经济增长与城镇不同阶层收入分配问题研究

经济增长与城镇不同阶层收入分配问题研究

胡浩志1，2 易会文2 毕业网

（1.中南财经政法大学 经济学院，湖北 武汉 430073；2. 中南财经政法大学 学报编辑部，湖北 武汉 430073）

摘要：本文利用1978～2006年的时间序列数据，对城镇不同阶层收入分配不平等与经济增长之间的关系进行了实证研究。研究结果表明：城镇不同收入阶层的收入分配不平等与经济增长之间存在协整关系；库兹涅茨倒U型曲线对于城镇各收入阶层来说都是不存在的；经济增长对低收入阶层的收入分配不平等程度不具备调整能力，但对中、高收入阶层的收入分配不平等程度却有极大的调整作用。在一定的显著性水平下，当滞后一定期数时，经济增长是收入分配不平等的格兰杰原因。总体而言，随着经济的增长，收入分配不平等的状况越来越恶化。

关键词：经济增长；收入分配；阶层

中图分类号：F047文献标识码：A文章编号：1003-5230（2008）04

收稿日期：2008-04-12

基金项目：国家社会科学基金资助项目“有利于穷人增长（PPG）的制度安排与公共政策研究”（07BJL028）

作者简介：胡浩志（1979—），男，湖北新洲人，中南财经政法大学经济学院博士生，中南财经政法大学学报编辑部编辑；

易会文（1984—），女，湖北仙桃人，中南财经政法大学学报编辑部助理编辑。

一、引言

改革开放以来，我国经济增长取得了举世瞩目的成就，人均GDP由1978年的381元增加到2006年的16 084元，增加了41倍多；即使扣除价格因素的影响，2006年的人均GDP也是1978年的近10倍（以1978年=100，则2006年=972.9）。但是，我们也应该看到在经济持续快速增长的同时，社会居民收入差距不断扩大，全国基尼系数由1979年的0.33增加到2006年的0.496[1]，早已超过世界公认的收入分配警戒线。这期间，城乡收入差距扩大的趋势更为明显，城乡居民人均可支配收入之比已由1978年的2.57扩大到2006年的3.28，绝对收入差距也由1978年的209.8元扩大到2006年的8172.5元。如果再加上城乡之间在住房、物价、医疗、失业等方面的社会福利和教育、文化事业等公共品供给上的差距以及城镇隐性收入等因素，城乡之间的收入差距还要大[2]。另外，20世纪90年代以来，城镇和农村内部、地区之间以及行业之间的收入分配差距也不断扩大，已成为制约经济持续健康发展的重要因素之一。正因为如此，胡锦涛同志才在十七大报告中明确提出了要“深化收入分配制度改革，增加城乡居民收入”，“创造条件让更多群众拥有财产性收入”，“创造机会公平，整顿分配秩序，逐步扭转收入分配差距扩大趋势”。

我国作为一个发展中大国，不发展肯定不行，而经济增长则可能会面临收入差距不断扩大的风险，我国现在面临的问题是既要实现经济持续快速增长，又要使收入分配差距缩小，从而实现社会和谐发展。经济增长是否必然造成收入分配差距拉大，库兹涅茨倒U型曲线在我国是否真的存在，这些困扰我国经济持续健康发展的问题的解决对于社会主义和谐社会的构建具有相当重要的现实意义。本文正是基于此而对我国经济增长与不同阶层收入分配不平等之间的关系展开研究，以期从一个全新的角度对这些问题进行解答。

