改革开放以来收入分配对资本积累及投资结构的影响，本文主要内容关键词为：改革开放以来论文,收入分配论文,结构论文,资本积累论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
1978年开始实施的改革开放政策使中国经济进入一个持续、快速、稳定的发展阶段。GDP从1978年的3624.1亿元上升到2004年的136584.3亿元，年均增长率约为9.4%。但经济快速增长的背后是投资更为快速的增长和投资率的持续攀升。事实上，全社会固定资产投资总额从1978年的899亿元上升到2004年的70477亿元，年均增长率约为12.4%，相应的全社会固定资产投资占GDP的比例也由1978年的24.8%上升为2004年的51.6%，①尤其是自1999年以来该比例连续上扬。此外，自2003年以来，投资增长过快还伴随着投资结构的重化倾向。上述投资消费结构和投资内部结构问题在很大程度上受制于需求水平和需求结构，而需求状况又受收入分配状况的影响。因此，本文拟从收入分配的角度入手，梳理相关历史文献并简要分析收入水平和收入差距对资本积累及投资结构的影响，在此基础上对我国改革开放以来的情况进行实证分析。
一、收入分配对资本积累及投资结构的作用机制②
（一）相关理论回顾
资本积累通常被看作经济发展的动力所在③，因此，关于资本积累和投资结构的研究都与经济增长和经济发展相联系，且主要在于分析资本积累和投资结构如何影响经济增长或经济发展，或在不同的经济增长模式和发展阶段下，资本积累及投资结构是如何变动的。经济增长通常表现为居民人均可支配收入的不断提高，且在经济增长的不同阶段，收入分配差距呈现不同的特点。居民收入水平和收入差距是经济增长一定阶段的产物，同时也是影响资本积累模式的重要因素。收入分配影响资本积累的主要机制是通过居民消费（需求）结构的变动来实现的。
马克思对资本主义社会收入分配与资本积累和投资结构之间的关系已经有过系统阐述④。马克思在有关资本主义分配模式、资本主义简单再生产和扩大再生产，以及生产生产资料和生产生活资料两部类均衡模型等分析中，阐明了资本主义社会的分配方式必然导致积累的不断增加和劳动者劳动收入份额的不断下降，并最终形成资本主义社会不可调和的矛盾。虽然马克思上述理论的初衷是通过分析资本主义再生产和分配的本质来揭示资本主义必然为社会主义代替的社会发展规律，但实际暗含了“收入分配方式→居民收入水平→消费和积累比例”这一收入分配对资本积累的影响机制。
20世纪五六十年代，刘易斯、库兹涅茨、罗斯托等发展经济学经典理论的代表人物也是将收入分配与资本积累联系在一起进行研究的。
刘易斯的二元结构模型⑤是建立在古典学派假设基础上的，因此它先验地隐含了“供给创造需求”从而忽视了有效需求不足的问题。在劳动力无限供给的情况下，不论是“维持生计部门”还是“资本主义部门”⑥的工人，他们的收入仅仅能够维持基本生计或略高一点，这种收入水平决定了他们的消费需求主要以农产品为主，很少消费“资本主义部门”生产的产品。资本家为了尽可能地积累，其消费也是有限的⑦。因此，“资本主义部门”产生的供给将主要满足投资需求。投资需求决定了产品的结构将以生产资料为主，因此决定了部门结构和投资（部门）结构将以重工业为主。刘易斯二元结构模型反映了“收入分配方式→居民收入水平→总需求和总供给→资本积累和投资结构”这样的影响和传导机制。
库兹涅茨等研究的是不同发展阶段下收入水平及差距对资本积累和投资结构的影响。⑧
库兹涅茨在一篇经典文献⑨中提出了著名的“倒U理论”，即收入差距随着经济增长在初期先是逐步扩大，当经济发展到一定程度以后，收入差距也达到一个顶点，然后开始逐步缩小。库兹涅茨还通过对大量历史统计资料的整理和比较，全面探讨了现代各国经济增长的总量、结构和国际特征。库兹涅茨的研究表明，随着现代经济的增长，总产量的部门来源会发生变动，这些变动趋势反映了最终需求结构的变动，而需求结构的变动在很大程度上是由人均产值（或者说收入水平）的提高引起的⑩。虽然库兹涅茨没有明确提出收入分配（包括收入水平和收入差距）会影响资本积累水平和投资结构，但从上述两项研究不难推出，他的研究同样暗含着“经济发展→居民收入水平和收入差距变动→需求结构变动→资本积累和投资结构变动→总产量部门来源变动”这样的逻辑。
