收入差距与中国经济增长———福利分析的视角

【摘要】卢卡斯（Lucas，2004）声称，对收入分配的关注是经济学中最具诱导性和危害性的倾向之一，因为与改进生产的无限潜力相比，通过分配当前的产出来改进穷人生活水平的潜能是微不足道的。因此，政府的主要任务就是维持尽可能高的经济增长速度，而不必关心收入差距问题。文章认为，卢卡斯的论断无法适用于中国的国情，一方面，经济增长的高速度并不意味着社会福利水平的最优，较大的收入差距对于社会福利水平具有较大的影响，另一方面，只关注经济增长而不顾收入差距的拉大不利于社会主义和谐社会的建立；通过修正的模型和数值模拟发现，对于合理的偏好参数和中国的宏观经济数据，收入差距拉大的福利成本并非微不足道。因此，如果政府关心中国经济的增长，那么也应该关心收入差距问题.
【关键词】经济增长；收入差距；福利成本

经济增长往往意味着社会福利水平的提高，因而受到经济学家们的极大关注和家庭的普遍欢迎；而对于收入差距拉大，不同的家庭有不同的看法，一般认为，家庭是风险厌恶者，他们喜欢持续稳定的消费增长，对于收入差距拉大，富人持欢迎态度，穷人则持厌恶态度，总体来说，收入差距的拉大有损于社会整体福利水平的提高。因而，作为社会福利的坚决捍卫者，政府在促进经济较快增长的同时，应该关注并尽可能减小收入差距。但无论在理论上，还是在实践中，对于这两者的关系问题，却存在很大的争议.
从理论上来讲，早期研究中一种较为流行的看法是，收入差距有利于激励生产者，从而有利于经济增长。与此相反，一些发展经济学家提出了与上述看法不同的观点，例如，托达罗在其名著《经济发展》一书中提出了平等实际上是发展中国家实现自我持续增长的一个条件的思想。近十多年来，收入差距和经济增长的关系问题再次受到了增长经济学家们的热切关注.
但研究结论同样具有很大的分歧，一方面，经济学家们观察到的实际情况是，在一些增长较快的东亚国家和地区，经济持续增长伴随着相对较小的收入差距，而在一些南美国家，收入差距巨大却与经济增长停滞并存，由此，部分经济学家认为收入差距可能对经济增长有负面的影响。另一方面，也有一部分研究文献认为，得出上述结论的实证研究往往犯有数据不准确和遗漏变量的错误，因而研究结论是不能令人信服的，实际上，一国收入差距的拉大与随后的经济增长具有显著的同向关系（Forbes，2000）。
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总之，现有研究结论的不一致对收入差距和经济增长之间的关系提出了很多有待回答的问题.
就实践来看，近二十年来，“效率优先，兼顾公平”一直是我国经济发展过程中奉行的分配原则，然而，在经济实现高速增长的同时，我国的收入差距却在急剧拉大。改革开放30年来，中国经济保持了年均两位数的高速增长，与此同时，居民收入差距也经历了急剧扩大的过程。据世界银行和其他中外研究者的计算，中国的基尼系数在1980年为0.320，到1984年一度下降到0.257，到1990年上升到0.355，2001年进一步达到了0.447（世界银行，2004；WIDER，2000），开始越过0.4的国际警戒线，并连续几年直线上升，2006年达到了0.46，贫富差距不断恶化.
根据世界银行2005年发展报告，按由低到高的顺序排列，中国的基尼系数在120个国家和地区中名列第85位，已经接近一些社会分化严重、经济增长停滞的拉美和非洲国家水平。近几年来，理论界关于公平和效率的讨论更是不绝于耳，因而，一个自然而然的问题是，当前我国的收入差距和经济增长对社会福利水平到底具有怎样的影响.
对于上述问题的回答，目前的研究大都停留在定性的层面上，而收入差距和经济增长各自对社会福利的影响恰恰是一个定量研究才能回答的问题，这是现有研究的一个不足。另外，政府在制定相应的经济政策时，仅仅考虑经济增长速度是不够的，因为政府的目标应该是实现社会福利的最大化，因而需要在理论上对收入差距和经济增长的福利效应进行分析。但是，目前关于收入差距和经济增长之间关系的绝大部分研究都是在增长理论的框架下进行的，因而很难对经济增长和收入差距对家庭的福利水平的影响进行定量分析研究（陆铭等，2005）.
本文认为，对收入差距问题的正确认识应该建立在福利分析的基础之上，在这方面，卢卡斯（1987）对商业周期福利成本和经济增长福利收益的估算为我们的研究提供了可供借鉴的范例.
福利分析方法考虑单个消费者的偏好特征，尤其是时间贴现、风险规避以及收入差距等因素，而这些因素可能会显著地增强再分配对社会福利的重要性，从而弱化增长对社会福利水平的影响力。因而这种分析方法才更有可能定量地对这二者之间的关系做出新的解释.