二、相关文献综述

有关经济增长与收入分配不平等之间的关系的研究，可谓是汗牛充栋，但是不同的研究方法得出的结论却并不完全相同。早在1955年库兹涅茨(Kuznets)就提出了经济增长与收入分配不平等呈倒U型关系的假说，他认为在收入水平较低的阶段，经济增长与收入分配差距扩大相伴随；然而当收入水平达到一定程度后，经济增长有助于缓解收入分配不平等[3]。最初的库兹涅茨倒U型假说只是一种对统计数据进行观测发现的直观经济现象，库兹涅茨本人的解释仅仅停留在定性分析的层面上，缺少相应的理论支持和严格的实证检验。其后学术界对这一问题进行了一系列研究，有些研究结果证实了倒U型假说的存在，也有些研究对其持怀疑甚至否定的态度。Deininger和Squire进行的一项对49个国家的研究发现，在40个国家（占样本国家的80%以上）中不平等与经济增长之间不存在统计关系，在剩下的9个国家中，有4个国家显示了U型关系，只有5个国家显示了倒U型关系的存在[4]。Adelman和Morris运用跨国数据对包括43个国家和地区的样本进行了逐步多重回归的统计分析，分析表明，当经济增长在一种生存的农业经济中，通过窄小的现代部门的扩张而开始时，收入分配的不均等一般会大幅度增加，经济发展的水平与人口中60%的穷人的收入份额之间呈现出不对称的U型[5](P32-51)。Chenery和Ahluwalia利用55个国家的截面数据进行了回归分析，结果表明，随着人均收入水平的提高， 40%的低收入人口的收入份额是先降后升，而20%的高收入人口的收入份额则先升后降[6](P133-164)。但是最近利用跨国数据验证收入不平等与经济增长之间的关系的方法受到了挑战，这是因为，利用跨国数据进行研究就是将发展水平不同的多个国家视为处于不同发展阶段的某一个经济实体，从而把收入差距变化趋势由动态的历史过程转变为静态的国别现象。这显然要求严格假定这些国家在发展过程中所面临的情况是一样的，实际上，这是不可能的。因此学者们纷纷转用时间序列数据或者面板数据来对此问题进行进一步的探究。Deininger和Squire使用20世纪50～90年代58个国家的面板数据，研究基尼系数与人均国民收入及其倒数之间的关系。结果表明，只有10%的国家的基尼系数与收入水平之间存在显著的倒U型关系，80%的国家的基尼系数与收入水平之间不存在显著的倒U型关系（至少在5%的置信水平上），其余10%的国家的基尼系数与收入水平之间则存在显著的U型关系[7]。Barro使用20世纪60～90年代的时间序列数据，研究基尼系数与人均GDP之间的关系。结果表明，基尼系数与人均GDP之间不存在倒U型关系，因而倒U曲线不能解释跨国或时间序列中不平等的变化[8]。

国内有些学者根据我国的具体情况，利用计量方法对经济增长与收入分配不平等之间的关系进行了实证研究。周文兴运用非经典时间序列方法，揭示出中国经济增长与城镇居民收入分配不平等之间存在协整关系；在长期中，经济增长与收入分配不平等之间呈正相关关系[9]。刘霖、秦宛顺利用1982～2001年中国GDP增长率与基尼系数的数据，采用Granger方法对中国的收入分配差距与经济增长之间的因果关系进行了实证研究，发现在收入分配差距与经济增长之间存在双向的因果关系，两者互相促进，即一方面经济增长推动了收入分配差距的扩大，另一方面收入分配差距的适度扩大对经济增长也有一定的促进作用[10]。王小鲁、樊纲利用1996～2002年我国30个省、直辖市、自治区的年度数据，通过面板数据模型方法，对收入差距走势进行了实证检验。结果表明，经济发展并不必然带来收入差距先升后降的结果。如果其他条件不变，收入差距在今后长时期内还将持续上升，而下降还遥遥无期且不能确证，不排除陷入所谓“拉美增长陷阱”的可能性，即分配不公和增长停滞的恶性循环[11]。张嫘和方天堃运用协整分析技术和Granger因果检验，利用1978～2003年的年度数据对我国城乡收入差距与经济增长之间的因果关系进行实证检验。结果表明，无论在长期还是在短期，经济增长都是构成城乡收入差距变化的原因之一，而城乡收入差距对经济增长的影响仅表现在短期内[2]。

从以上文献可以看出，经济增长与收入分配不平等之间到底存在什么样的关系，到目前为止还没有达成共识，似乎不同的结论主要源于所使用的经济计量方法以及所收集的数据不同。而且，从现有的文献来看，关注的重点主要是全国居民收入分配差距、城镇居民收入分配差距以及农村居民收入分配差距与经济增长之间的关系，缺乏对不同阶层收入分配差距与经济增长之间的关系的研究。正是基于以上考虑，本文以城镇为例，以城镇不同阶层所占收入份额作为衡量不同阶层收入分配不平等的指标，在此基础上构建了一个计量经济模型，用于检验不同阶层收入分配不平等与经济增长之间的关系，并利用收集到的数据对模型的参数进行了经验估计。 毕业网