罗斯托从经济史的角度将社会发展分为传统社会、起飞前提条件、起飞、走向成熟和大众高消费时代五个阶段。罗斯托认为，起飞阶段需要具备的一个相关条件是“生产性投资率提高，例如由占国民收入（或国民生产净值）5%或不到5%增加到10%以上”(11)。起飞阶段，资金供给的一个主要来源是由于改变对收入流的控制而获得的资金，其中包括由于收入分配的改变和资本输入而获得的资金。在罗斯托看来，“经济发展就是收入转移——即从那些用于非生产性用途的人手里，转移到那些用于生产性用途的人手里——的结果（即收入分配变动的结果），这是经济学上最古老和最基本的观念之一”。(12)实际上，罗斯托关于起飞阶段收入分配变动对投资（资本积累）影响的分析与刘易斯二元结构模型的分析是一致的。
钱纳里等(13)把经济发展过程看作是国民经济结构出现的一组变化，这组变化与国民收入水平的增长有着密切的关系。钱纳里等认为，发展中国家的增长进程是经济结构全面转变的一个重要组成部分。经济增长和经济结构转变是相互依存的，这种依存关系表现在两个方面：一方面，收入增长引起国内需求和生产结构的变化；另一方面，提高投资率以及重新分配劳动力资源又会推动总量经济增长。(14)钱纳里等的“收入增长引起国内需求和生产结构的变化”，稍加扩展即可表示为“收入增长→需求结构变化→投资结构变化→供给结构变化→生产结构变化”。
国内专门从收入分配角度研究投资率和投资结构的文献并不多见，近两年来提出从收入分配角度考察投资率和投资结构的文献主要是汪同三的《收入分配与经济结构调整》(15)。早些时候，刘俊霞、张中华、张道根、孙丹等(16)也从收入分配的角度探讨过资本积累和投资结构方面的问题。汪同三的研究则从收入分配的角度将我国经济运行和发展中的几个结构问题联系起来进行了综合分析。汪同三的研究将经济结构与经济发展相联系的观点和库兹涅茨、钱纳里以及罗斯托等的分析有相似之处，从收入分配角度出发来解决结构问题事实上也隐含了应通过收入分配来影响消费需求（结构），进而影响投资消费结构、投资内部结构，并最终影响经济（部门）结构。
（二）收入分配对资本积累及投资结构的作用机制
通过前面对相关理论的分析，我们认为收入分配对资本积累及投资结构的影响机制主要可以归结为以下几点：(1)收入水平和收入差距的变动能够影响总的消费需求及消费结构。在经济发展的不同阶段，收入水平的提高和收入差距的扩大可能提高也可能降低消费的比重（具体取决于消费倾向是否发生较大变化）；(2)从静态来讲，消费需求总量的变动意味着投资消费比例（或者说资本积累率）的变动，从动态来讲，则会通过供给能力的变动影响下一期的投资水平；(3)消费结构的变化同样会通过供给能力的变动影响投资的部门结构；(4)在两部门经济体中，总需求仅由消费和投资两部分构成并等于总供给。因此，消费的变动不仅直接影响投资率，而且还间接影响投资结构。根据国民收入平衡公式Y＝C+I，如果C的比重下降表示消费需求的相对下降，同时也意味着由消费需求引致的消费品部门（主要是轻工业）投资需求的下降，那么，投资I中的更大部分则将通过资本品部门（主要是重工业）投资比重的上升来实现，而事实上重工业具备的“自循环”特征恰好也能够满足国民收入平衡的需要，并进一步导致投资重化。(17)
在后面的部分，我们将利用中国改革开放以来的有关数据对上述作用机制进行验证，同时尝试着结合我国经济的现实对实证结果进行分析。
二、收入分配对资本积累影响的实证分析
本部分主要是结合计量经济学中的“格兰杰因果检验”、“协整分析”以及“误差修正模型”等方法对收入分配与资本积累之间的关系，更确切地说是收入分配对资本积累的影响进行实证检验。格兰杰因果检验的基本原理在于：平稳时间序列通常可以用其自身的滞后进行解释(18)，如果增加新的变量（序列）及其滞后变量作为解释变量，模型的解释力度有所提高，那么就可以从统计上说明新增序列对原序列有一定的解释力，新增序列与原序列之间存在因果关系，新增序列能够“格兰杰引起(Granger Cause)”原序列。虽然格兰杰因果检验仅仅是从统计特征上检验两个变量之间是否存在因果关系，而且对变量之间的影响方式和影响程度也无法给出更具体的信息，但我们恰好可以以此为基础，选择可能存在因果关系的相关变量，进而利用协整及误差修正模型等手段做更为细致的分析。协整刻画的是变量之间的一种长期均衡关系，误差修正模型则反映了这种均衡关系打破以后，系统自身如何实现自我恢复。