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二、模型
（一）社会福利的定义
本文关于经济的假定与卢卡斯（1987）关于经济的假定基本相同，假设时间是离散的，人口总数固定不变并正规化为1.
代表性个体最大化如下效用函数的期望终生总效用：U（c0）=E0∞t=0Σβtu（ctΣΣ）（1）其中，c0是消费者的初始消费水平，ct表示第t期的消费水平，E0为期望算子，β是主观贴现因子。为了简化分析，我们假定消费者的效用函数为CRRA（常相对风险规避）形式，即有：u（c）=c1-γ-11-γ，这里为跨期替代弹性（IES），γ为相对风险规避系数。进一步地，假定消费的对数在确定性趋势附近稳定波动，可以用如下的随机过程来描述：lnct=ρlnct-1+（1-ρ）（a+bt）σηt（2）其中，ρ∈[0，1]表示消费的持久性。a和b是常数。ηt表示消费受到的冲击，且服从标准正态分布，在这些假定之下，消费的无条件分布满足：lnct：N（a+bt，σ2x），其中，σ2x≡σ21-ρ2。显然，σ2x度量了模型所描述的经济的不平等程度。参数a和b的选择要使得第t期的总消费Ect等于（1+λ）（1+μ）t，在该设定下，μ为消费的增长率，而λ为时刻0的消费水平，后面我们用它来度量不同的实验中的福利收益或福利成本，在基准情形下，令其等于零。本文关于社会福利的定义与JuanCarlosCor-dobaandGenevieveVerdie（r2005）是一样的：W≡∫U（c）F（c）dc（3）其中，F（c）表示在时刻0消费水平低于或者等于c的人口在总人口中的比例。按照作者的解释，这样定义的社会福利函数具有如下两个方面的优点： 论文检测天使-免费论文检测软件http://www.jiancetianshi.com
第一，该福利函数平等地衡量每一个个体的福利水平；第二，个体之间的福利差异并非由他们的偏好不同所导致，而是由个体不同的资源禀赋所引致。这样，结合上述（1）、（2）、（3）式和效用函数的具体形式，可以得到福利的计算公式：W=EU=EE0∞t=0Σβtu（ctΣΣ）=∞t=0ΣβtEc1-γ-11-γ=11-γ∞t=0Σβte（1-γ）（a+bt）+12（1-γ）2σ2x-Σ1Σ将常数a和b代入上式，化简后可得：W=W（λ，μ，σ2x，γ，β）≡（1＋λ）（1+γ）e-γ（1-γ）σ2x/2（1-γ）（1-β（1+μ）1-γ）-11-γ11-β（4）为了便于福利比较，我们需要计算基准福利水平，基准福利水平满足：W0=W（0，μ0，σ20），各参数均取其基准值.
（二）福利成本的定义下面，我们遵循卢卡斯（1987）和JuanCarlosCordobaandGenevieveVerdie（r2005）的做法来定义几种福利成本（收益）的度量。我们首先将福利成本定义为：为了使社会计划者在基准水平和另外一种情形下无差异的消费水平的改变比例。这意味着收入差距的福利成本就是社会计划者为了消除收入差距而放弃的增长数量.
1.消除收入差距带来的增长成本。
我们定义如下的福利成本：W0=W（0，μ0＋μx，0），按照这个定义，μx表示社会计划者为了消除收入差距而放弃的经济增长率。显然，μx<0，利用上述公式（4）和基准福利水平的定义式，可以求出：μx=1β1-eγ（1-γ）σ2x/21-β（1+μ0）（1-γ）ΣΣΣΣΣΣ11-γ-（1+μ0）（5）另外，也可以考虑补偿社会计划者的另外一种途径，即社会计划者牺牲增长来换取收入差距的降低。由此，我们可以定义如下：W0=W（0，0，σ20-θxσ2x），按照这样的定义，θx×100即为社会计划者愿意接受的以零增长所换取的收入差距的减少比例。同样地，我们可以解得：θx＝2ln（1-β）－ln1-β（1+μ0）（1-γ）ΣΣΣΣγ（1-γ）σ2x（6）鉴于文献中常常认为收入差距是由于向个人提供激励所造成的部分结果，一个自然的想法是，同时消除收入差距和经济增长的结果会是什么。由此我们可以定义如下的福利度量公式：W0=W（λx，0，σ20-σ2x0），这里，λx是当前收入差距-增长组合的净福利收益（如果为负，则为成本），同样地，我们可以求出：λx=e-γσ/21-β1-β（1+μ0）（1-γ）ΣΣ11-γ-1（7）三、参数校准及数值计算结果（一）校准为了计算上节中定义的各种福利度量的具体数值，我们首先需要校准相应的参数数值μ0，σ2x，β和γ.
首先，对于人均消费的增长率来说，目前还没有可供直接参考的数据，研究者主要是通过估算来间接获得数据。陈彦斌和周业安（2005）依据《中国统计年鉴》中的“全国居民消费水平”构建了1985年~2003年中国对数实际人均年度消费数据.

