于 洋，于 薇，呂康銀

(1.東北師范大學(xué) 地理科學(xué)學(xué)院，吉林 長春 130024； 2.長春中醫(yī)藥大學(xué) 招生就業(yè)處，吉林 長春 130117；3.東北師范大學(xué) 商學(xué)院，吉林 長春 130117)

一、引 言

1978年后，改革開放給中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入了前所未有的活力，我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入了30余年的高速增長期，1978～2013年間我國名義人均GDP增長率高達(dá)14.57%，即使消除價格因素后按照可比價格計算的實際人均GDP增長率也有8.77%，被譽(yù)為“東亞奇跡”(世界銀行，1995)[1]和“中國奇跡”(林毅夫等，1999)[2]。居民收入水平和生活質(zhì)量也有了明顯提高，1978～2013年城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入增長率高達(dá)13.56%，農(nóng)村居民家庭人均純收入增長率高達(dá)12.97%。然而在全國經(jīng)濟(jì)高速增長、整體收入水平顯著提高的同時，也出現(xiàn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不均衡、收入差距顯著拉大問題。各省人均GDP 年均增長率的標(biāo)準(zhǔn)差從改革開放前的1.44%增加到2012年的3.09%；地區(qū)間收入差距由改革開放初期的0.12增加到1994年的0.17，增加了41.67%。

可見，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與區(qū)域收入差距之間存在事實性的相關(guān)關(guān)系，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的不平衡通常被認(rèn)為是區(qū)域收入差距的重要原因之一，但是區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡及區(qū)域收入差距究竟表現(xiàn)出怎樣的相關(guān)性？其背后的原因是什么？經(jīng)濟(jì)增長中的哪些因素是導(dǎo)致這些不平衡的主要原因？新古典增長理論(Barro和Sala-I-Martin, 2002[3]；林毅夫、劉明興，2003[4])、新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論(Chen,1996[5]；陳長石、劉晨暉，2015[6])、空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)(Cai 等, 2002[7]；吳玉鳴，2006[8])、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論(林毅夫、劉培林，2003[9]；余吉祥、沈坤榮，2013[10])等分別從不同的視角對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡與收入分配地區(qū)間差異之間的相關(guān)關(guān)系展開研究，研究的視角包括儲蓄與投資對勞動力轉(zhuǎn)移及經(jīng)濟(jì)增長變動的影響；收入變動對消費(fèi)及經(jīng)濟(jì)增長的影響；空間集聚對經(jīng)濟(jì)增長的地區(qū)間差距的縮小是否具有正向積極作用；空間溢出效應(yīng)是否有利于產(chǎn)業(yè)在地區(qū)間轉(zhuǎn)移從而帶動勞動力的轉(zhuǎn)移等方面。

整體來看，我國地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長差別呈現(xiàn)倒U型變動趨勢。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)發(fā)散狀態(tài)，但這種發(fā)散并不是長久持續(xù)的，隨著經(jīng)濟(jì)增長水平的提高，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長開始呈現(xiàn)持續(xù)收斂的態(tài)勢，而且沒有證據(jù)表明有再度發(fā)散的跡象。我國收入分配的地區(qū)間差異也呈現(xiàn)倒U型變動趨勢。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，無論是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入還是農(nóng)村居民人均純收入的地區(qū)間差異都表現(xiàn)為震蕩上升的趨勢，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，收入差距于2006年左右達(dá)到峰值后開始持續(xù)下降。其中農(nóng)村居民人均純收入的倒U型的轉(zhuǎn)折點(diǎn)相對全國而言出現(xiàn)的更早，于2003年已經(jīng)實現(xiàn)差距的轉(zhuǎn)折。而城鎮(zhèn)居民的地區(qū)間收入差異的影響因素相對農(nóng)村而言更加復(fù)雜，在國際環(huán)境、要素稟賦等多重因素的影響下于2005年才進(jìn)入下降通道，并且這種下降趨勢表現(xiàn)出一定的穩(wěn)定性。

本文將協(xié)整理論運(yùn)用到區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡與收入分配地區(qū)間差異的研究中，分析兩者之間是否具有長期的穩(wěn)定、均衡的關(guān)系。若兩者之間存在均衡關(guān)系，則兩者存在協(xié)整關(guān)系，說明兩者之間存在某種穩(wěn)定的內(nèi)在作用機(jī)制。

