1、 本科 毕业 论文 （二零 届） 浙江省经济增长与收入分配的关系实证研究 所在学院 专业班级 统计学 学生姓名 学号 指导教师 职称 完成日期 年 月 - - 3 - - 摘 要 ： 本文通过对浙江省人均 GDP 及其人均收入的协整关系检验得出浙江省经济增长与收入分配之间存在一种稳定的长期均 衡关系，两者之间越来越协调，越来越朝着持续、健康的方向发展；在此基础上利用格兰杰因果检验，误差修正等方法对论文进行了分析，得出自从 1990 年以来，浙江省经济增长从一定程度上导致了人均收入的增加，但同时，人均收入的增加也对经济增长存在影响。收入分配与经济增长存在着双向互动关系，收入分配在短期和长期内都会
2、影响产出、投入以及其他调节因素，从而影响国民经济运行的协调和持续性。 关键词 ： 协整分析；格兰杰因果分析；人均 GDP； 误差修正 - - 4 - - An Empirical Analysis on Economic Growth and Income Distribution Difference in Zhejiang Province Abstract： This article through to its per capita GDP per capita of zhejiang province of zhejiang province co-integration relat
3、ionship inspection draw between economic growth and income distribution there is a stable long-term equilibrium relationship between more and more coordination, the continuous, healthy, more and more toward the direction of development; On this basis using granger causality test, error correction me
4、thod to paper analysed and since 1990, from zhejiang economic growth partly responsible per capita income increase, but at the same time, per capita income growth also exist to economic growth impact. The income distribution and economic growth exist interactive relation, income distribution in the
5、short term and the long term will affect the output, investment and other adjustment factors, which affect the economy coordinated and sustainable. Key words： co-integration analysis； granger causal analysis； per capita GDP；error correction - - 5 - - 目录 1. 引言 . 1 1.1 选题背景 . 1 1.2 选题的意义 . 1 1.3 国内的相关
6、研究 . 2 2 研究方法及原理 . 5 2.1 序列的平稳性及其检验 . 5 2.2 协整理论 . . 7 2.3 误差修正模型理论 . 7 3 方案设计及模型建立 . 10 3.1 数据处理及变量设定 . 10 3.2 平稳性检验 . 11 3.3 协整关系检验 . 12 3.4 因果关系检验 . 13 3.5 误差修正模型的建立 . 14 4 结语 . 16 致 谢 . 错误 !未定义书签。 参考文献 . 17 毕业论文（设计） 1 1. 引言 1.1 选题背景 从地区经济增长与收入分配关系的理论与实证材料 ,发现浙江省收入分配地区差距与城乡差距十分明显 ,收入分配不平等与经济增长短期内
7、不存在统计上的相关关系 ,但不平等对经济增长仍有消极影响，两者之间是否保持一种长期均衡关系 ?是否具有因果关系 ?关于这方面的研究，目前还显得很不足。为此。本文对浙江省的经济增长与收入分配之间的协整关系和格兰杰因果关 系做出实证分析。从地区经济增长与收入分配关系的模型与方法和提出收入分配不平等与经济增长之间的相互作用机制开始综述。 浙江省的经济 是我国目前经济发展速度最快、经济总量规模最大、最具有发展潜力的经济板块 。正在快速积聚的国际资本和民间资本，不仅规模越来越大，而且以其特有的活力强有力地推动着这一地区的经济快速发展。据统计资料， 2003年 1至 9月，苏州、杭州、无锡、宁波四市的国内