（一）收入分配和资本积累相关变量的格兰杰因果检验
1.变量的选取和平稳性检验
收入分配状况包括居民收入水平和收入分配差距两个方面。为了更好地反映中国二元经济结构的现状，我们使用了农村居民收入、城镇居民收入、农村居民收入差距、城镇居民收入差距和城乡居民收入差距这五个变量。(19)
资本积累方面，我们选取固定资产投资作为替代变量。(20)由于中国农业部门的投资所占比重一直很低(21)，因此，我们的实证研究中将不包括农业部门的投资。为了进一步分析近年来的投资重化倾向，我们将工业部门划分轻工业和重工业两个部门，并假定轻工业部门生产“农产品”以外的“其他消费品”，而重工业部门生产“资本品”。此外，在第三部分我们将用轻工业部门投资与重工业部门投资之间的比重来反映投资结构(22)。
在第一部分中，我们就收入分配对资本积累的影响做出了一个基本判断，为了进一步验证变量之间是否存在因果关系，不妨先用格兰杰因果检验进行验证。在进行格兰杰因果检验之前，有必要对相关数据进行预处理，并对拟检验的序列进行单位根检验。
首先对七个变量，即农村基尼系数(GOR)、城镇基尼系数(GOU)、城乡居民人均收入差距(INCGAP)、农村居民收入水平(INCOR)、城镇居民收入水平(INCOU)、重工业固定资产投资(INVOH)、轻工业固定资产投资(INVOL)，分别进行单位根检验。(23)检验结果见表1。
2.变量间的格兰杰因果检验及结果分析
考虑到进行格兰杰因果检验的各变量应为平稳过程，因此需要在检验之前根据上述单位根检验的结果，通过一阶或二阶差分将各变量变为平稳序列。检验时，滞后期选择了滞后1期、滞后2期和滞后3期三种情况。格兰杰因果检验结果见表2。
表1 变量单位根检验结果
附图
注：(1)括号内的0,1,2分别代表水平值检验、一阶差分检验和二阶差分检验，N,C,T分别代表“无截距和趋势项”、“仅含截距项”和“含截距及趋势项”；(2)所有检验的零假设为：被检验序列为单位根过程；(3)收尾概率的含义是，拒绝零假设后犯错误的概率。
表2 格兰杰因果检验结果
自变量
因变量
收尾概率a
收尾概率b
收尾概率c
DDINCOU
DDINCOR
0.86 0.33 0.59
DDINCOR
DDINCOU
0.32 0.61 0.86
DDINVOH
DDINCOR
0.72 0.15 0.35
DDINCOR
DDINVOH
0.84 0.83 0.51
DDINVOL
DDINCOR
0.98 0.47 0.77
DDINCOR
DDINVOL
0.31 0.61 0.74
DDINVOH
DDINCOU
0.30 0.56 0.25
DDINCOU
DDINVOH
0.00 0.00 0.00
DDINVOL
DDINCOU
0.93 0.73 0.26
DDINCOU
DDINVOL
0.03 0.01 0.01
DDINVOL
DDINVOH
0.59 0.02 0.16
DDINVOH
DDINVOL
0.70 0.43 0.53
DGOR
DDINVOH
0.81 0.99 0.78
DDINVOH
DGOR 0.32 0.57 0.86
DGOU
DDINVOH
0.03 0.05 0.25
DDINVOH
DGOU 0.57 0.90 0.84
DGOR
DDINVOL
0.92 0.79 0.61
DDINVOL
DGOR 0.26 0.51 0.77
DGOU
DDINVOL
0.06 0.12 0.29
DDINVOL
DGOU 0.85 0.79 0.30
DINCGAP
DDINVOL
0.24 0.70 0.84
DDINVOL
DINCGAP
0.09 0.04 0.06
