财政性社会保障支出、收入分配
与经济增长的实证检验
孙文基，李建强
（苏州大学商学院，江苏苏州215021）
摘要：文章在通过基尼系数和泰尔指数对中国1978~2008年城乡收入分配不平等测算的基础
上，使用基于VAR 的Granger 因果检验、脉冲响应函数等方法研究财政性社会保障支出、城乡收入分配与经济增长之间的动态关系。
关键词：动态效率；城乡基尼系数；城乡泰尔指数中图分类号：F812
文献标识码：A
文章编号：1002－6487（2011）02－0112-04有调节作用。
11.1
理论分析
凯恩斯主义视野下的社会保障
凯恩斯主义认为社会生产能力决定的供给往往大于社
布兰查德和费希尔（1996）构建一个绝对风险厌恶系数为常数的效用函数来说明不确定性对居民消费行为的影响。假定消费者面临如下的跨时优化决策问题
T-1
会真实有效的需求，经济的增长是由需求决定的。因此，这里我们主要从需求角度分析社会保障与经济增长的关系。我们借鉴杨天宇（2002）将收入分配引入乘数理论中的思路，设C 和Y 代表总消费和国民收入，a 、b 、c 分别表示低收入阶层、中等收入阶层和高收入阶层在国民收入分配中所占份额，可以刻画出一个社会收入分配的格局。
MaxE[Σ(-1/α)exp(-αC t )]
t =0
（4）（5）
A t+1=At +Yt -C t ,Y t =Yt-1+et ,e t ～N(0,σ2)
其中，A 表示居民资产，C 表示居民消费，Y 表示居民收入，α表示绝对风险厌恶系数。假设居民生存T 期，主观时间贴现率等于利率，并都为0，居民收入不确定，服从随机游走。
联立（4）式和（5）式可解得
2
C t =1A t +Yt -α(T-t-1)σ
C=α+aβ1Y+bβ2Y+cβ3Y （1）
（6）
其中α是常数表示全社会必要的自发消费支出，即收入为0时举债或动用储蓄也必须要有的基本生活消费。β1、β2和β3分别表示低收入阶层、中等收入阶层和高收入阶层的边际消费倾向。根据边际效用递减规律，我们知道不同收入阶层的边际消费倾向也是不同的，这里有β1>β2>β3，那么全社会的边际消费倾向β和支出乘数k 分别为
（6）式表明在不确定条件下，居民消费水平是财富、收入和不确定性的函数。政府提供的社会保障能够分散或化解居民所面临的不确定性，提高居民消费水平。
1.2新古典主义视野下的社会保障
与凯恩斯主义不同，新古典主义认为供给等于需求，长
β=dC/dY=aβ1+bβ2+cβ3
k=1/(1-β)=1/(1-aβ1-b β2-c β3)
（2）（3）
期经济处于均衡状态，生产能力决定经济增长。这里，我们考察一个简单的经济社会，在产品市场上t 期的总需求为Y t ，投资为I t ，消费为C t ，s 表示储蓄率并假定这一储蓄率在一定时期内保持不变。
对于一定时期的一个社会而言，不同收入阶层的边际消费倾向是固定不变的，则（3）式就反映了如果国民收入分配差距过大，即中低收入阶层在国民收入分配中所占份额小于高收入阶层，全社会边际消费倾向要下降，支出乘数也要下降。可见，收入分配越不平等，启动内需就越困难。但是，只要政府通过社会保障在不同收入阶层之间进行再分配调整，就能使全社会边际消费倾向和支出乘数不同程度的上升。当然，对于不确定条件下，偏爱稳定消费流的居民会更积极地选择储蓄，以防患于未然。此时，社会保障对居民的消费更具
Y t =Ct +It sY t =Yt -C t
（7）（8）
产品市场上的总供给完全由物质资本所决定，Y t p 表示潜在生产能力，A 表示资本生产率，投资的回报是一个长期过程，因此A 是小于1的常数，K t 表示物质资本，d 表示折旧率。
Y t p =AKt
K t =（1-d ）K t-1+It
（9）（10）
作者简介：孙文基（1963-），男，江苏扬州人，博士，教授，博士生导师，研究方向：现代财政理论与政策。
李建强（1980-），男，山西大同人，博士研究生，讲师，研究方向：公共经济理论与政策。
112
统计与决策2011年第2期（总第326期）
总供给等于总需求时，经济达到均衡即Y t p =Yt ，此时资本增长率k t 也是经济增长率。联立（7）-（10）式解得
k t =（sA-d ）/(1-sA)（11）
（11）式说明收入分配差距的拉大在某种程度上有利于社会资本的积累和经济增长，社会保障通过影响消费者的预算约束来影响消费者的储蓄行为，可能会降低经济增长率。显然，过度的社会保障不利于经济增长，建立与一国的经济发展相适应的、能够促进经济增长的社会保障制度，是社会保障制度的基本要求。当然，物质资本仅仅是经济实现长期增长的一个方面，新增长学派则提出社会保障通过影响父母和子女在当期和未来的福利，改变消费者的生育行为和人力资本投资行为，从而影响经济中的人口增长和人力资本积累。
2数据与测度方法
由于在中国的收入差距中，最重要的是城乡收入差距，