三、经济增长与城镇不同阶层收入分配不平等的实证研究

（一）数据来源、变量定义以及模型设定

本文分析所使用的原始数据均取自《中国统计年鉴》各期，样本区间为1978～2006年。由于人均GDP数据可能比总GDP数据出现更少的错误，因此本文用人均GDP来衡量经济增长，并对其取自然对数，记为LnPGDP。城镇不同阶层收入分配不平等选用城镇不同收入阶层所占收入份额这一指标衡量，记为G。对于低收入阶层而言，G越小表明收入分配越不平等；对于高收入阶层而言，G 越大表明收入分配越不平等；对于中等收入阶层而言，G越接近于0.2越平等。另外，由于我国统计年鉴是把城镇居民按照收入高低分为7个等级来分别统计的，这7个等级分别为最低收入户、低收入户、中等偏下户、中等收入户、中等偏上户、高收入户和最高收入户，他们所占人口比重分别为10%、10%、20%、20%、20%、10%和10%，本文为分析的方便，把最低收入户和低收入户统称为低收入户，高收入户和最高收入户统称为高收入户，他们所占人口比重均为20%，本文以低收入、中等收入以及高收入阶层作为研究对象。限于篇幅，原始数据未在文中列出。

为使所设定的模型更能反应真实的情况，我们分别作出了三个不同阶层的收入分配不平等与经济增长之间的散点图，从散点图所反应的关系可以看出，不同阶层收入分配不平等与经济增长之间均呈二次型，因此我们设定的计量模型为：

（二）单位根检验

在进行变量间的协整分析之前，必须对各变量进行平稳性检验（ADF检验），否则可能会出现伪回归。本文所有计量均在Eviews3.1基础上完成，检验结果见表3。由表3可知，在5%的显著性水平下，原变量均是非平稳的，但是经过一阶差分之后，均变为平稳的，因此它们都是一阶单整，记为I（1）。故而，可以对它们进行协整检验。

表1各变量ADF检验结果

注：1.Gd、Gz、Gg分别表示低收入阶层、中等收入阶层、高收入阶层的收入分配不平等；2.（c,t,k）中c表示漂移项，t表示趋势项，k表示滞后阶数。

（三）协整检验

由于本文为多变量模型，因此采用Johansen协整检验法检验变量之间是否存在协整关系。Johansen协整检验是一种基于向量自回归模型的检验方法，在进行协整检验之前首先需要确定VAR模型的最优滞后阶数。为保持合理的自由度同时又要消除误差项的自相关，我们把无约束VAR模型的滞后阶数从1阶依次增至6阶，观测各不同滞后阶数的VAR模型的AIC和SC值，并根据AIC和SC信息准则确定最优滞后阶数为5，此时的VAR模型是最优的。于是协整检验的VAR模型的滞后阶数为4（协整检验的滞后阶数要比无约束VAR模型的滞后阶数少一阶）。通过模型选择的联合检验，确定序列有线性趋势且协整方程既有截距又有趋势的模型为最合适的协整检验模型。

1．低收入阶层收入分配不平等与经济增长

（1）协整方程的确定。城镇低收入阶层收入分配不平等与经济增长之间的Johansen检验结果见表4。从表4中我们可以看出，在1%的显著性水平下，分别拒绝了不存在协整关系、至多存在一个协整关系的原假设，并接受了至多存在两个协整关系的原假设，因此变量之间存在2个协整关系。根据方程和参数的显著性，本文选择其中的一个协整方程，为：

(1)

Se= (-0.488)(-0.024)（-0.024）

Log likelihood=105.493

式（1）中的时间趋势从1979年开始，即时间序列从1978～2006年间t的取值相应为0～28。通过对数据进行拟合，我们发现协整方程(1)的拟合效果非常好，其残差的ADF检验结果显示它在10%的显著性水平下是平稳序列，从而更加证明了变量之间协整关系的存在，即变量之间确实存在某种长期均衡关系。从协整方程(1)可以看出:低收入阶层的收入分配不平等与经济增长之间呈倒U型关系，即随着经济的增长，低收入阶层所占的收入份额先上升后下降，也就是说不平等程度先弱化后强化，这与库兹涅茨倒U型曲线所描述的恰好相反。从二次曲线的形状来看，我国现在正处在协整方程所表示的曲线的下降阶段，它对应于收入分配不平等程度不断增加的阶段。从回归系数来看，LnPGDP每变动一个单位，会导致城镇低收入阶层所占的收入份额上升17.857个单位，但是同时由于(LnPGDP)2的变动，会导致最终上升的收入份额有所降低，这表明经济增长对城镇低收入阶层的收入分配既有水平效应又有增长效应，水平效应使得收入分配差距拉大，增长效应使得收入分配差距缩小。时间趋势t前面的系数显著为负，意味着随着时间的推移，城镇低收入阶层所占的收入份额有某种自然下降的趋势。至于时间趋势t的意义，我们可以换一个角度，把它理解为除了经济增长之外的影响收入分配的其他因素。