注：(1)各变量中的D表示差分，一个D表示一阶差分，两个D表示二阶差分；(2)差分的目的在于保证进行格兰杰因果检验时，序列都是平稳过程；(3)零假设为“自变量不能格兰杰引起因变量”；(4)按滞后1期、2期、3期分别进行了检验，分别以收尾概率a,b,c表示。
根据表2的检验结果可以做出以下判断(24)：
(1)我国城乡居民收入水平之间基本不存在相互影响的关系。这主要是因为现阶段城乡居民的收入来源、渠道、分配模式都不尽相同。事实上，这也从收入分配的角度反映了我国城乡之间存在的二元经济分割状况(25)；
(2)农村居民的收入水平对“轻工业投资”和“重工业投资”基本没有影响。(26)这背后的原因可能在于，一方面，农村居民收入水平一直维持在较低的水平，农村居民主要以基本消费品（农产品）为主，消费的“其他消费品”（轻工业产品）有限，所以农村居民收入水平不会通过“扩大消费需求→增加轻工业部门供给能力→增加轻工业部门投资同时扩大对资本品的需求→增加重工业部门供给能力→扩大重工业部门投资”这一渠道对轻工业部门和重工业部门的资本积累产生显著影响；另一方面，由于城乡分割，轻重工业投资规模扩大以及由此带来的产业规模扩大对农村居民收入水平也不会产生显著的影响；
(3)城镇居民的收入水平对轻工业、重工业两个部门的投资都会产生影响。(27)这说明城镇居民收入水平的变动能够通过“扩大消费需求→其他消费品轻工业部门供给能力→增加轻工业部门投资同时扩大对资本品的需求→重工业部门供给能力→扩大重工业部门投资”的传导方式影响轻工业部门和重工业部门的资本积累；
(4)轻工业部门投资将影响重工业部门投资。(28)事实上，轻工业投资的扩大意味着资本品需求的增加，肯定会引致重工业供给能力的提高和投资的增加；
(5)只有城镇居民收入差距才对轻工业、重工业的资本积累有影响，而农村居民收入差距则影响不大。(29)其背后的原因与前面第(2)、(3)条结论分析基本相似，此处不再赘述。需要特别指出的是，城镇收入差距对重工业资本积累的影响更主要的在于，收入差距扩大以后，高收入阶层的收入更多的是用于投资（直接投资或通过银行存贷款形式进行投资），而在消费需求基本稳定的情况下，这些投资更多地会投资于重工业，并最终通过重工业内部的“自循环”来达到整个国民经济的供需平衡。
（二）收入分配对资本积累影响的协整检验
根据格兰杰检验的结果可以初步判断城镇居民收入与资本积累等变量之间存在因果关系。为进一步考察这些变量之间的关系和具体的影响程度，我们将对上述相关变量进行协整检验，以确定它们之间是否存在长期均衡关系以及具体的均衡方式，并利用误差修正模型来分析系统均衡偏离后的自我恢复机制。
1.协整检验结果及分析
以城镇居民收入和城镇居民收入差距作为自变量，以轻工业和重工业部门的资本积累分别作为因变量，利用水平值数据序列进行检验，检验过程和结果见表3。
表3 相关变量回归关系表
因变量
自变量
系数值 收尾概率 调整的R[2] AIC/SC
INVOL
C -66.02
0.61
0.88
12.55
GOU
-1537.61
0.16 12.70
INCOU 0.49
0.00
INVOL
GOU
-2023.74
0.00
0.88
12.49
INCOU 0.51
0.00 12.59
INVOL
C -379.33
0.11
0.89
12.52
T -30.31
0.12 12.71
GOU 747.50
0.67
INCOU 0.58
0.00
INVOH
C -810.46
0.00
0.97
13.66
GOU 882.92
0.63 13.80
INCOU 1.27
0.00
INVOH
GOU
-5084.58
0.00
0.95
14.04
INCOU 1.61
0.00 14.14
INVOH
C -1456.39
0.00
0.97
13.57
T -62.48
0.06 13.76
GOU5593.96
0.07
INCOU 1.46
0.00
注：(1)C和T分别代表截距项和时间趋势项；(2)AIC和SC分别为赤池信息值(Akaike information criterion)和施瓦茨标准(Schwartz criterion)，这两个值通常越小越好，AIC/SC列中，非斜体项为AIC值，斜体项为SC值。
