倒“U”曲线及顶点分析.doc
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1、倒“U”曲线及顶点分析 摘要:库兹涅茨“倒U假说”在国内外学术界受到广泛讨论。本文先从数学推导上说明了虽然倒“U”曲线是存在的,但倒“U”曲线顶点的不同将可能导致其倒“U”形的不存在。然后通过截取世界上不同发展水平国家的数据,用人类发展指数来衡量各国的发展水平,对库兹涅茨“倒U假说”进行实证分析,并结合我国实际情况,指导我国经济发展。关键词:库兹涅茨倒“U”假说 基尼系数 人类发展指数 平均每千人的政府补贴及其他经常性转移支付占总支出的比重一、引言从世界范围来看,由于历史的、自然条件的、地域性的、政治的、种族的和信仰的不同,得出一个有关国家间增长与分配关系的模式是相当困难的。从经济学发展的历史
2、来看,关于经济增长对收入分配带来的冲击,库兹涅茨的经典分析打开了经济学界对增长与分配关系讨论的入口。我国改革开放以来,经济保持了较快的增长,国内生产总值从3624.11亿元增长为92910.7亿元,平均每年递增超过10%,大大高于世界各国的经济增长率。但是,在我国,经济转型时期居民收入分配差距基本上表现为一种不断扩大的趋势。因此,重新认识经济发展与收入分配的关系,有利于指导我国经济的良性发展。二、经济发展与分配关系的理论研究及其争论经济学界对增长与分配关系的讨论是从刘易斯(1954)和库兹涅茨(1955)开始的。1955年,库兹涅茨通过对英国、德国、美国三个发达国家的不平等状况进行考察,并且与
3、三个不发达国家印度、锡兰、波多黎各相对比发现,各个经济体中最富有的20%的人占有的收入份额与最贫穷的60%的人的收入份额之比,在发展中国家都大于发展中国家的水平,即发现发达国家比欠发达国家有更大程度的不平等,由此进一步归纳出所谓的“倒U假说”“在经济发展中,收入分配不平等会经历一个先迅速扩大、尔后是短暂的稳定,然后再逐步缩小的过程。” American Economic Review,Vol.45,128半个世纪以来,大量的经济学家围绕此假说展开了讨论和检验。部分经济学家通过对交叉部门的实证研究,使库兹涅茨的倒“U”曲线得到了支持,如Paukert(1973),Chenery和Syrquin(
4、1975),Ahuluwalia(1976),Cline(1975),Papanek和Kyn(1987)等人。Paukert(1973)对56个国家(地区)的经验工作得到了如表2所示的结果,起结论支持了库兹涅茨的假说。除Paukert以外,Chenery和Syrquin(1975)关于19501970年代许多国家发展形式的研究以及Ahuluwalia(1976)关于收入分配和贫穷的经验实证研究工作(该研究涉及60个国家,其中有40个发展中国家,14个发达国家、6个社会主义国家,研究中涉及的GNP以1970年价格的美元计量),也得到了与Paukert类似的结论。然而,也有大量的研究表明:库兹涅茨
5、的“倒U假说”缺乏经验支持。Fei,Ranis和Kuo(1979)对中国台湾地区经济发展的经验实证工作发现,台湾地区在经济发展起飞阶段的1950年代到1970年代,不仅保持了高速经济增长,而且基尼系数也有所下降。Fields和Jakubson(1994)就库兹涅茨倒“U”曲线而对35个国家进行的实证研究工作也认为,如果能够得到什么一般意义的结论的话,那这个结论就是,在经济发展过程中,至少在20世纪的发展中,不平等程度是下降的。库兹涅茨倒“U”假说缺乏经验支持。Deininger和Squire(1998)利用他们搜集整理的一个收入分配Panel数据集(Deininger和Squire,1996)
6、,对倒“U”假说进行了严格的实证分析,其结果也表明,经验证据对该假说几乎没有提供什么支持。另外,Anandh和Kanbur(1986)通过建立各种函数形式所进行的仔细的经济计量研究发现,交叉部门的资料与“正U形曲线”吻合而不是“倒U形曲线”。总之,从发展与分配关系的总体理论研究和经验分析两方面来看,存在两条基本分析线索:第一,增长和不平等之间存在倒“U”型关系;第二,增长和不平等之间不存在倒“U”型关系,后一种线索包括了这样两种实际情况,一是指经济增长低效率,收入分配又不平等(非洲和拉美国家);二是指增长与平等可以同时实现(东亚奇迹)。他们的分析方法,多种多样,时序分析、截面分析、面板模型分析