二、區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡與收入分配地區(qū)間差異的協(xié)整檢驗

本文采用Johansen提出的極大似然法進(jìn)行模型的選擇和協(xié)整分析，對1995～2013年我國省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡與收入分配地區(qū)間差異之間是否存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行實證研究。

首先，分析28個省市地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長不平衡指標(biāo)與收入分配地區(qū)間差異指標(biāo)的穩(wěn)定性，確定單整變量的階數(shù)。本文分別以基尼系數(shù)、泰爾T指數(shù)(以下簡稱泰爾指數(shù))為例進(jìn)行分析，觀察其時間序列的變動趨勢，如圖1所示。

圖1 區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡和地區(qū)間收入分配差異序列的趨勢圖(1995～2013年)

圖1中第一行的三個趨勢圖分別為1995～2013年我國28個省市人均GDP的基尼系數(shù)的對數(shù)值(lnGpgdp)、城鎮(zhèn)居民可支配收入的基尼系數(shù)的對數(shù)值(lnGu)、農(nóng)村居民人均純收入的基尼系數(shù)的對數(shù)值(lnGr)的變動趨勢；第二行的三個趨勢圖分別為人均GDP的泰爾指數(shù)的對數(shù)值(lnTpgdp)、城鎮(zhèn)居民可支配收入的泰爾指數(shù)的對數(shù)值(lnTu)、農(nóng)村居民人均純收入的泰爾指數(shù)的對數(shù)值(lnTr)的變動趨勢。前文已經(jīng)對此做出了詳細(xì)的分析，此處不再贅述。由圖1可知，無論何種地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長的不平衡指標(biāo)或收入分配地區(qū)間差異的指標(biāo)均表現(xiàn)出非平穩(wěn)的特征。為避免對非平穩(wěn)序列回歸可能帶來的虛假回歸的問題，必須確定各個非平穩(wěn)序列的單整階數(shù)，通過差分的辦法實現(xiàn)時間序列的平穩(wěn)化。

對上述時間序列進(jìn)行一階差分，差分后時間序列的趨勢如圖2所示。由圖2可知，一階差分后各時間序列基本上趨于平穩(wěn)。

圖2 區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡和地區(qū)間收入分配差異序列一階差分后的趨勢圖(1995～2013年)

下面通過ADF檢驗和PP檢驗，進(jìn)一步檢驗差分后變量的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果如表1所示。研究表明，經(jīng)過一階差分后，雖然各個序列的顯著性略有差異，但是不能否定的是各個時間序列均由非平穩(wěn)序列變?yōu)槠椒€(wěn)序列，即均為一階單整序列，它們具有相同的階數(shù)，因此可以進(jìn)行相應(yīng)的協(xié)整分析。

表1 區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡和地區(qū)間收入分配差異序列的ADF檢驗結(jié)果

注：***、**、*分別表示回歸系數(shù)在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著。

下面就是否存在協(xié)整關(guān)系展開研究。本文采用的是Johansen似然比檢驗法。這種基于VAR模型的檢驗方法并非一次完成的獨(dú)立檢驗，而需要針對多種不同的取值進(jìn)行連續(xù)的檢驗。本文使用Eviews統(tǒng)計軟件，其對兩個變量之間的協(xié)整關(guān)系的檢驗原理在于從檢驗不存在協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)開始，然后是最多一個協(xié)整關(guān)系，若接受原假設(shè)則說明不存在協(xié)整關(guān)系，檢驗結(jié)束；若拒絕原假設(shè)則說明存在一個協(xié)整關(guān)系。

首先，確定滯后階數(shù)。通常的做法是采用AIC準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則和LR檢驗綜合考慮選取滯后階數(shù)。一般而言，AIC準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則與LR檢驗發(fā)生矛盾時，以LR檢驗為準(zhǔn)。本文通過對多個樣本的分析，最終確定了滯后階數(shù)。如表2所示。

表2 滯后階數(shù)的選擇模型

其次，在確定了滯后階數(shù)后，建立對應(yīng)的無約束的向量自回歸(VAR)模型。模型如下：

(1)

其中，α0為截距項，αi和βi均為回歸系數(shù)，ut為隨機(jī)擾動項，k為最大滯后期。

并基于此進(jìn)行Johansen似然比檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 協(xié)整檢驗結(jié)果