表3所列各回归方程的残差序列经检验均为平稳过程。根据“调整的R[2]”、AIC、SC以及各自变量回归系数的收尾概率进行综合判断(30)，可以确定以下两组协整关系：
INVOL[,t]=-2023.74GOU[,t]+0.51INCOU[,t] (1)
INVOH[,t]=-1456.39-62.48T+5593.96GOU[,t]+1.46INCOU[,t]
(2)
从上述式(1)和式(2)可以看出，不论是轻工业部门还是重工业部门，其资本积累（投资）都与城镇居民收入水平及收入分配差距存在长期均衡关系。具体来说，可以归结为以下两点：
(1)城镇居民收入水平对两个部门的投资产生的都是正向影响，但对重工业部门的影响大于轻工业部门。一种可能的解释是，随着收入水平的提高和消费需求的增加，一方面轻工业部门需要在原有资本存量的基础上进行投资以增加供给能力，另一方面轻工业部门增加投资的同时增加了对重工业部门资本品的需求，为了满足这些新增资本品的需求，重工业部门同样需要投资来增加供给能力。通常重工业部门的投资需要多年才能回收，因此重工业部门的投资额必定大于其新增的供给能力，由此最终收入水平变动对重工业投资的影响要大于对轻工业的影响；
(2)城镇居民收入水平差距的变动会对轻工业部门的投资产生反向影响，而对重工业部门的投资产生正向影响。这可能主要是因为，在其他条件保持不变的情况下，收入差距的扩大会由于整体平均消费倾向的下降而导致消费需求的减少，并通过对供给能力的影响对轻工业部门投资产生负面影响。而对重工业部门则不一样，在收入差距扩大的情况下投资需求必然扩大(31)，在消费需求基本不变甚至降低的情况下，投资的方向必然是重工业，通过重工业内部的自循环达到一个均衡。
2.构造误差修正模型
上述协整方程表示的是自变量和因变量之间存在一种长期均衡关系。但经济学的常识告诉我们，均衡是非常态的，而非均衡是常态的。上述变量组成的系统之所以能长期保持一种均衡趋势，是因为系统自身具有恢复机制，构造误差修正模型正是为了探寻这种机制。
以协整方程中因变量的一阶差分为被解释变量，以自变量的一阶差分和协整方程的残差作为解释变量，用OLS法进行不同形式的回归(32)。结果见表4。
表4 误差修正模型差分及残差回归结果
因变量
自变量
系数值 收尾概率 调整的R[2] AIC/SC
DINVOL
DGOU
1170.11
0.44
0.40
12.20
DINCOU
0.53
0.00 12.34
RESILN[,t-1]
-0.29
0.28
DINVOL
C -56.29
0.13
0.44
12.17
DGOU
2247.35
0.18 12.36
DINCOU
0.81
0.00
RESILN[,t-1]
-0.15
0.57
DINVOL
C -34.57
0.31
0.41
12.18
DINCOU
0.75
0.00 12.32
DINVOL
DINCOU
0.57
0.00
0.41
12.14
RESILN(-1) -0.31
0.24 12.24
DINVOH
C -40.30
0.58
0.56
13.47
DGOU
6847.45
0.03 13.66
DINCOU
1.25
0.01
RESIHT[,t-1]
-0.67
0.04
DINVOH
DGOU
6187.87
0.03
0.57
13.40
DINCOU
1.04
0.00 13.55
RESIHT[,t-1]
-0.74
0.01
注：(1)D代表各变量的一阶差分；(2)RESILN[,t-1]和RESIHT[,t-1]分别代表表4中第2个和第6个回归方程的残差序列的一阶滞后序列；(3)其他含义与表3同。
综合考虑调整的R[2]、AIC、SC值以及系数取值大小和收尾概率等因素，选取表4中第2个和第6个模型作为式(1)和式(2)对应的误差修正模型，具体如下：
ΔINVOL[,t]=-56.29+2247.35ΔGOU[,t]+0.81ΔINCOU[,t]-0.15
(INVOL[,t-1]+2023.74GOU[,t-1]-0.51INCOU[,t-1])