7、,所用的指标也各不相同。但思路却大体相同:一、选择恰当的指标代表某个经济体的经济发展程度和收入分配不平等程度,二、选择恰当的数据群,代表此经济体的不同发展阶段。借鉴前人的成功经验,结合我们的认识,在下面的分析中,我们将引入人类发展指数和基尼系数来作为衡量经济发展程度和收入分配不平等程度的指标,截取世界上不同发展水平国家的数据作为一个一般性的经济体的不同发展阶段的数据。三、从数学推导上看,倒“U”曲线顶点的不同,将可能导致其倒“U”形的不存在。1、模型设定的依据根据刘易斯、费拉尼斯以及托达罗等人的二元经济模型,不妨将经济社会划分为乡村和城镇两个部门 刘易斯所言的两部门是传统部门与现代部门,而这里
8、将其看作乡村和城镇是为了实证的方便(数据较易取得)。,两部门的人口份额分别为、。再假设乡村和城镇两部门内居民收入的对数均值和对数方差分别为、()和、。很显然,+=1 (1)全体人口(指乡村和城镇人口的总和)收入的对数均值为: (2)同理,全体人口收入的对数方差为: (3)2、模型的假定(1)用对数方差测量群体内的收入不平等程度。方差经常用来度量样本的差异程度。一个群体内部成员收入的方差表示了收入的离散程度。因此经常用方差来度量群体内的收入不平等程度,方差越大,表示不平等程度越高。由于对数方差没有改变方差的这种性质,因此,我们用对数方差测量群体内的收入不平等程度。(2)假定经济发展是一种城镇化过
9、程,即随着经济的不断发展,城镇人口所占的比例越来越大。因此,、的变动代表了经济发展的变化过程。3、模型设定将(1)(2)代入(3)可得 (4)其中,从(4)式可以看出,如果,则总体收入不平等指数是的二次函数,这似乎验证了倒“U”曲线存在的必然性(如图1)。但是,不可忽视的是,倒“U”曲线倒“U”形的存在必须具备一个前提条件,那就是,曲线(4)的顶点必须在第一象限,且必须在(0 ,1)之间。否则,所推导出来的倒“U”结论必然是虚假的。因此,倒“U”曲线可能出现三种情况,每种情况都是由顶点的坐标决定的。4、倒“U”曲线可能出现三种情况(图2)(说明:上图仅仅是为了给出一种大体的描述,因此曲线并没有
10、具体的量的关系,并且,曲线上的某些部分应该为虚线,由于作图工具的限制,我们只能作出实线。)以此图来对照,前面各位经济学家的实证分析,我们可以看出,台湾等“四小龙”的情况类似与图中左边的曲线,发达国家的情况类似于中间的曲线,而大多数发展中国家的情况更接近于右边的曲线。四、倒“U”曲线的实证分析为了验证倒“U”曲线的实际形状,即是否存在倒“U”形(倒“U”曲线顶点处于什么位置),我们将建立计量经济模型对其进行验证。1、 模型设定由(4)式可知,如果我们以刘易斯、费拉尼斯以及托达罗等人的二元经济理论为建模背景,那么所得模型形式为:其中乡村部门的人口份额,为居民收入的对数方差。但是,经济的发展如果仅仅
11、以城镇化程度来表示,显然是有所欠缺的。因此,我们试着用人类发展指数来度量经济的发展。人类发展指数是由人均GDP、预期寿命和教育程度3项指标综合而成的。用人类发展指数来衡量经济的发展程度可能比单纯的城乡人口份额和人均GDP指标更为合适。因为城乡人口份额和人均GDP的计算在实际操作中都存在一定的难度,且精确性不高,存在很大的误差,而人类发展指数的估计相对说来则比较准确。因此,我们将模型进行改进,设定如下:=+(*)其中,表示基尼系数 表示人类发展指数 为随机扰动项我们将模型(*)作为分析经济发展与收入分配差距的基本模型,并期望通过对此模型的修正和研究找到倒U曲线的顶点。2、数据来源从理论上来说,我
12、们可以用“各态历经理论”(ergodichypothesis)对“库兹涅茨倒U假说”进行验证。“各态历经理论”认为:在一个相对足够的空间范围内,同一区域在不同时段的发展状态(时序谱)可以从同一时间不同区域的发展状态(空间谱)中获得识别,反之亦然。“各态历经理论”为区域经济社会发展的预测提供了基本的理论依据和操作手段,特别是对发展中国家未来的社会经济发展状况的预测具有重要的指导意义。马克思指出:“工业较发达的国家向工业较不发达的国家所显示的,只是后者未来的景象一个社会即使探索到了本身运动的自然规律它还是不能跳过,也不能用法令取消自然的发展阶段。”根据“各态历经理论”,我们假设:处于不同发展水平的
13、国家相当于一国处于不同的发展阶段,从而把倒“U”理论由动态的历史现象变为静态的国别现象。在各国存在很大差别的情况下,其结果的可靠性受到影响。但假设大多数国家的发展水平都是经历从低到高的顺序则是正确的,考虑到资料缺乏对时序分析的制约,横截面分析可以作为分析的角度之一。截取世界上不同发展水平国家的数据,我们首先分别用人均GDP和人类发展指数两个不同的指标建立两个模型作一个对比分析。收入组别国家基尼系数(100)Y人类发展指数(100)X人均GDP(美元)M政府补贴及其他经常性转移支付占总支出百分比(%)人口(千人)低收入肯尼亚44.551.43411828706马达加斯加4646.22578146