表2Johansen协整检验结果

（2）误差修正模型的确定。误差修正模型反映的是变量在短期波动中偏离它们长期均衡关系的程度，它为我们提供了分析长期动态关系的工具。下面根据Granger表示定理建立误差修正模型VECM。我们选择VAR模型有线性趋势且协整方程有截距有趋势的形式，VECM模型的滞后期仍为4，估计结果为：

(2) 毕业网

其中，

该VECM模型的AIC和SC值分别为-4.96和-2.70，都较小，说明VECM的整体效果较好，解释力较强。根据式（2）可知，前期收入份额的短期变化对当期收入份额的短期变化均有负面影响；误差修正项的系数为1.17，但不显著（t值为1.05），这表明Gd一旦偏离均衡很难恢复，同时也说明影响城镇低收入阶层收入分配的因素有很多，而不仅仅是经济增长这一因素，仅仅通过发展经济不能改善城镇低收入阶层的收入分配状况。

（3）Granger因果检验。Granger因果检验度量的是对一个变量进行预测时，另一个相关变量的前期信息对均方误差的减少是否有贡献，并以此作为因果关系的判断基准。Granger因果检验的结果如表5所示。从表5中可以得知：在5%的显著性水平下，滞后期分别取1～4时，LnPGDP始终是Gd的格兰杰原因，但Gd始终不是LnPGDP的格兰杰原因；(LnPGDP)2始终是Gd的格兰杰原因，但同时Gd始终不是(LnPGDP)2的格兰杰原因，这充分说明了它们之间的关系具有稳健性，也就是说改革开放以后经济增长导致了城镇低收入阶层收入分配的不平等。

表3 变量的Granger因果关系检验结果

（4）脉冲响应分析。脉冲响应函数（IRF）表示的是一个内生变量对一个单位标准差的反应，即在随机扰动项上加一个单位标准差大小的新息（innovation）对内生变量的当期值和未来值产生的影响，而脉冲响应图则用于反映这种来自随机扰动项的一个标准差新息对内生变量影响的变动轨迹，它能够较为直观地刻画出变量之间的动态交互作用。从图1中（由于本文主要分析经济增长对收入分配不平等的影响，因此文中只列出了其中两个脉冲响应图），我们可以形象的看出经济增长LnPGDP和(LnPGDP)2对城镇收入分配不平等的动态影响。收入分配不平等Gd对来自LnPGDP和(LnPGDP)2的一个标准差新息在第1期都没有反映，到第2期反映都较为明显，但均是负向的而且影响幅度不大，到第3期的影响均转为正向的，在第6期时正向影响达到顶峰，但是在随后的时期里却没有消失的趋势。而Gd对其自身的一个标准差新息立刻有较大反映，且为正向的，但影响的时间不长，到第2期就回到原来的水平，随后随着LnPGDP的影响同方向变动（变动趋势相似），这一方面说明它们之间具有良好的协同性，另一方面也说明来自自身的新息对Gd的影响较为长远，在短期内不会消失。从图1中的第二个图我们可以看出，LnPGDP对来自Gd的一个标准差新息的反映始终是负向的，在第5期时负向影响达到最大，随后逐渐减弱直至消失。

图1Gd和LnPGDP脉冲响应图

从以上对城镇低收入阶层的收入分配不平等的分析可知，低收入阶层收入分配不平等与经济增长之间存在协整关系，但是与库兹涅茨倒U型曲线所描述的恰好相反，城镇低收入阶层的收入分配不平等程度随着经济的增长先下降后上升。目前，我国正处于下降阶段。同时，在5%的显著性水平下，LnPGDP和(LnPGDP)2均是Gd的格兰杰原因，但Gd却不是LnPGDP和(LnPGDP)2的格兰杰原因。从VECM模型和脉冲响应分析可知，经济增长对城镇低收入阶层的收入分配不平等程度不具有调节能力，经济增长对收入分配不平等的影响在未来一段时期内不会自动消失。

2.高收入阶层收入分配不平等与经济增长

（1）协整方程的确定。与上面分析低收入阶层收入分配不平等与经济增长之间的关系的步骤一样，我们首先通过Johansen检验确定协整方程，检验的结果如表6。由表6可知，在1%的显著性水平下，变量之间存在3个协整关系。根据方程和系数的显著性，本文选择其中的第一个协整方程，为：