占全部收入差距的50%以上（World Bank ，1997；陈宗胜、周云波，2002；李实、岳希明，2004），城乡收入差距扩大还是中国收入差距扩大的重要原因，这与发达国家收入差距扩大的原因显著不同（Wu 、Perloff ，2004）。因此，本文选择中国城乡收入差距反映中国收入分配差距。但是，关于中国城乡收入差距的估计，学术界至今并没有得到一致的认识，多数研究以城镇居民人均可支配收入与农民人均纯收入之比作为城乡居民收入差距的代表，这里为了全面衡量城乡居民收入差距，我们选用城乡间泰尔指数、城乡间基尼系数和城乡人均名义收入比三个指标。
城乡泰尔指数T=Tr+Tu
农村地区的泰尔要素Tr=(Yr/Y)log[(Yr/Y)/(Pr/P)]城镇地区的泰尔要素Tu=(Yu/Y)log[(Yu/Y)/(Pu/P)]其中，Yr 是农村居民的总收入，Pr 是农村居民的总人口，Yu 是城镇居民的总收入，Pu 是城镇居民的总人口，Y 是全国居民总收入，P 是全国居民的总人口。
城乡人均收入比R=Yau/Yar，城乡基尼系数Gur=[(R-1)
Pu(1-Pu)]/[(R-1)Pu+1]，其中，Pu 为城市人口与全国人口比，Yau 为城市居民人均可支配收入，Yar 为农村居民人均纯收
入。
图1和图2描绘了1978~2008年中国城乡收入分配差距。如图所示，1978~1984年城乡收入分配差距整体呈下降趋势，1984年之后城乡收入分配差距逐步拉大，整体呈现出上升趋势。
财政性社会保障支出是政府财政用于社会保障方面的支出，反映了政府对居民收入分配干预调控的程度，主要包括抚恤和社会福利救济费、社会保障补助支出、行政事业单位离退休支出。这里，我们用财政性社会保障支出增长率来表示，而经济增长由GDP 增长率
来刻画。本文变量1978~2008年期间
的数据都来源于《中国统计年鉴2007》、《新中国55年统计资料汇编》，除了2007年和2008年的财政性社会保障支出数据由《中国统计年鉴2008》和《中国统计年鉴2009》中的社会保障和就业数据补充。变量的基本情况如表1所示。
3基于VAR 模型的实证分析
传统的经济计量方法是以经济理论为基础来描述变量
关系的模型。遗憾的是，经济理论通常不足以对变量之间的动态联系提供一个严密的说明。相反，向量自回归VAR 模型推动了经济系统动态性分析，可以预测相互联系的时间序列系统，分析随机扰动对变量系统的动态冲击，解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。
3.1单位根检验和滞后阶数的选择
VAR 模型要求模型中每一个变量都必须具有平稳性，否
则变量之间必须具有协整关系，同时考虑到非平稳变量之间
表1
原始变量主要统计性质
EG SS
Gini
Theil
Ratio
（GDP 增长率）（财政社会保障（城乡基尼（城乡泰尔（城乡人均
支出增长率）
系数）
指数）
收入比）
均值0.0989000.1901160.2125290.0456132.585748中位数0.1001000.1649000.2193000.0451002.528100最大值0.1518000.6983000.2824000.0708003.329600最小值0.038400-0.0849000.1183000.0161001.822500标准差0.0276460.1811530.0522930.0175350.460631样本数量3131
313131
表2
单位根检验结果
ADF 检验结果
DFGLS 检验结果
变量
ADF 值检验形式检验平稳
检验形式检验（c ，t ，k ）
DFGLS 值（c ，t ，k ）
结论EG -3.9352***
c ，0，3结论-3.8981***c ，0，3平稳SS -2.5748*c ，0，0平稳-2.3971**c ，0，0平稳Gini -3.8716**c ，t ，1平稳-3.1710*c ，t ，1平稳Theil -4.0293**c ，t ，1平稳-3.2208**c ，t ，1平稳Ratio -3.9024**
c ，t ，1
平稳
-2.9963*
c ，t ，1
平稳
注：（1）检验形式中c 和t 分别表示ADF 和DFGLS 检验带有常数项和趋势项，k 表示滞后阶数，滞后阶数由SIC 最小化准则确定；（2）***、**和*分别表示在1%、5%和10%的置信水平下显著
。表3
滞后阶数检验结果
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0111.1814NA 6.64e-08-8.013437-7.869455-7.9706241163.192788.611932.76e-09-11.19946-10.62354-11.028212180.125425.08539*1.58e-09*-11.78707*-10.77919*-11.48737*3183.89484.7466732.51e-09-11.39962-9.959796-10.971484195.234611.759802.45e-09-11.57293-9.701170-11.01636
注：*表示该信息准则所提供的滞后阶数选择的参考值。