14、24津巴布韦56.855.45002611939科特迪瓦36.742.6727915042蒙古33.256.9408442465印度37.857.143140959986巴基斯坦31.249.84568130295也门39.546.83143516249尼加拉瓜50.363.5444254680下中等收入中国40.371.876241.21249519印度尼西亚36.567.746736203521菲律宾46.274.98861871265泰国41.475.71820760368保加利亚28.377.21381378230拉托维亚32.479.12449612468俄罗斯48.777.5192
15、049.2147338埃及28.963.513241564322摩洛哥39.559.612581228264哥伦比亚57.176.525834039977秘鲁46.274.321733624367上中等收入南非59.370.231544941456马来西亚48.577.433352420907克罗地亚26.880.34630384651捷克25.484.455367410314爱沙尼亚35.481.23496471445匈牙利30.882.946584810124波兰32.982.840926238644土耳其4073.530752963609墨西哥53.77942375194272委内瑞拉4
16、8.876.5413248*高收入澳大利亚35.293.6193126118512韩国31.687.569014945704法国32.792.4249596556804德国28.392.1261595881992意大利27.390.9211505857460挪威25.893.933323704406葡萄牙35.687.411348389953英国3692.3238355859183加拿大33.193.6203966229942美国40.893.43244560274615数据来源:“人类发展指数”数据来源于联合国计划开发署人类发展报告1993年2002年;“基尼系数”数据来源于世界银行世界发展
17、报告(2000/2001年);“人均GDP”数据来源于世界银行世界发展报告(1999/2000年);“政府补贴及其他经常性转移支付占总支出百分比”数据来源于世界经济统计4850页;“人口数量”来源于世界经济统计8184页。表中数据尽量取1997年的数据。“*”表示数据缺失。3、计量经济模型分析首先,我们将各国的基尼系数与其人均GDP设定为如下的模型: 代入数据进行回归得如下结果:Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/26/04 Time: 21:41Sample: 1901 1940Included observations: 4
18、0VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C42.225142.08850220.217910.0000M21.64E-081.98E-080.8314820.4110M-0.0008270.000589-1.4052130.1683R-squared0.154878 Mean dependent var38.73750Adjusted R-squared0.109196 S.D. dependent var9.173085S.E. of regression8.657780 Akaike info criterion7.226832Sum
19、squared resid2773.415 Schwarz criterion7.353498Log likelihood-141.5366 F-statistic3.390331Durbin-Watson stat1.404432 Prob(F-statistic)0.044464(M2=)我们发现通过GDP 对基尼系数的回归,方程的拟合程度较低。 且M和M2的T值较小。说明其对基尼系数的影响不显著。通过对模型计量经济学的检验,我们发现效果仍然没有得到改善。于是我们引入新的解释变量HDI人类发展指数来对基尼系数重新回归。我们先设定模型形式为:=+ 运用以上数据,对各国基尼系数和所对应的各国的
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