8、生产总值均已超过 1000亿元，同期增幅均超过 12。而这一经济增长高速和高于全国同期增幅 3至 5个百分点的状态，在 浙江省 已连续保持了多年。 1.2 选题的意义 分配是社会再生产的重要环节，是实现社会总供需平衡、保持国民经济持续、稳定、正常运行的重要手段，也是现代经济学的重要研究内容。众所周知，国民经济从横向看是物质生产部门和非物质生产部门的总和，从纵向看是由生产、分配、流通和使用所构成的社会再生产过程。在社会再生产的运行过程中，生产是起点，生产过程所创造的商品具有价值和使用价值：商品的使用价值的运动是由商品流通来完成的，通过流通，商品得以销售，并取得一定的货币收入，商品流通形成了社会总
9、供给；另一方面，商品只有通过分配才能完成其价值运动的过程， 即只有通过初次分配和再分配才能使得生产单位通过销售商品而获取的货币收入在生产部门内部和全社会之间进行分布，形成了各部门、各单位、以及社会各成员的货币收入，也即形成了社会总需求；最后通过市场，完成最使用的过程。社会再生产运动是生产、分配、流通、使用循环往复的过程，他们相辅相成的、缺一不可。分配作为中间环节，更是起着承上启下的作用，它是再生产系统中十分重要的一个子系统。分配不合理或不协调，社会总需求的平衡就无从谈起，而社会总供需的平衡是宏观经济最基本的平衡，也是宏观调控的核心内容之一。不仅如此，很多实证研究证明 收入分配与经济增长存在着双
10、向互动关系，收入分配在短期和长期内都会影响产出、投入以及其他调节因素，从而影响国民经济运毕业论文（设计） 2 行的协调和持续性。 在古典经济学家中，最早研究经济增长与收入分配的是李嘉图。李嘉图把国民收入划分为三类，即作为劳动报酬的工资，资本报酬的利润和土地报酬的地租。他的分析集中在国民收是如何通过三种要素的功能性。分配而在社会中的三个主要阶级，劳工、资本家和地主之间分配的。他的分析预见到，只要食品供给依赖于国内生产，富有的地主，即英国传统的名流将得到越来越大的收入份额，所以在以现代工业资本积累为基础的经 济增长过程，不平等将越来越大。 直到 20世纪 50年代以后 ,大量的经济增长模型为研究经
11、济增长与收入分配的关系提供了数学工具的支持。 Lewis 提出的二元经济模型、 Kaldor理论模型以及库兹涅茨 ,卡尔多 ,萨鲍特 ,基米发表文章。认为收入不平等在理论上会导致更高的经济增长速度 收入分配差距会导致较高的总储蓄和投资率，激励低收入者多工作，有利于总体经济增长。他们所做的数据检验和敏感性分析支持这一假设而且在大多数时候两者为非常显著的正相关。吸引了大批学者进行理论与实证研究 ,成果大量涌现。 理论研究表明 ,收入分配的不平 等并不直接对经济增长率产生影响 ,而是一个间接作用 ,通过一个中间传导变量实现对经济增长的影响。这一类的研究提出了四类典型理论模型 :资本市场不完美模型认为
12、在资本市场不完美的条件下 ,收入分配不平等会影响人力资本投资 ,职业结构 ,贷款者的道德风险等因素 ,这些因素又会对经济增长产生消极影响。他们的结论认为 ,收入分配的不平等对经济增长的影响是不利的 ;政治经济模型认为收入分配的不平等影响了投票者的偏好 ,从而影响收入再分配的政策 ,最终会对经济增长产生影响 ;社会政治不安定模型认为收入分配不平等会导致穷人更多的犯罪、暴动等社会不 安定行为 ,造成资源浪费、产权威胁 ,从而破坏了经济增长的良好环境 ;需求模型从凯恩斯需求管理出发 ,认为收入分配不平等影响社会需求 ,而需求是推动经济增长的核心因素 ,所以收入分配不平等必然对经济增长产生消极影响。
13、遗憾的是 ,实证研究并没有一致符合理论研究的结论 ,例如克里斯汀 J福布斯发表在美国经济评论 (2000年 9月号 )的“收入分配差距与经济增长关系的重新思考”一文 ,就指出 :“这些回归模型 ,大量使用不同方法测量收入扭曲程度所得到的数据集 ,这些经验工作存在一些潜在题” ,作者的实证分析结果与以前大多数结论不 一致 ,认为收入差距与经济之间存在正相关关系 ,而政府面临着缩小收入差距或提高经济增长的艰难抉择。 1.3 国内的相关研究 国内的研究主要集中在实证分析 ,尹恒、龚六堂和邹恒甫综合政治经济模型的主要文献 ,对已有毕业论文（设计） 3 模型进行了改进与发展 ,“在一定程度上为 Kuzn
14、ets关于经济增长与收入分配不平等倒 U型关系的假说提供了理论依据”。 周文兴 (2002) 运用非经典时间序列方法 ,揭示出中国经济增长与收入分配不平等之间存在同积 (co- integration)关系 。 在短期关系中 ,体制变迁与政策对于收入不平等影响非常大 ,但不同时期影响的方向不一致。从 ECM1模型结果看 ,在经济增长的同时 ,扩大和降低收入不平等的力量都存在。借助于偏最小二乘回归 PLS 方法 ,揭示出与经济增长有关的多种因素分别对于收入分配和经济增长的影响。大多数因素在促进经济增长的同时也显著推动了收入分配不平等的扩大。我们发现教育因子既有利于改善收入分配 ,又有利于经济增长