统计与决策2011年第2期（总第326期）
113
表4
模型自相关与异方差检验自相关检验
怀特异方差检验
它无需对变量作任何先验性约束，因此在分析VAR 模型时，往往不对变量进行结构分析，主要侧重变量之间动态关系分
结论不拒绝不拒绝不拒绝不拒绝不拒绝不拒绝
H 0：不存在序列相关
滞后阶数LM 值
含有Gini 模型含有Theil 模型含有Ratio 模型表5
结论不拒绝不拒绝不拒绝不拒绝不拒绝不拒绝
H 0：不存在异方差
检验形式含有交叉项不含有交叉项含有交叉项不含有交叉项含有交叉项不含有交叉项
联合χ2值
析。当然，VAR 模型质量的优劣直接决定后面格兰杰因果关系分析和脉冲响应分析等是否真实有效。
平稳变量构成的模型一定是稳定的模型，但稳定的模型不一定由平稳变量构成，也可能由非平稳变量（存在协整关系）构成。因此，由表2可知我们构建的模型一定是稳定的。表4检验结果表明根据所建模型能够比较好的反映变量之间的动态关系，具有稳健性。
121212
5.129.394.728.854.138.10
173.8985.43173.2082.88171.9081.50
格兰杰因果检验原假设
2
χ统计量P 值
EG 方程SS 不能Granger 引起EG 2.46300.2919
Gini 不能Granger 引起EG 1.05480.5901SS 、Gini 不能同时Granger 引起EG 2.74710.6010方程不能引起SS EG Granger SS 7.16280.0278
Gini 不能Granger 引起SS 10.53090.0052EG 、Gini 不能同时Granger 引起SS 13.92740.0075
Gini 方程5.77350.0558SS 不能Granger 引起Gini
EG 不能Granger 引起Gini 4.32680.1149（EG 不能Granger 引起Theil ）（5.1644）（0.0756）（EG 不能Granger 引起Ratio ）（5.0314）（0.0808）SS 、EG 不能同时Granger 引起Gini 7.90390.0952
结论不拒绝不拒绝不拒绝拒绝拒绝拒绝拒绝不拒绝（拒绝）（拒绝）拒绝
3.3格兰杰因果关系分析
由表5的检验结果可知：首先，城乡收入分配都不是经
济增长的Granger 原因。这与我们当前经济现实很吻合，说明改革开放30年来，中国经济增长主要动力来自投资的高涨，而不是由城乡收入分配所决定的消费需求。其次，在5%的显著水平下，城乡收入分配和经济增长都是财政性社会保障支出的Granger 原因。在10%的显著水平下，经济增长是城乡收入分配的Granger 原因。这表明，经济增长有助于财政性社会保障支出增加，同时也带来城乡收入分配不平等，而城乡收入分配不平等促使财政性社会保障支出必须增加。这完全符合市场经济下财政弥补市场缺陷的本质要求。但是，财政性社会保障支出对城乡收入分配不平等的影响不确定，Gini 指标反映没有Granger 影响，而Theil 和Ration 指标反映具有
存在伪回归问题，因此我们首先分别采用ADF 和DFGLS 方法进行单位根检验，来判断数据的平稳性和模型的稳定性。表2检验结果显示：两种检验方法都一致拒绝了变量非平稳的假设，可以认为所有变量均是平稳变量。
关于滞后阶数的选择，我们使用从一般到特殊的方法，从较大的滞后阶开始，通过信息准则来判断。表3检验结果显示，多数信息准则一致表明滞后阶数应选取为2。
Granger 影响，这表明一方面中国财政性社会保障支出在再
分配领域中起到的作用很小，政府对社会保障的投入力度和覆盖范围还有待提高，另一方面也揭示出中国城乡收入分配不平等格局背后存在着具体复杂的因素，并非单单依靠政府对再分配的调节就能解决的。初次分配可能是造成当前收入
3.2模型稳健性检验
在实际应用中，由于VAR 模型是一种非理论性的模型，
114
统计与决策2011年第2期（总第326期）
分配不平等格局的主要原因。（安体富、任强，2008）
3.4脉冲响应分析
脉冲响应函数刻画的是，在误差项上加一个标准差大小
的冲击对于内生变量当前值和未来值所带来的影响。它能够比较直观的刻画出变量之间的动态交互作用及效应。本文分别给出相关变量一个标准差大小的冲击，响应标准差通过蒙特卡罗模拟1000次得到的脉冲响应图。图形中间的实线为脉冲响应函数，两条虚线为正负两倍标准差的置信带。具体结果如下：
第一，图3、图4与图5形状相似，从图中可以看出，当在本期给经济增长一个标准差正向冲击时，Gini 、Theil 和
Ratio 的响应都是逐渐增强的，中间小幅波动，随后稳定在一
定水平。这表明改革开放30年中国经济增长确实带来一定程度的城乡收入分配不平等。
第二，图6、图7与图8形状相似，从图中可以看出，经济增长对城乡收入分配不平等的冲击作用表现为“先扬后抑”的特点。当在本期分别给Gini 、Theil 和Ratio 一个标准差正向冲击时，经济增长的响应前6期都表现出正向增加态势，此后缓慢衰退，第15期几乎没有影响。这说明改革初期，一定收入分配差距对经济增长还是起到激励作用，均贫可能是最大的社会不公平。总体来看，城乡收入分配没有制约经济增长。
