收入差距的影響存在明顯區(qū)別。當(dāng)教育年限小于7．7294時(shí)，教育年限的產(chǎn)出彈性為一0．0342，這說明教育年限對(duì)收入差距產(chǎn)生正面效應(yīng)，即增加教育年限有利于收入差距的縮小。這可能主要是義務(wù)教育具有很大的溢出效應(yīng)，由此主要由財(cái)政負(fù)擔(dān)大部分的成本費(fèi)用，且只要多受一年的教育，所帶來的教育回報(bào)率是相對(duì)很大的，而且義務(wù)教育的機(jī)會(huì)成本相對(duì)來說是很小的。這印證了Knight和Sabot(1983)強(qiáng)調(diào)出的教育的擴(kuò)展會(huì)導(dǎo)致高學(xué)歷勞動(dòng)力的供給的相對(duì)增加而產(chǎn)生工資壓縮效應(yīng)，從而會(huì)減少教育的未來收益，從而降低收入不平等水平。

以及Becker和Chiswick(1966)，Chiswick(1971)，Winegarden(1979)，Gregofio和k(2002)等學(xué)者研究表明收入不平等與教育不平等正相關(guān)的結(jié)論。經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性為0．063，即經(jīng)濟(jì)增長和收入差距之間存在正的相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟(jì)的不斷增長，拉大了社會(huì)的貧富差距。當(dāng)教育年限大于7．7294時(shí)，就會(huì)出現(xiàn)另一番估計(jì)結(jié)果：教育年限的產(chǎn)出彈性為0．0491，這說明教育年限對(duì)收入差距產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)，增加教育年限會(huì)拉大收入差距。這可能是隨著教育年限的增加，教育費(fèi)用的增加，教育機(jī)會(huì)成本的相應(yīng)提高，導(dǎo)致我國特有的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下以農(nóng)村為主的學(xué)生在完成義務(wù)教育后，進(jìn)一步深造的概率很小。因此，教育不平等程度降低所帶來的好處首先被相對(duì)優(yōu)勢(shì)階層所獲取，弱勢(shì)階層卻很難得到，從而加大了收入分配差距。這印證了Knight和Sabot(1983)強(qiáng)調(diào)出的教育的擴(kuò)展會(huì)導(dǎo)致高學(xué)歷群體規(guī)模相對(duì)擴(kuò)大而產(chǎn)生結(jié)構(gòu)效應(yīng)，貧富差距不斷擴(kuò)大，從而會(huì)加大收入分配不平等水平。以及Psacharo—poulos(1977)，Park(1996)等學(xué)者通過分析得出教育不平等與收入差距顯著負(fù)相關(guān)的結(jié)論。經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性為一0．0599，即經(jīng)濟(jì)增長和收人差距之間存在負(fù)的相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟(jì)的不斷增長會(huì)縮小社會(huì)的貧富差距。經(jīng)濟(jì)增長在位置參數(shù)5．2444兩側(cè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出截然不同的兩種狀態(tài)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長小于5．2A．A．4．時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性為0．068，即經(jīng)濟(jì)增長和收入差距之間存在正的相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟(jì)的不斷增長，拉大了社會(huì)的貧富差距。這可能是由于我國發(fā)展初期先讓一些地方先優(yōu)先發(fā)展起來的戰(zhàn)略所導(dǎo)致的，優(yōu)先扶持一些地方的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，導(dǎo)致隨著財(cái)政支出的增加，國家優(yōu)先經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地方的基礎(chǔ)設(shè)施的完善，而這就不可必免的拉大了發(fā)達(dá)與不發(fā)達(dá)地區(qū)的收入差距。