注：***、**、*分別表示回歸系數(shù)在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著。

研究表明，1995～2013年我國28個省市間的人均GDP的差異與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入之間具有顯著的協(xié)整關(guān)系，這是一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。關(guān)系表述如下：

(2)

由式(2)可知：第一，截距項普遍為正，說明1995～2013年我國地區(qū)間人均GDP的差異明顯高于地區(qū)間收入分配的差距。第二，就基尼系數(shù)而言，我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的基尼系數(shù)每下降1%，則人均GDP的基尼系數(shù)將下降5.356%；農(nóng)村居民人均純收入的基尼系數(shù)每下降1%，則人均GDP的基尼系數(shù)下降1.514%。說明城鎮(zhèn)居民收入差距的下降對平擬地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長差別的作用更加顯著。第三，就泰爾指數(shù)而言，由泰爾指數(shù)的變動反映出的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡與收入分配地區(qū)間差異的相關(guān)關(guān)系與基尼系數(shù)別無二致。我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的泰爾指數(shù)每下降1%，則人均GDP的泰爾指數(shù)將下降3.276%；農(nóng)村居民人均純收入的泰爾指數(shù)每下降1%，則人均GDP的泰爾指數(shù)下降2.703%。城鎮(zhèn)居民收入差距的下降對經(jīng)濟(jì)增長差異下降的促進(jìn)作用仍然顯著高于農(nóng)村。

三、向量誤差修正模型

此外，恩格爾(Engle)和格蘭杰(Granger)在傳統(tǒng)的誤差修正模型(DHSY)的基礎(chǔ)上，提出了著名的Granger表述定理(Granger representaion theorem)，認(rèn)為如果兩變量之間存在協(xié)整關(guān)系，那么它們在長期內(nèi)保持平衡穩(wěn)定的關(guān)系，但是短期可能出現(xiàn)的非均衡關(guān)系完全可以由一個誤差修正模型表述?；诖?，我們通過建立誤差修正模型就可以清楚地區(qū)分區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的不平衡與收入分配地區(qū)間差異可能存在的短期不均衡與必然出現(xiàn)的長期均衡。

對式(1)等號左邊的向量進(jìn)行差分即可得到向量誤差修正模型(VEC)，模型表達(dá)如下：

(3)

其中，ecm為誤差修正項。

模型回歸結(jié)果如表4所示。

研究表明：第一，總體來看，1995～2013年，雖然區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡和收入分配地區(qū)間差距表現(xiàn)為長期的均衡關(guān)系，但是在短期內(nèi)，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長差異呈現(xiàn)出來的狀態(tài)是地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長的差距明顯高于長期均衡狀態(tài)，此時，誤差修正項會產(chǎn)生作用將其拉回到長期均衡線；而短期內(nèi)收入分配的地區(qū)間差異可能略低于長期均衡狀態(tài)，表現(xiàn)為虛假的地區(qū)間收入分配的公平，但是從長期來看誤差修正項會將其拉升至長期均衡狀態(tài)。第二，具體到城鎮(zhèn)與農(nóng)村來看，城鎮(zhèn)居民的地區(qū)間收入差距的誤差修正項低于農(nóng)村，一方面由于城鎮(zhèn)居民收入差別的基數(shù)較小，另一方面也說明農(nóng)村收入差別的短期波動明顯高于城鎮(zhèn)。第三，就區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長差異與收入差異比較而言，誤差修正項對收入差異的影響作用更加顯著，說明收入差異受到外部因素的影響更加顯著。這就為區(qū)域發(fā)展政策的制定提供了很好的理論依據(jù)，政府可以在不影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)上，實現(xiàn)對收入分配地區(qū)間差異的一定程度的調(diào)整。

表4 向量誤差修正模型回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示回歸系數(shù)在1%，5%和10%的顯著性水平下顯著。

四、格蘭杰因果檢驗

本文研究可知區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡與收入分配地區(qū)間差異之間存在某種長期的穩(wěn)定關(guān)系。但是并不直接意味著兩者之間存在必然的因果關(guān)系。本文采用格蘭杰(Granger)因果檢驗方法來驗證兩者之間是否存在必然的因果關(guān)系及存在何種因果關(guān)系。分別對我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的地區(qū)間差異及農(nóng)村居民人均純收入的地區(qū)間差異與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡之間的相互關(guān)系進(jìn)行格蘭杰(Granger)因果檢驗，構(gòu)建模型如下。模型中滯后期的選擇仍然參照表2的選擇結(jié)果。