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在时间作为唯一的解释变量的情况下，其回归系数是消费的平均增长率。他们测算的结果为：μ=0.06。考虑到这类数据的缺乏和上述作者计算的合理性，本文采用了上述数据.
其次，对于一国国内消费分布的数据也无法直接得到，KruegerandPerr（i2002）就美国的个人消费的对数的标准差进行了估计，在控制年龄和种族的情况下，该数值在长达25年的时间里大致固定在0.48左右。考虑到中国经济具有较大波动性的特点，在本文中这一数值取0.5.
再次，对于相对风险规避系数γ，已经有很多文献进行了估计，但对于其合意值却存在很大的争议。Hal（l1988）以及CampellandMankiw（1989）发现跨期替代弹性接近于零，这意味着相对风险规避系数γ趋于无穷大。而在另外一个极端上，BeaudryandVanWincoop（1996）发现γ近似等于1。为了便于比较，我们遵循卢卡斯（1987）的做法，我们使用γ的不同数值来计算福利成本，我们取γ∈[2，5，10，20].
最后，对于主观贴现因子β，现有的关于福利分析的文献中，往往取值为0.95或0.90，例如，Lucas（1987）就是这样。本文遵循这类文献的做法，在计算中取其值为0.95.
（二）数值计算结果及比较分析
在对各个参数校准的基础之上，表1计算并报告了我们在第二节中定义的福利度量。μx度量的是社会计划者为了消除收入差距而导致的经济增长率的下降比例。比如，当γ=10时，μx=-6.57%，这意味着社会计划者愿意接受消费增长率下降6.57%的代价来消除收入差距。由于基准增长率为6%，新增长率就是-0.57%，这意味着收入差距的社会成本是不可忽视的.
计划者为了减小收入差距，就要降低经济增长速度，θx度量的是能够补偿计划者降低经济增长所带来的福利损失的收入差距的减少，举个例子，当γ=10时，θx=19.3%，这意味着计划者仅仅需要收入差距降低19.3%来补偿增长的缺失。从表1中可以看出，收入差距的相对较小的降低就可（下转第102页）2x輴辌各个指标的权重值确定如下：A1=（0.4170.0980.0620.2630.160）A2=（0.4580.2520.0560.1450.089）A3=（0.0540.4670.0870.2490.143）A4=（0.4290.0360.1220.0620.229）陕西移动公司营销渠道的初级评价如下：B1=A1*R1=（0.05770.18350.70990.27540.7896）B2=A2*R2=（0.05420.31630.33690.20890.0837）B3=A3*R3=（0.11010.20540.33260.23030.1282）B4=A4*R4=（0.20530.25000.33060.18610.028）陕西移动公司营销渠道的综合评价如下：R=0.05770.18350.70990.27540.78960.05420.31630.33690.20890.08370.11010.20540.33260.23030.12820.20530.25000.33060.18610.02!/"/"/"/"/"/"/"/"/"#$%%%%%%%%%&8B=A*R=（0.08700.27440.36350.21480.1388）计算综合评估值，根据评语系数矩阵V=（54321）T，可以计算出综合评价结果（见表3）.
三、结论
通过上述计算方法，可以量化、了解各个移动通信公司营销渠道经营管理的基本情况，不但可以从整体上进行比较，还可以就单个指标进行衡量和对比；也还可以将不同地区的同一企业在当地的营销渠道的管理情况进行横向比较，或将相同地区不同移动通信公司营销渠道的管理情况进行纵向比较，从而为企业有针对性的提高营销渠道的绩效以及指定相应的优化管理方案提供量化基础和依据.
表3陕西移动公司营销渠道综合评价情况

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