第三，图9、图10与图11形状相似，从图中可以看出，不论用Gini 、Theil 还是Ratio 来衡量城乡收入分配不平等，财政性社会保障支出对其影响都是正向冲击，并且长期保持在一定水平上。这说明改革开放30年，中国财政社会保障支出并没有真正解决城乡收入分配不平等问题，反而在一定程度上还加剧这种不平等程度。这与刘志英（2006）、赵福昌（2005）、郑功成（2000）以及唐尧（2006）等学者的研究结论完全一致。
4结论
通过上述分析，我们可以发现：第一，中国30年的经济
增长确实带来城乡收入分配不平等，但是城乡收入分配不平等对中国经济增长的影响不显著。这说明中国经济是以投资驱动的持续高增长，投资不仅通过乘数效应创造了需求，也通过“铁公基”式建设提高了社会潜在生产能力，使得以效率为主基调的高增长过程中伴随出现的各种不协调、不平衡、甚至是反差，并没有阻碍经济增长。
第二，城乡收入分配和经济增长都显著影响财政性社会保障支出。这说明中国经过30年经济的高增长，一方面为社会保障制度的建立提供了现实的经济基础和物质条件；另一方面，这种高增长模式不仅日渐乏力，也带来了一系列严重的社会民生问题。中国要保持经济的持续增长，就需要强有力的社会保障制度作保证，客观上也对社会保障产生了巨大的需求。
第三，财政性社会保障支出对城乡收入分配不平等并没
有形成预期影响。这说明，首先，一方面形成城乡收入分配不平等的因素是错综复杂的，有由国情决定并较长期存在的因素如历史、自然等条件影响下地区经济发展不平衡，有一定时期内客观必然性的原因如经济发展的阶段、经济体制和结构调整带来的不平等，也有各种不合理因素造成的如制度不完善、政策执行不到位以及分配监管不力等（谢旭人等，
2006）。另一方面不能将城乡收入分配不平等问题的解决简
单地寄托于财政性社会保障支出。城乡收入分配不平等不仅是收入分配的差距，更是权力与尊严的差距，不是通过财政建立社会保障系统就可以轻易解决的，而且政府对分配过程的过分介入有时会带来负面影响。其次，中国的财政性社会保障支出规模和结构有待进步改革和完善。当然，财政性社会保障支出的结构和规模的确定，是遵循着客观因素和条件。理论与实践的分析表明，任何社会制度都是一个随着社会的发展变化不断地修正和完善的动态的过程，社会保障也必须随着一国社会和经济发展所处的阶段不同而不断地进行改革和调整，以消除弊端及其对经济的负面作用，才能成为促进经济增长的推动力。社会保障能否成为通向收入分配与经济增长“双赢的桥梁”，取决于社会保障制度设计是否合理与适度，而改革是使社会保障制度趋向合理的惟一途径和发展方向。
参考文献：
[1]MartinFeldstein.Social Security Pension Reform in China[J].ChinaEconomic Review,1999,10.
[2]Zhangjie, Zhang Junsen.Social Security and Endogenous Growth [J].Journalof Public Economics,1995,58.
[3]AbhijitV.Banerjee,Esther Duflo.Inequality and Growth:WhatCan the Data Say?[J].Journalof Economic Growth,2003,8.
[4]AlesinaA.,D.Rodrik.Distributive Politics and Economic Growth[J].Quarterly Journal of Economics,1994,2.
[5]BarroR.J.Inequality and Growth in a Panel of Countries[J].Jour-nal of Economic Growth,2000,5(1).
[6]BenabouR.Unequal Socities:IncomeDistribution and the Social Contract[J].AmericanEconomic Review,2000,90(1).
[7]PerssonT.,G.Tabellini.Is Inequality Harmful for Growth? Theory and Evidence[J].AmericanEconomic Review,1991,48.
[8]高霖宇. 社会保障对收入分配的调节效应研究[M].北京：经济科学出版社，2009.
[9]蔡昉，万广华. 中国转轨时期收入差距与贫困[M].北京：社会科学文献出版社，2006.
[10]龚刚. 当代中国经济———
第三种声音[M].北京：高等教育出版社，2008.
[11]杨天宇. 收入分配与乘数效应[J].经济学家,2002(2).
[12]柳欣，王晨. 内生经济增长与财政、货币政策———
基于VAR 模型的实证分析[J].南开经济研究，2008，（6）.