模型一：

(4)

模型二：

(5)

模型三：

(6)

模型四：

(7)

分別對模型一、模型二、模型三和模型四進(jìn)行假設(shè)檢驗，原假設(shè)為解釋變量并非被解釋變量的原因，隨后分別進(jìn)行無假設(shè)條件的回歸和有假設(shè)條件的回歸。

Y=ΣαiYt-i+ΣβiXt-i+εi

(8)

Y=ΣαiYt-i+εi

(9)

并構(gòu)建F統(tǒng)計變量如下：

(10)

其中，RSSR，RSSUR分別為方程(8)和方程(9)的殘差平方和，N為樣本數(shù)量，K為回歸參數(shù)的個數(shù)，q為限制參數(shù)的個數(shù)。若F統(tǒng)計值大于臨界值則拒絕原假設(shè)，即解釋變量是被解釋變量的原因；否則接受原假設(shè)，即兩者之間不存在格蘭杰因果關(guān)系。

模型計算結(jié)果如表4所示。研究表明：整體來看，兩者之間并非雙向格蘭杰因果關(guān)系，并且基于不同的差異指標(biāo)得到的因果關(guān)系的方向完全相反。這是非常值得深入研究的。本文試圖從基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)本身的特性及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實情況兩個方面解釋這一現(xiàn)象。

1.泰爾指數(shù)相對基尼系數(shù)而言，對兩端的數(shù)據(jù)值的變動更加敏感，而基尼系數(shù)則對眾數(shù)組的數(shù)據(jù)值的變動更加敏感。以人均GDP為例，經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對落后的省份其人均GDP的大幅上升帶來的泰爾指數(shù)下降的影響程度遠(yuǎn)高于基尼系數(shù)，觀察1995～2013年我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的變動趨勢不難發(fā)現(xiàn)，2003年之后泰爾指數(shù)的下降幅度明顯高于基尼系數(shù)的下降幅度。

2.以基尼系數(shù)衡量的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的地區(qū)間差異是人均GDP地區(qū)間差異的格蘭杰原因，而以泰爾指數(shù)衡量的地區(qū)間收入差距并非區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡的格蘭杰原因。這是因為收入地區(qū)間基尼系數(shù)上升主要是由于收入眾數(shù)組的差距拉大造成的。換言之，中等收入水平省份的人均收入與高收入水平省份的人均收入差距擴(kuò)大，必然導(dǎo)致中等收入水平省份的勞動力向高收入水平省份轉(zhuǎn)移，而勞動力的轉(zhuǎn)移往往伴隨著勞動力質(zhì)量的提高和投資的增加，從而帶動高收入水平省份的經(jīng)濟(jì)增長，加劇了經(jīng)濟(jì)增長的不平衡，收入水平的差距導(dǎo)致的勞動力流動先于經(jīng)濟(jì)增長差異的擴(kuò)大，因而人均收入的地區(qū)間差異是區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡的格蘭杰原因。此外，中等收入省份多為承接?xùn)|部發(fā)達(dá)地區(qū)轉(zhuǎn)移產(chǎn)業(yè)的中部地區(qū)，為了縮小與發(fā)達(dá)地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)差距，必然加大人力資本投入以縮小與發(fā)達(dá)省份的收入差距吸引高素質(zhì)勞動力流入本地，而落后地區(qū)則很難通過提高人均收入的方式縮小與其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的差距，或者說落后地區(qū)收入差距的縮小不會先于經(jīng)濟(jì)增長差距的縮小，即以泰爾指數(shù)衡量的地區(qū)間收入差距的縮小(擴(kuò)大)并非經(jīng)濟(jì)增長差距縮小的格蘭杰原因。