這印證了Forbes(2000)等學(xué)者使用跨國的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析得出收入分配不平等與經(jīng)濟(jì)增長呈正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論。而教育年限的產(chǎn)出彈性為一0．0416，這說明人均ODP教育年限對(duì)收入差距產(chǎn)生正面效應(yīng)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長大于5．2A,4n．．時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性為一0．0708，即經(jīng)濟(jì)增長和收入差距之間存在負(fù)的相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟(jì)的不斷增長，縮小了社會(huì)的貧富差距。這可能是經(jīng)濟(jì)增長到一定的程度，發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)輻射效應(yīng)，落后地區(qū)的后發(fā)優(yōu)勢(shì)，以及國家的宏觀調(diào)控等因素導(dǎo)致各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平不斷提高，人民收入水平也不斷的提高，發(fā)達(dá)與落后地區(qū)收入水平逐漸趨同。這印證了Panizza(2002)等學(xué)者研究得到的兩者間有一定的負(fù)相關(guān)關(guān)系結(jié)論。而教育年限的產(chǎn)出彈性為O0561，這說明教育年限對(duì)收入差距產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)。上述估計(jì)說明我國教育年限以及經(jīng)濟(jì)增長都對(duì)收入差距具有非線性影響。而圖1邏輯斯蒂平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)曲線進(jìn)步證實(shí)了這種推論，經(jīng)濟(jì)增長和教育年限均在最優(yōu)值兩側(cè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響是不對(duì)稱的，并且教育年限在兩種狀態(tài)下的轉(zhuǎn)換速度相對(duì)更快些。另外，教育年限與經(jīng)濟(jì)增長對(duì)收入分配差距所起的作用是一種此消彼長的關(guān)系。而且，由于存在這樣的關(guān)系，政府更應(yīng)該針對(duì)我國目前的公共教育支出低于世界水平的現(xiàn)狀，加大對(duì)公共教育投入，使其增長率高于GDP增長率，在一定程度上有效的解決我國的收入分配差距。

三、結(jié)論與對(duì)策建議

上述研究表明我國教育年限以及經(jīng)濟(jì)增長對(duì)收入不平等都具有非線性效應(yīng)，并且二者在最優(yōu)值兩側(cè)對(duì)收入不平等的影響均具有非對(duì)稱性。教育年限對(duì)收人不平等的門檻值為7．7294，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)收入不平等的門檻值為5．24A．A．。并且，教育年限的轉(zhuǎn)換速度要比經(jīng)濟(jì)增長的轉(zhuǎn)換速度快，而教青年強(qiáng)且我們發(fā)現(xiàn)教育年限與經(jīng)濟(jì)增長對(duì)收入分配差距所起的作用是一種此消彼長的關(guān)系。因此，而從實(shí)證結(jié)果中得出，現(xiàn)階段我國要關(guān)注民生，改善民生，縮小收入差距就必須因地制宜的采取措施。具體可以從以下幾個(gè)方面人手：首先，對(duì)于教育年限還沒有達(dá)到門檻值的如西藏、云南以及貴州等地區(qū)，這些地區(qū)的教育年限增加會(huì)縮小收入分配差距，且教育年限的轉(zhuǎn)換速度要比經(jīng)濟(jì)增長的轉(zhuǎn)換速度快，因此即使人均GDP對(duì)數(shù)值都還沒有超過5．2444．，那么政府在發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)的同時(shí)也應(yīng)該優(yōu)先發(fā)展教育事業(yè)，加大教育投入，提高學(xué)生的教育年限，使教育的供給的跟上本地區(qū)對(duì)教育的需求，改變由于教育供求的失衡所導(dǎo)致的收入分配差距。其次，對(duì)于教育年限已經(jīng)大大超過門檻值的如上海、北京以及天津等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，教育年限的增加會(huì)擴(kuò)大收入差距，而這些地區(qū)2008年的人均GDP對(duì)數(shù)值都已經(jīng)超過了5．2444，說明這些地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長會(huì)縮小收入分配差距。因此，政府在保持本地區(qū)教育己有的教育水平的同時(shí)應(yīng)該優(yōu)先發(fā)展落后地方的經(jīng)濟(jì)，加大對(duì)本地區(qū)下屬經(jīng)濟(jì)落后地方的財(cái)政投入，發(fā)揮經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)市區(qū)等的經(jīng)濟(jì)輻射作用，改變由于地方經(jīng)濟(jì)落后所導(dǎo)致的收入分配差距。最后，中央政府應(yīng)該積極均衡發(fā)達(dá)地區(qū)與不發(fā)達(dá)地區(qū)的收入分配差距，減少由于省間發(fā)展不均衡所導(dǎo)致的收入分配差距。因此，教育角度上：教育投入層次上應(yīng)該更多向義務(wù)教育傾斜；教育投入?yún)^(qū)域上重點(diǎn)應(yīng)該是中西部，教育機(jī)會(huì)上重點(diǎn)是低收入人群等措施；經(jīng)濟(jì)增長角度：中央政府應(yīng)該有效的發(fā)揮宏觀調(diào)控作用，在有效的均衡各地經(jīng)濟(jì)資源配置同時(shí)，有效的調(diào)控各地區(qū)的發(fā)展重點(diǎn)，激發(fā)發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)輻射效應(yīng)和落后地區(qū)的經(jīng)濟(jì)先后優(yōu)勢(shì)。