（3）

Se= (-0.537)(-0.026)（-0.038）

Log likelihood=85.233

我们对数据进行了拟合，发现方程(3)的拟合效果非常好，其残差单位根检验的结果显示它在10%的显著性水平下是平稳序列，这表明变量之间确实存在某种长期关系。从协整方程(3)可以看出:与低收入阶层不同，高收入阶层的收入分配不平等与经济增长之间呈U型关系，即随着经济的增长，高收入阶层所占的收入份额先小幅下降到一定程度然后开始上升，也就是说不平等程度先弱化后强化，这也与库兹涅茨倒U型曲线所描述的相反。从二次曲线的形状来看，我国现在正处在曲线的上升阶段，它对应于收入分配不平等程度不断增加的阶段。从回归系数来看，边际人均GDP每变动一单位，会导致高收入阶层的收入份额上升3.184个单位；与低收入阶层不同，经济增长对高收入阶层的收入分配的水平效应和增长效应均较大。时间趋势t前面的系数显著为正，意味着随着时间的推移，除经济增长之外的其他因素会对高收入阶层的收入份额产生正向影响。

表4Johansen协整检验结果 毕业网

（2）误差修正模型的建立。我们仍选择VAR模型有线性趋势且协整方程有截距有趋势的形式，VECM模型的滞后期仍为4，估计结果为：

(4)

其中：

该VECM模型的AIC和SC值分别为-3.27和-1.01，都较小，说明VECM的整体效果较好，解释力较强。从式（4）可知，前三期收入份额的短期变化对当期收入份额的短期变化均有正面影响。与低收入阶层的VECM模型不同，这个模型中的误差修正项的系数为负，且达到了-2.23，这表明Gg一旦偏离均衡，其向长期均衡回归的速度很快。但是，要注意的是，它的绝对值大于1，这说明在短期波动中出现偏离时，在向长期均衡回归过程中会出现“超调”现象。

（3）Granger因果检验。检验的结果如表7所示，从表5中可以得知：在5%的显著性水平下，滞后期分别取1～4时，LnPGDP始终不是Gg的格兰杰原因， Gg也始终不是LnPGDP的格兰杰原因；(LnPGDP)2始终不是Gg的格兰杰原因，Gg也始终不是(LnPGDP)2的格兰杰原因。

表5变量的Granger因果关系检验结果

（4）脉冲响应分析。脉冲响应图如图2所示。从图2中，我们可以看出，收入分配不平等Gg对来自LnPGDP和(LnPGDP)2的一个标准差新息在第1期都没有反映，到第2期时对(LnPGDP)2的反映为正，但对LnPGDP的反应仍为零，随后对来自它们的新息的反应趋势基本相同，在第6期时开始下降，随后又上升，最后又下降直至完全消失。Gg对其自身的一个标准差新息立刻有较大反映，且为正向的，影响的时间较长。从图2中的第二个图我们可以看出，LnPGDP对来自Gg的一个标准差新息的反映始终是负向的，在第5期达到顶峰，随后不断下降，直至消失。

从上面的分析可知，城镇高收入阶层收入分配不平等与经济增长之间存在协整关系，并且呈U型，即随着经济的增长，高收入阶层所占的收入份额先小幅下降然后开始上升，不平等程度先弱化后强化，库兹涅茨倒U型曲线对于这一阶层来说是不存在的。同时，在5%的显著性水平下，LnPGDP和(LnPGDP)2均不是Gg的格兰杰原因，Gg也不是LnPGDP和(LnPGDP)2的格兰杰原因。从VECM模型和脉冲响应分析可知，经济增长对城镇高收入阶层的收入分配不平等程度具有调整作用，但是调整的幅度较大，影响的周期也较长。

图2Gg和LnPGDP脉冲响应图

3.中等收入阶层收入分配不平等与经济增长

同理，通过Johansen协整检验法，确定在1%的显著性水平下，城镇中等收入阶层收入分配不平等与经济增长之间存在3个协整方程，根据方程和参数的显著性，选择其中的一个为：

（5）

Se= (-0.506)(-0.034)（-0.027）

Log likelihood=132.231

对式(5)的残差进行ADF检验，我们发现在5%的显著性水平下它是平稳的，并且该方程的拟合效果也很好，从而证明协整关系确实存在。另外，从协整方程(5)我们也可以看出:与低收入阶层相似，中等收入阶层的收入分配不平等与经济增长之间呈倒U型关系，即随着经济的增长，城镇中等收入阶层所占的收入份额先是小幅上升，然后逐渐下降，收入分配不平等程度也随之增加。