3.以泰爾指數(shù)衡量的人均GDP的地區(qū)間差異是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的地區(qū)間差異的格蘭杰原因，而以基尼系數(shù)衡量的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的不平衡并非收入分配地區(qū)間差異的格蘭杰原因。這是因為經(jīng)濟(jì)增長地區(qū)間差異的泰爾指數(shù)的下降主要是由落后地區(qū)人均GDP的上升帶來的。如前所述，泰爾指數(shù)對極值數(shù)據(jù)的變動比基尼系數(shù)更加敏感，落后地區(qū)人均GDP與其他地區(qū)之間的差距縮小會在很大程度上拉動泰爾指數(shù)降低。根據(jù)前文分析可知，西部地區(qū)內(nèi)部人均GDP的差距逐漸擴(kuò)大，而東中西部組間差距對總體差距的貢獻(xiàn)率逐漸降低，也在一定程度上說明了泰爾指數(shù)的大幅降低是由于落后地區(qū)的人均GDP的提高造成的。而落后地區(qū)發(fā)展的關(guān)鍵在于投資的增加，這些投資的增加并非來自于收入水平的提高帶來的儲蓄增加，因而收入差距的縮小并不是以泰爾指數(shù)衡量的經(jīng)濟(jì)增長差距的縮小造成的。相反地，落后地區(qū)人均GDP的提高很大程度上會通過創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會帶動該地區(qū)收入的增加，即經(jīng)濟(jì)增長差距的縮小是收入差距縮小的原因。

因此，選擇不同的指標(biāo)表現(xiàn)為不同的因果關(guān)系這一看似很難理解的事情卻包含著一定的必然性，這與中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實緊密相聯(lián)。通過對這一現(xiàn)象的深入分析可以進(jìn)一步揭示我國當(dāng)前區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡與收入分配地區(qū)間差異的因果關(guān)系。

此外，對格蘭杰因果關(guān)系的研究還有助于回答區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡的倒U型轉(zhuǎn)折點(diǎn)為何明顯早于收入分配地區(qū)間差異的倒U轉(zhuǎn)折點(diǎn)這一問題。在西部落后地區(qū)大規(guī)模投資的推動下，落后地區(qū)與發(fā)達(dá)地區(qū)人均GDP差距的縮小帶動了泰爾指數(shù)的大幅下降，而經(jīng)濟(jì)增長差異作為收入差距的格蘭杰因果關(guān)系，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長的差異出現(xiàn)轉(zhuǎn)折必然早于收入差距的轉(zhuǎn)折。而中等收入地區(qū)與發(fā)達(dá)地區(qū)間收入差距的縮小也必然帶來經(jīng)濟(jì)增長差距的縮小，從這個角度來說兩者之間存在著相互影響的協(xié)同關(guān)系。

表5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

注：***、**、*分別表示回歸系數(shù)在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著。

五、結(jié) 論

本文分別選用了基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)對我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均純收入的地區(qū)間差距與人均GDP的地區(qū)間差距之間的相互關(guān)系進(jìn)行了協(xié)整檢驗。檢驗結(jié)果表明：區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡與收入分配地區(qū)間差異之間存在著一種長期的穩(wěn)定關(guān)系。(1)1995～2013年我國地區(qū)間人均GDP的差異明顯高于地區(qū)間收入分配的差距。(2)我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的基尼系數(shù)每下降1%，則人均GDP的基尼系數(shù)將下降5.356%(泰爾指數(shù)下降3.276%)；農(nóng)村居民人均純收入的基尼系數(shù)每下降1%，則人均GDP的基尼系數(shù)下降1.514%(泰爾指數(shù)下降2.703%)。說明城鎮(zhèn)居民收入差距的下降對平擬地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長差別的作用更加顯著。

此外，通過建立向量誤差修正模型(VEC)探究區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡和收入分配地區(qū)間差異的長期穩(wěn)定關(guān)系與短期波動。研究表明：(1)總體來看，在短期內(nèi)，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長差距可能表現(xiàn)為高于長期均衡水平的狀態(tài)，此時，誤差修正項會產(chǎn)生作用將其拉回到長期均衡線；而收入分配的地區(qū)間差異則可能略低于長期均衡狀態(tài)，表現(xiàn)為虛假的地區(qū)間收入分配的公平。(2)具體到城鎮(zhèn)和農(nóng)村來看，城鎮(zhèn)居民收入的地區(qū)間差異的誤差修正項低于農(nóng)村，一方面由于城鎮(zhèn)居民收入差距的基數(shù)較小，另一方面也說明農(nóng)村收入差距的短期波動明顯高于城鎮(zhèn)。(3)就區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長差異與收入差異比較而言，誤差修正項對收入差異的影響作用更加顯著，說明收入差異受到外部因素的影響更加顯著。這為制定區(qū)域發(fā)展政策提供了很好的理論依據(jù)，政府可以在不影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)上，實現(xiàn)對收入分配地區(qū)間差異的一定程度的調(diào)整。