（责任编辑/易永生）
统计与决策2011年第2期（总第326期）
115
财政性社会保障支出、收入分配
与经济增长的实证检验
孙文基，李建强
（苏州大学商学院，江苏苏州215021）
摘要：文章在通过基尼系数和泰尔指数对中国1978~2008年城乡收入分配不平等测算的基础
上，使用基于VAR 的Granger 因果检验、脉冲响应函数等方法研究财政性社会保障支出、城乡收入分配与经济增长之间的动态关系。
关键词：动态效率；城乡基尼系数；城乡泰尔指数中图分类号：F812
文献标识码：A
文章编号：1002－6487（2011）02－0112-04有调节作用。
11.1
理论分析
凯恩斯主义视野下的社会保障
凯恩斯主义认为社会生产能力决定的供给往往大于社
布兰查德和费希尔（1996）构建一个绝对风险厌恶系数为常数的效用函数来说明不确定性对居民消费行为的影响。假定消费者面临如下的跨时优化决策问题
T-1
会真实有效的需求，经济的增长是由需求决定的。因此，这里我们主要从需求角度分析社会保障与经济增长的关系。我们借鉴杨天宇（2002）将收入分配引入乘数理论中的思路，设C 和Y 代表总消费和国民收入，a 、b 、c 分别表示低收入阶层、中等收入阶层和高收入阶层在国民收入分配中所占份额，可以刻画出一个社会收入分配的格局。
MaxE[Σ(-1/α)exp(-αC t )]
t =0
（4）（5）
A t+1=At +Yt -C t ,Y t =Yt-1+et ,e t ～N(0,σ2)
其中，A 表示居民资产，C 表示居民消费，Y 表示居民收入，α表示绝对风险厌恶系数。假设居民生存T 期，主观时间贴现率等于利率，并都为0，居民收入不确定，服从随机游走。
联立（4）式和（5）式可解得
2
C t =1A t +Yt -α(T-t-1)σ
C=α+aβ1Y+bβ2Y+cβ3Y （1）
（6）
其中α是常数表示全社会必要的自发消费支出，即收入为0时举债或动用储蓄也必须要有的基本生活消费。β1、β2和β3分别表示低收入阶层、中等收入阶层和高收入阶层的边际消费倾向。根据边际效用递减规律，我们知道不同收入阶层的边际消费倾向也是不同的，这里有β1>β2>β3，那么全社会的边际消费倾向β和支出乘数k 分别为
（6）式表明在不确定条件下，居民消费水平是财富、收入和不确定性的函数。政府提供的社会保障能够分散或化解居民所面临的不确定性，提高居民消费水平。
1.2新古典主义视野下的社会保障
与凯恩斯主义不同，新古典主义认为供给等于需求，长
β=dC/dY=aβ1+bβ2+cβ3
k=1/(1-β)=1/(1-aβ1-b β2-c β3)
（2）（3）
期经济处于均衡状态，生产能力决定经济增长。这里，我们考察一个简单的经济社会，在产品市场上t 期的总需求为Y t ，投资为I t ，消费为C t ，s 表示储蓄率并假定这一储蓄率在一定时期内保持不变。
对于一定时期的一个社会而言，不同收入阶层的边际消费倾向是固定不变的，则（3）式就反映了如果国民收入分配差距过大，即中低收入阶层在国民收入分配中所占份额小于高收入阶层，全社会边际消费倾向要下降，支出乘数也要下降。可见，收入分配越不平等，启动内需就越困难。但是，只要政府通过社会保障在不同收入阶层之间进行再分配调整，就能使全社会边际消费倾向和支出乘数不同程度的上升。当然，对于不确定条件下，偏爱稳定消费流的居民会更积极地选择储蓄，以防患于未然。此时，社会保障对居民的消费更具
Y t =Ct +It sY t =Yt -C t
（7）（8）
产品市场上的总供给完全由物质资本所决定，Y t p 表示潜在生产能力，A 表示资本生产率，投资的回报是一个长期过程，因此A 是小于1的常数，K t 表示物质资本，d 表示折旧率。
Y t p =AKt
K t =（1-d ）K t-1+It
（9）（10）
作者简介：孙文基（1963-），男，江苏扬州人，博士，教授，博士生导师，研究方向：现代财政理论与政策。
李建强（1980-），男，山西大同人，博士研究生，讲师，研究方向：公共经济理论与政策。
112
统计与决策2011年第2期（总第326期）
总供给等于总需求时，经济达到均衡即Y t p =Yt ，此时资本增长率k t 也是经济增长率。联立（7）-（10）式解得
k t =（sA-d ）/(1-sA)（11）
（11）式说明收入分配差距的拉大在某种程度上有利于社会资本的积累和经济增长，社会保障通过影响消费者的预算约束来影响消费者的储蓄行为，可能会降低经济增长率。显然，过度的社会保障不利于经济增长，建立与一国的经济发展相适应的、能够促进经济增长的社会保障制度，是社会保障制度的基本要求。当然，物质资本仅仅是经济实现长期增长的一个方面，新增长学派则提出社会保障通过影响父母和子女在当期和未来的福利，改变消费者的生育行为和人力资本投资行为，从而影响经济中的人口增长和人力资本积累。
2数据与测度方法
由于在中国的收入差距中，最重要的是城乡收入差距，