15、。教育可以大大改进经济福利 ,“ 公平与效率 ” 并不必然是一种两难选择。财政收支对于再分配并没有发挥积极作用。对城镇居民收入分配不平等扩大影响最大的因素是城市化 ,但城市化是现代化的必由之 路 ,这暗示了适度加强社会保障比单纯通过控制城市化进程来缓解不平等更有效。 在过去的 2O 多年的时同内。中国是世界上经济增长率最高的国家之一。中国经济发展呈现了历史上少有的持续繁荣： GDP由 1978年的 3624元增长到 1989年的 169094元并一路猛进至 2001年的95933亿元。按可比价格计算。年均增长率为 9.4%。超出世界同期平均增长率 6.1个百分点。即使是在 1989-2001年
16、间。面对复杂的国内外经济环境。中国经济仍保持了年均 9.3的增长率。中国的经济总量也一路跃升至世界第 6位成为世界经济体中擎 足轻重的一支力量。 但是在经济高速增长的背后中国潜在的社会不稳定因素也在加剧。其中之一就是收入分配差距的迅速扩大。据世界银行专家研究中国的基尼系数由 1981年的 0.281迅速上升到 1995年的0.388是世界上同期增长最快的国家之一。 另外，根据长期从事中国收入分配研究的南开大学经济研究所陈宗胜等人对国家统计局资料的计算我国居民收入分配的基尼系数由 1988年的 0.35上升至 1997年的 0.40。当计入偷税漏税、官员腐败、集团消费转化及其他非法收入之后。我国
17、居民收入实际基尼系数由 0.42上升至 0.49。 我国己经成为世界上收入分配不平等比较严重的国家。不仅整体居民的基尼系数在持续上升。而且在过去 4年间中国城镇居民也出现了“富者愈富、贫者愈贫”的现象他们之间的人均收入和人均支出相对差距愈扭愈大。曹景林 祁欣 通过运用简便算法测算 1981到 2005年中国城市基尼系数和农村基尼系数 ,并采用城乡加权法计算全国基尼系数 ,研究结果表明 ,中国居民收入的基尼系数呈现出逐年增大的趋势 ,已经接近基尼系数 0.4的国际警戒线 ,居民收入 “两极分化 “的趋势愈来愈明显。同时对基尼系数与经济增长关系进行回归分析 ,证明收入分配不 平等对经济增长的影响符
18、合库兹涅茨的 “ 倒 U假说理论 ” 。 张秀英得出了 收入分配、消费需求与经济增长之间是相互联系、相互促进的辨证统一关系。但毕业论文（设计） 4 是我国近年来的发展却出现了经济增长快，居民收入增长低于经济增长的幅度，从而导致消费需求降低，消费对 GDP增长的贡献份额连续大幅度下降的态势。在对居民收入分配差距、城乡差距、地区差距实证分析的基础上，从理论上分析了收入分配差距对经济增长的巨大影响，得出我国收入分配差距以及城乡差距和地区差距已经极大地制约了人们的消费需求，进而影响到经济的持续、有序、快速发展的结论。 毕业论文（设计） 5 2 研究方法及原理 2.1 序列的平稳性及其检验 在进行时间序
19、列分析前，需要知道生成序列的随机过程是否随时间变化。如果随机过程的随机特征不随时间变化，即过程是平稳的，则可用确定系数方程来将时间序列模型化，且方程的系数可以利用序列的过去数据估计得到。如果随机过程的特征随时间变化，即如果过程是非平稳的，则想要建立一个简单的非平稳过程模型来反映时间序列的过去和未来通常十分困难。但是，通常可以将非平稳过程转化为平稳或近似平稳过程，然后将其模型化。可以看出，在对时间序列进行分析时，判断 其平稳性是十分重要的。 单位根检验法采用 Phillips-Person(PP)和 Augment Dickey-Fuller(ADF)单位根检验法来确定模型中各变量的平稳水平。
20、ADF 检验法和 PP 检验法是实践中常用的两种单位根检验方法 ,从理论上讲 ,PP 检验法优于 ADF检验法 ,在实际检验时 ,选择何者主要是根据检验模型结构判断。若模型包含差分项 ,需要反映动态结构 ,一般用 ADF 检验法 ;若模型只描述了水平变量的关系 ,对随机干扰项只做了一般假设 ,那么可选用 PP 检验法。 本文采用 ADF(Augmented Dickey-Fuller)单位根检验法 ,对单位根的检验就是对序列平稳性的检验。 ADF检验的原理 对任一 pAR 过程 tptptt xxx 11 它的特征方程为： 011 ppp 如果该方程所有的特征根都在单位圆内，即 pii ,2,
21、1,1 则序列 tx 平稳。 如果有一个特征根存在，不妨设 11 毕业论文（设计） 6 则序列 tx 非平稳，且自回归系数之和恰好等于 1： 1010 211111 ppppp 因而，对于 pAR 过程可以通过检验自回归系数之和是否等于 1来考察该序列的平稳性。 为了便于检验，对式 tptptt xxx 11 进行等价交换： tptpptptpttptpttptttpttptptttxxxxxxxxxxxxxxxx1343323232212111121111整理上式，得 tptptptpt xxxx 111211 1 简记为： tptpttt xxxx 11111 式中， 121 p 1,2,1,21 pjpjjj 若序列 tx 平稳，则 121 p 等价于 0 若序列 tx 非平稳，则至少存在一个单位根，有 121 p 等价于 0 则 pAR 过程单位根检验的假设条件可以确定为： 0H0 ： （序列 tx 非平稳）； 0H1 ： （序列 tx 平稳）