整體來看，兩者之間并非雙向格蘭杰因果關(guān)系，并且基于不同的差異指標(biāo)得到的因果關(guān)系的方向完全相反，通過對這一現(xiàn)象的深入分析有助于揭示我國當(dāng)前區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡與收入分配地區(qū)間差異的深層次的因果關(guān)系。以基尼系數(shù)衡量的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的地區(qū)間差異是人均GDP地區(qū)間差異的格蘭杰原因，而以泰爾指數(shù)衡量的地區(qū)間收入差異并非區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡的格蘭杰原因。這是因為收入地區(qū)間基尼系數(shù)上升主要是由于收入眾數(shù)組的差距拉大造成的。換言之，中等收入水平省份的人均收入與高收入水平省份的人均收入差距擴(kuò)大，必然導(dǎo)致中等收入水平省份的勞動力向高收入水平省份轉(zhuǎn)移，而勞動力的轉(zhuǎn)移往往伴隨著勞動力質(zhì)量的提高和投資的增加，從而帶動高收入水平省份的經(jīng)濟(jì)增長，加劇了經(jīng)濟(jì)增長的不平衡，收入水平的差距導(dǎo)致的勞動力流動先于經(jīng)濟(jì)增長差異的擴(kuò)大。而泰爾指數(shù)的下降則主要是由于落后地區(qū)人均GDP的上升帶來的，落后地區(qū)發(fā)展的關(guān)鍵在于投資的增加，而這些投資的增加并非來自于收入水平的提高帶來的儲蓄增加，因而收入差距的縮小并不是以泰爾指數(shù)衡量的經(jīng)濟(jì)增長差距的縮小造成的；相反地，落后地區(qū)人均GDP的提高很大程度上會通過創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會帶動該地區(qū)收入的增加，即經(jīng)濟(jì)增長差距的縮小是收入差距縮小的原因。

對這一現(xiàn)象的分析正好回答了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不平衡的倒U型轉(zhuǎn)折點(diǎn)為何明顯早于收入分配地區(qū)間差異的倒U轉(zhuǎn)折點(diǎn)這一問題。在西部落后地區(qū)大規(guī)模投資的推動下，落后地區(qū)與發(fā)達(dá)地區(qū)人均GDP差距的縮小帶動了泰爾指數(shù)的大幅下降，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長的差異出現(xiàn)轉(zhuǎn)折必然早于收入差距的轉(zhuǎn)折。而中等收入地區(qū)與發(fā)達(dá)地區(qū)間收入差距的縮小也必然帶來經(jīng)濟(jì)增長差距的縮小，從這個角度上來說兩者之間存在著相互影響的協(xié)同關(guān)系。

[1]世界銀行.東亞的奇跡[M].北京：中國財政金融出版社,1995.

[2]林毅夫,蔡昉,李周.比較優(yōu)勢與發(fā)展戰(zhàn)略——對“東亞奇跡”的再解釋[J].中國社會科學(xué),1999,(5).

[3]Barro,R.,Sala-I-Martin,X.Economic Growth：Second edition[M].New York:McGraw-Hill,Inc，2002.

[4]林毅夫,劉明興.中國的經(jīng)濟(jì)增長收斂與收入分配[J].世界經(jīng)濟(jì),2003, (8):3-14.

[5]Chen,J.,Fleisher,B..Regional Income Inequality and Economic Growth in China[J].JournalofComparative Economics,1996，221：141～164.

[6]陳長石,劉晨暉.基于中心——外圍模型的區(qū)域發(fā)展不平衡測算及其空間分解——兼論中國地區(qū)發(fā)展不平衡來源及收斂性：1990-2012[J].經(jīng)濟(jì)管理, 2015,(2).

[7]Cai,F.,Wang,D.W.,Du,Y.Regional Disparity and Economic Growth in China: The Impact of Labor Market Distortions[J].China Economic Review,2002，13：197～212.

[8]吳玉鳴.中國省域經(jīng)濟(jì)增長趨同的空間計量經(jīng)濟(jì)分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2006,23(12):101-108.

[9]林毅夫,劉培林.中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略與地區(qū)收入差距[J].經(jīng)濟(jì)研究,2003,(3):19-25.

[10]余吉祥,沈坤榮.跨省遷移、經(jīng)濟(jì)集聚與地區(qū)差距擴(kuò)大[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué),2013,(2):33-44.