(3)
ΔINVOH[,t]=6187.87ΔGOU[,t]+1.04ΔINCOU[,t]-0.74
(INVOH[,t-1]+1456.39+62.48(T-1)-5593.96GOU[,t-1]-1.46INCOU[,t-1]) (4)
式(3)和式(4)中括号项为误差修正项，其前面的系数称为误差修正系数，反映了系统自身偏离均衡以后自我恢复的调整力度。(33)通过上述四个公式可以归纳以下几点：(1)当（轻重工业两个部门）投资与城镇居民收入水平及收入分配差距之间的长期均衡关系被打破，会有一种机制使得系统向（长期）均衡状态恢复；(2)相比之下，轻工业部门投资偏离均衡后恢复的速度较为缓慢，而重工业部门偏离后的恢复速度较快(34)；(3)出现这种情况的主要原因可能还是因为重工业本身具有“自循环”的特性，在偏离均衡状态后“自循环”特性能加速系统向均衡状态恢复。而轻工业部门的投资主要是由于收入分配变动导致消费需求变化而引致的，一旦偏离均衡状态仍需通过这种单一机制来恢复，所以速度会相对缓慢一些。
三、收入分配对投资结构影响的实证分析
（一）投资结构替代变量的选择及实证思路
前面已经提到用轻工业和重工业两部门的投资比来反映投资结构，这个替代变量既可以采用两部门投资的绝对数之比，也可以用增长率之比。本部分将使用增长率作为替代变量。
自变量的选取依然是收入分配的相关变量，包括收入水平和收入差距。在具体的实证过程中，将借鉴亨德里(Dayid,Hendry)“从一般到特殊”的建模思想，在最初的“一般模型”中包含尽可能多的解释变量，然后逐步剔除一些不显著的变量，最终选取一个较为合适的模型。为此，最初的解释变量不仅包括城镇居民收入水平和城镇居民收入差距，而且还包括农村居民收入水平和收入差距。(35)
表5 以IROSOI为因变量的回归结果
模型编号
自变量
系数值 收尾概率 调整的R[2] AIC/SC
Ⅰ C 16.55
0.21
0.08
8.14
T -0.58
0.33 8.48
IROI 0.96
0.34
IROG 0.25
0.66
IROIR
-2.44
0.03
IROGR0.16
0.72
IROGUR
-1.96
0.04
Ⅱ IROIR
-0.62
0.04
0.12
7.94
IROGUR
-0.69
0.09 8.03
Ⅲ C 18.15
0.14
0.12
8.06
T -0.65
0.23 8.36
IROI 1.02
0.29
IROG 0.18
0.73
IROIR
-2.50
0.02
IROGUR
-1.89
0.03
Ⅳ C
5.70
0.36
0.10
8.06
IROI 0.54
0.54 8.30
IROG 0.11
0.83
IROIR
-1.61
0.04
IROGUR
-1.50
0.07
注：方程因变量为IROSOI，即重工业投资增长率与轻工业投资增长率之差。
表6 以INDOSOI为因变量的回归结果
模型编号
自变量
系数值 收尾概率 调整的R[2] AIC/SC
Ⅰ C 116.93
0.00
0.08
7.72
T
-0.59
0.23 8.06
IROI 0.80
0.33
IROG 0.20
0.66
IROIR-2.10
0.02
IROGR 0.03
0.93
IROGUR
-1.50
0.05
Ⅱ C 107.03
0.00
0.16
7.52
IROIR-1.10
0.02 7.66
IROGUR
-0.87
0.04
Ⅲ C 117.26
0.00
0.13
7.64
T
-0.61
0.17 7.93
IROI 0.82
0.30
IROG 0.19
0.65
IROIR-2.11
0.02
IROGUR
-1.49
0.04
Ⅳ C 105.72
0.00
0.08
7.66
IROI 0.37
0.61 7.91
IROG 0.13
0.77
IROIR-1.29
0.04
IROGUR
-1.13
0.09
注：方程因变量为INDOSOI，即重工业和轻工业固定资产投资指数之比。
（二）基于各因素增长率（变化率）的实证检验