占全部收入差距的50%以上（World Bank ，1997；陈宗胜、周云波，2002；李实、岳希明，2004），城乡收入差距扩大还是中国收入差距扩大的重要原因，这与发达国家收入差距扩大的原因显著不同（Wu 、Perloff ，2004）。因此，本文选择中国城乡收入差距反映中国收入分配差距。但是，关于中国城乡收入差距的估计，学术界至今并没有得到一致的认识，多数研究以城镇居民人均可支配收入与农民人均纯收入之比作为城乡居民收入差距的代表，这里为了全面衡量城乡居民收入差距，我们选用城乡间泰尔指数、城乡间基尼系数和城乡人均名义收入比三个指标。
城乡泰尔指数T=Tr+Tu
农村地区的泰尔要素Tr=(Yr/Y)log[(Yr/Y)/(Pr/P)]城镇地区的泰尔要素Tu=(Yu/Y)log[(Yu/Y)/(Pu/P)]其中，Yr 是农村居民的总收入，Pr 是农村居民的总人口，Yu 是城镇居民的总收入，Pu 是城镇居民的总人口，Y 是全国居民总收入，P 是全国居民的总人口。
城乡人均收入比R=Yau/Yar，城乡基尼系数Gur=[(R-1)
Pu(1-Pu)]/[(R-1)Pu+1]，其中，Pu 为城市人口与全国人口比，Yau 为城市居民人均可支配收入，Yar 为农村居民人均纯收
入。
图1和图2描绘了1978~2008年中国城乡收入分配差距。如图所示，1978~1984年城乡收入分配差距整体呈下降趋势，1984年之后城乡收入分配差距逐步拉大，整体呈现出上升趋势。
财政性社会保障支出是政府财政用于社会保障方面的支出，反映了政府对居民收入分配干预调控的程度，主要包括抚恤和社会福利救济费、社会保障补助支出、行政事业单位离退休支出。这里，我们用财政性社会保障支出增长率来表示，而经济增长由GDP 增长率
来刻画。本文变量1978~2008年期间
的数据都来源于《中国统计年鉴2007》、《新中国55年统计资料汇编》，除了2007年和2008年的财政性社会保障支出数据由《中国统计年鉴2008》和《中国统计年鉴2009》中的社会保障和就业数据补充。变量的基本情况如表1所示。
3基于VAR 模型的实证分析
传统的经济计量方法是以经济理论为基础来描述变量
关系的模型。遗憾的是，经济理论通常不足以对变量之间的动态联系提供一个严密的说明。相反，向量自回归VAR 模型推动了经济系统动态性分析，可以预测相互联系的时间序列系统，分析随机扰动对变量系统的动态冲击，解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。
3.1单位根检验和滞后阶数的选择
VAR 模型要求模型中每一个变量都必须具有平稳性，否
则变量之间必须具有协整关系，同时考虑到非平稳变量之间
表1
原始变量主要统计性质
EG SS
Gini
Theil
Ratio
（GDP 增长率）（财政社会保障（城乡基尼（城乡泰尔（城乡人均
支出增长率）
系数）
指数）
收入比）
均值0.0989000.1901160.2125290.0456132.585748中位数0.1001000.1649000.2193000.0451002.528100最大值0.1518000.6983000.2824000.0708003.329600最小值0.038400-0.0849000.1183000.0161001.822500标准差0.0276460.1811530.0522930.0175350.460631样本数量3131
313131
表2
单位根检验结果
ADF 检验结果
DFGLS 检验结果
变量
ADF 值检验形式检验平稳
检验形式检验（c ，t ，k ）
DFGLS 值（c ，t ，k ）
结论EG -3.9352***
c ，0，3结论-3.8981***c ，0，3平稳SS -2.5748*c ，0，0平稳-2.3971**c ，0，0平稳Gini -3.8716**c ，t ，1平稳-3.1710*c ，t ，1平稳Theil -4.0293**c ，t ，1平稳-3.2208**c ，t ，1平稳Ratio -3.9024**
c ，t ，1
平稳
-2.9963*
c ，t ，1
平稳
注：（1）检验形式中c 和t 分别表示ADF 和DFGLS 检验带有常数项和趋势项，k 表示滞后阶数，滞后阶数由SIC 最小化准则确定；（2）***、**和*分别表示在1%、5%和10%的置信水平下显著
。表3
滞后阶数检验结果
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0111.1814NA 6.64e-08-8.013437-7.869455-7.9706241163.192788.611932.76e-09-11.19946-10.62354-11.028212180.125425.08539*1.58e-09*-11.78707*-10.77919*-11.48737*3183.89484.7466732.51e-09-11.39962-9.959796-10.971484195.234611.759802.45e-09-11.57293-9.701170-11.01636
注：*表示该信息准则所提供的滞后阶数选择的参考值。