从误差修正模型式（6）可知，前期收入份额的短期变化对当期收入份额的短期变化均有正面影响；并且误差修正项的系数显著为负（t值为-5.69），达到了-1.76，这表明Gz一旦偏离均衡，在短期内便会自动进行调整，但是调整的幅度稍微偏大，会出现“超调”现象，这与高收入阶层的情况相似。

（6）

Granger因果检验的结果表明，在5%的显著性水平下，只有滞后期为4时LnPGDP才是Gz的格兰杰原因，但Gz始终不是LnPGDP的格兰杰原因；当滞后期为1和4时，(LnPGDP)2才是Gz的格兰杰原因，Gz始终不是(LnPGDP)2的格兰杰原因。

从脉冲响应图（图3）我们可以看出，收入分配不平等Gz对来自LnPGDP和(LnPGDP)2的一个标准差新息在第1期均没反应，在第2期时(LnPGDP)2的影响达到正向最大，随后逐渐下降直至影响转为负向，且在第5期时，负向影响达到顶峰，之后便缓慢减弱，到第8期时完全消失；Gz对来自LnPGDP的影响一直为正，且在第6期时达到最大值，之后就逐渐下降直至消失。Gz对其自身的一个标准差新息立刻有较大反映，且为正向的，影响的时间较长。从图3中的第二个图我们可以看出，LnPGDP对来自Gz的一个标准差新息的反映始终是正向的，在第6期达到顶峰，随后不断下降，直至消失。

图3Gz和LnPGDP脉冲响应图 毕业网

四、结论

本文以城镇不同收入阶层所占收入份额作为衡量不同阶层收入分配不平等的指标，以人均GDP来衡量经济发展水平，在此基础上构建了一个计量经济模型，利用1978～2006年的时间序列数据，对城镇不同阶层收入分配不平等与经济增长之间的关系进行了实证研究，得出以下主要结论：

1.对城镇低收入阶层而言，收入分配不平等与经济增长之间存在协整关系，并且呈倒U型，即随着经济的增长，城镇低收入阶层所占的收入份额先是小幅上涨然后逐渐下降，目前正处在下降阶段，也就是说收入不平等程度是不断增加的，这与库兹涅茨所描述的倒U型相反。同时，在5%的显著性水平下，LnPGDP和(LnPGDP)2均是Gd的格兰杰原因，但Gd却不是LnPGDP和(LnPGDP)2的格兰杰原因。但是，我们看到经济增长对收入分配不平等不具备调整能力，仅仅通过发展经济不能改善城镇低收入阶层的收入分配状况，因此政府还必须采取其他各种有效措施，比如实施城镇居民就业工程、健全社会保障体系等来改善对低收入阶层不利的分配状况。

2.对城镇高收入阶层而言，收入分配不平等与经济增长之间也存在协整关系，但是呈U型，即随着经济的增长，高收入阶层所占的收入份额先小幅下降然后开始上升，不平等程度先弱化后强化，库兹涅茨倒U型曲线对于这一阶层来说也是不存在的。目前，高收入阶层的收入份额处于不断上升阶段，不平等程度会不断增加。在5%的显著性水平下，LnPGDP和(LnPGDP)2均不是Gg的格兰杰原因，Gg也不是LnPGDP和(LnPGDP)2的格兰杰原因。同时我们看到，经济增长对收入分配不平等具有调整作用，但是调整的幅度较大，容易造成“超调”。

3.对城镇中等收入阶层而言，收入分配不平等与经济增长之间同样存在长期均衡关系，且呈倒U型，即随着经济的增长，城镇中等收入阶层所占的收入份额先是小幅上升，然后逐渐下降，收入分配不平等程度也随之增加。在5%的显著性水平下，当滞后期为4时，LnPGDP和(LnPGDP)2才是Gz的格兰杰原因，Gz始终不是LnPGDP和(LnPGDP)2的格兰杰原因。对于中等收入阶层而言，通过发展经济可以改善他们的收入分配状况。

总而言之，改革开放以来，随着我国经济的快速发展，对于城镇地区而言，收入分配不平等的状况越来越恶化，经济增长的成果并没有惠及整个社会，而是向高收入阶层倾斜。因此，政府必须采取有效措施遏制这种状况的恶化，包括收入初次以及二次分配制度的改善、社会保障体系的健全、既得利益集团的约束以及政府自身行为的管制等。只有这样，才能保证经济的可持续发展，构建和谐社会的目标才能得以实现。

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