统计与决策2011年第2期（总第326期）
113
表4
模型自相关与异方差检验自相关检验
怀特异方差检验
它无需对变量作任何先验性约束，因此在分析VAR 模型时，往往不对变量进行结构分析，主要侧重变量之间动态关系分
结论不拒绝不拒绝不拒绝不拒绝不拒绝不拒绝
H 0：不存在序列相关
滞后阶数LM 值
含有Gini 模型含有Theil 模型含有Ratio 模型表5
结论不拒绝不拒绝不拒绝不拒绝不拒绝不拒绝
H 0：不存在异方差
检验形式含有交叉项不含有交叉项含有交叉项不含有交叉项含有交叉项不含有交叉项
联合χ2值
析。当然，VAR 模型质量的优劣直接决定后面格兰杰因果关系分析和脉冲响应分析等是否真实有效。
平稳变量构成的模型一定是稳定的模型，但稳定的模型不一定由平稳变量构成，也可能由非平稳变量（存在协整关系）构成。因此，由表2可知我们构建的模型一定是稳定的。表4检验结果表明根据所建模型能够比较好的反映变量之间的动态关系，具有稳健性。
121212
5.129.394.728.854.138.10
173.8985.43173.2082.88171.9081.50
格兰杰因果检验原假设
2
χ统计量P 值
EG 方程SS 不能Granger 引起EG 2.46300.2919
Gini 不能Granger 引起EG 1.05480.5901SS 、Gini 不能同时Granger 引起EG 2.74710.6010方程不能引起SS EG Granger SS 7.16280.0278
Gini 不能Granger 引起SS 10.53090.0052EG 、Gini 不能同时Granger 引起SS 13.92740.0075
Gini 方程5.77350.0558SS 不能Granger 引起Gini
EG 不能Granger 引起Gini 4.32680.1149（EG 不能Granger 引起Theil ）（5.1644）（0.0756）（EG 不能Granger 引起Ratio ）（5.0314）（0.0808）SS 、EG 不能同时Granger 引起Gini 7.90390.0952
结论不拒绝不拒绝不拒绝拒绝拒绝拒绝拒绝不拒绝（拒绝）（拒绝）拒绝
3.3格兰杰因果关系分析
由表5的检验结果可知：首先，城乡收入分配都不是经
济增长的Granger 原因。这与我们当前经济现实很吻合，说明改革开放30年来，中国经济增长主要动力来自投资的高涨，而不是由城乡收入分配所决定的消费需求。其次，在5%的显著水平下，城乡收入分配和经济增长都是财政性社会保障支出的Granger 原因。在10%的显著水平下，经济增长是城乡收入分配的Granger 原因。这表明，经济增长有助于财政性社会保障支出增加，同时也带来城乡收入分配不平等，而城乡收入分配不平等促使财政性社会保障支出必须增加。这完全符合市场经济下财政弥补市场缺陷的本质要求。但是，财政性社会保障支出对城乡收入分配不平等的影响不确定，Gini 指标反映没有Granger 影响，而Theil 和Ration 指标反映具有
存在伪回归问题，因此我们首先分别采用ADF 和DFGLS 方法进行单位根检验，来判断数据的平稳性和模型的稳定性。表2检验结果显示：两种检验方法都一致拒绝了变量非平稳的假设，可以认为所有变量均是平稳变量。
关于滞后阶数的选择，我们使用从一般到特殊的方法，从较大的滞后阶开始，通过信息准则来判断。表3检验结果显示，多数信息准则一致表明滞后阶数应选取为2。
Granger 影响，这表明一方面中国财政性社会保障支出在再
分配领域中起到的作用很小，政府对社会保障的投入力度和覆盖范围还有待提高，另一方面也揭示出中国城乡收入分配不平等格局背后存在着具体复杂的因素，并非单单依靠政府对再分配的调节就能解决的。初次分配可能是造成当前收入
3.2模型稳健性检验
在实际应用中，由于VAR 模型是一种非理论性的模型，
114
统计与决策2011年第2期（总第326期）
分配不平等格局的主要原因。（安体富、任强，2008）
3.4脉冲响应分析
脉冲响应函数刻画的是，在误差项上加一个标准差大小
的冲击对于内生变量当前值和未来值所带来的影响。它能够比较直观的刻画出变量之间的动态交互作用及效应。本文分别给出相关变量一个标准差大小的冲击，响应标准差通过蒙特卡罗模拟1000次得到的脉冲响应图。图形中间的实线为脉冲响应函数，两条虚线为正负两倍标准差的置信带。具体结果如下：
第一，图3、图4与图5形状相似，从图中可以看出，当在本期给经济增长一个标准差正向冲击时，Gini 、Theil 和
Ratio 的响应都是逐渐增强的，中间小幅波动，随后稳定在一
定水平。这表明改革开放30年中国经济增长确实带来一定程度的城乡收入分配不平等。
第二，图6、图7与图8形状相似，从图中可以看出，经济增长对城乡收入分配不平等的冲击作用表现为“先扬后抑”的特点。当在本期分别给Gini 、Theil 和Ratio 一个标准差正向冲击时，经济增长的响应前6期都表现出正向增加态势，此后缓慢衰退，第15期几乎没有影响。这说明改革初期，一定收入分配差距对经济增长还是起到激励作用，均贫可能是最大的社会不公平。总体来看，城乡收入分配没有制约经济增长。
第三，图9、图10与图11形状相似，从图中可以看出，不论用Gini 、Theil 还是Ratio 来衡量城乡收入分配不平等，财政性社会保障支出对其影响都是正向冲击，并且长期保持在一定水平上。这说明改革开放30年，中国财政社会保障支出并没有真正解决城乡收入分配不平等问题，反而在一定程度上还加剧这种不平等程度。这与刘志英（2006）、赵福昌（2005）、郑功成（2000）以及唐尧（2006）等学者的研究结论完全一致。
4结论
通过上述分析，我们可以发现：第一，中国30年的经济
增长确实带来城乡收入分配不平等，但是城乡收入分配不平等对中国经济增长的影响不显著。这说明中国经济是以投资驱动的持续高增长，投资不仅通过乘数效应创造了需求，也通过“铁公基”式建设提高了社会潜在生产能力，使得以效率为主基调的高增长过程中伴随出现的各种不协调、不平衡、甚至是反差，并没有阻碍经济增长。
第二，城乡收入分配和经济增长都显著影响财政性社会保障支出。这说明中国经过30年经济的高增长，一方面为社会保障制度的建立提供了现实的经济基础和物质条件；另一方面，这种高增长模式不仅日渐乏力，也带来了一系列严重的社会民生问题。中国要保持经济的持续增长，就需要强有力的社会保障制度作保证，客观上也对社会保障产生了巨大的需求。
第三，财政性社会保障支出对城乡收入分配不平等并没
有形成预期影响。这说明，首先，一方面形成城乡收入分配不平等的因素是错综复杂的，有由国情决定并较长期存在的因素如历史、自然等条件影响下地区经济发展不平衡，有一定时期内客观必然性的原因如经济发展的阶段、经济体制和结构调整带来的不平等，也有各种不合理因素造成的如制度不完善、政策执行不到位以及分配监管不力等（谢旭人等，
2006）。另一方面不能将城乡收入分配不平等问题的解决简
单地寄托于财政性社会保障支出。城乡收入分配不平等不仅是收入分配的差距，更是权力与尊严的差距，不是通过财政建立社会保障系统就可以轻易解决的，而且政府对分配过程的过分介入有时会带来负面影响。其次，中国的财政性社会保障支出规模和结构有待进步改革和完善。当然，财政性社会保障支出的结构和规模的确定，是遵循着客观因素和条件。理论与实践的分析表明，任何社会制度都是一个随着社会的发展变化不断地修正和完善的动态的过程，社会保障也必须随着一国社会和经济发展所处的阶段不同而不断地进行改革和调整，以消除弊端及其对经济的负面作用，才能成为促进经济增长的推动力。社会保障能否成为通向收入分配与经济增长“双赢的桥梁”，取决于社会保障制度设计是否合理与适度，而改革是使社会保障制度趋向合理的惟一途径和发展方向。
参考文献：
[1]MartinFeldstein.Social Security Pension Reform in China[J].ChinaEconomic Review,1999,10.
[2]Zhangjie, Zhang Junsen.Social Security and Endogenous Growth [J].Journalof Public Economics,1995,58.
[3]AbhijitV.Banerjee,Esther Duflo.Inequality and Growth:WhatCan the Data Say?[J].Journalof Economic Growth,2003,8.
[4]AlesinaA.,D.Rodrik.Distributive Politics and Economic Growth[J].Quarterly Journal of Economics,1994,2.
[5]BarroR.J.Inequality and Growth in a Panel of Countries[J].Jour-nal of Economic Growth,2000,5(1).
[6]BenabouR.Unequal Socities:IncomeDistribution and the Social Contract[J].AmericanEconomic Review,2000,90(1).
[7]PerssonT.,G.Tabellini.Is Inequality Harmful for Growth? Theory and Evidence[J].AmericanEconomic Review,1991,48.
[8]高霖宇. 社会保障对收入分配的调节效应研究[M].北京：经济科学出版社，2009.
[9]蔡昉，万广华. 中国转轨时期收入差距与贫困[M].北京：社会科学文献出版社，2006.
[10]龚刚. 当代中国经济———
第三种声音[M].北京：高等教育出版社，2008.
[11]杨天宇. 收入分配与乘数效应[J].经济学家,2002(2).
[12]柳欣，王晨. 内生经济增长与财政、货币政策———
基于VAR 模型的实证分析[J].南开经济研究，2008，（6）.
（责任编辑/易永生）
统计与决策2011年第2期（总第326期）
115