以IROSOI、INDOSOI分别代表“重工业和轻工业投资增长率之差”与“重工业和轻工业固定资产投资指数之比”，(36)作为被解释变量。以IROG,IROI,IROGR,IROIR,IROGUR分别代表“城镇基尼系数变化率”、“城镇居民收入变化率”、“农村基尼系数变化率”、“农村居民收入变化率”和“城乡居民收入差距变化率”，作为解释变量。上述所有变量经检验都是平稳过程，因此直接进行普通最小二乘回归。结果见表5和表6。
根据调整的R[2]、AIC、SC值等因素，可以选取表5中第2个模型和表6中第2个模型作为最终的回归方程，并列示如下：
IROSOI[,t]=-0.62IROIR[,t]-0.69IROGUR[,t]
(5)
INDOSOI[,t]=107.03-1.10IROIR[,t]-0.89IROGUR[,t]
(6)
从式(5)和式(6)可以得出以下几点：
(1)城镇居民收入水平的提高和收入差距的扩大都将引起边际消费倾向及平均消费倾向的降低，从而导致重工业相对比重的加大和速度的提高，并可能引致投资结构重化倾向；
(2)由于农村居民收入水平较低，因此农村居民收入的提高对边际消费倾向并不会产生负面影响，从而能够提高总的消费需求，进而促使轻工业投资比重和相对增长速度的提高；
(3)可能由于现阶段农村居民收入整体处于较低的水平，其主要消费结构还是以农产品等基本消费品为主，因此农村内部的收入差距对投资结构的影响不太显著；
(4)由于城市化过程中将农村居民中收入较高的群体率先转为城市人口，这在扩大城乡居民收入差距的同时也改变了这部分居民的消费习惯和消费结构，并通过增加其他消费需求而进一步引致轻工业部门投资比重的增加和投资增长速度的相对提高。
四、结论
根据前面的实证分析，可以得出以下几点结论：
（一）现阶段城镇居民收入水平及收入差距对轻工业部门投资和重工业部门投资的影响都较为显著。其中，城镇居民收入水平对两个部门的投资产生的都是正向影响，且对重工业投资产生的影响更大一些。而城镇居民收入差距对轻工业投资产生的是反向影响，对重工业投资产生的是正向影响；
（二）收入分配对两部门投资的上述影响反映在投资结构上就是城镇居民收入水平的提高和收入差距的扩大都会促使投资重化倾向的产生；
（三）农村居民收入水平的增加能提高轻工业部门投资的相对比重和相对速度，对投资重化倾向有抑制作用。这主要是因为现阶段农村居民收入水平仍然较低，其收入水平的提高对于迅速增加总消费需求从而引致轻工业部门投资比重和速度的相对提高起着重要的促进作用；
（四）农村居民收入差距在现阶段对轻工业和重工业投资水平及它们之间的投资结构都不会产生显著的影响，这主要还是因为农村居民整体收入水平相对较低，其内部差距的变动对于农村整体的消费倾向以及消费需求不会产生实质性的影响；
（五）由于城市化进程推进而引起的城乡收入差距的扩大对投资重化倾向也有着抑制作用。
①国家统计局：《中国统计年鉴2004》，中国统计出版社，2005年。GDP和全社会固定资产投资原始数据直接来自统计年鉴，其余增长率及比例由作者根据原始数据推算而得。
②本文的投资结构指的是宏观经济总体投资结构，这与国外主流微观经济学中所指的微观个体投资结构不同。另外宏观总体投资结构可以按投资主体和投资客体两种标准进行划分。而投资客体又可以根据部门结构和区域结构进行划分。本文投资结构特指投资部门结构。
③“把资本积累作为经济增长的发动机，是自亚当·斯密以来的经济学的一个坚固的传统。”速水佑次郎：《发展经济学——从贫困到富裕》（中译本），社会科学文献出版社，2003年，第117页。
④马克思：《资本论》第二卷（中译本），人民出版社，1975年，第435-592页。
⑤阿瑟·刘易斯：《二元经济论》（中译本），北京经济学院出版社，1989年。
⑥根据刘易斯的划分，“维持生计部门”主要指传统农业，也称为“传统部门”；“资本主义部门”是使用再生产性资本的部门，主要指现代工业部门。阿瑟·刘易斯：《二元经济论》（中译本），第7-10页。
⑦据凯恩斯边际消费倾向递减规律及不同收入阶层消费倾向的实证研究，这部分消费的确有限。
⑧西蒙·库兹涅茨：《现代经济增长》（中译本），北京经济学院出版社，1989年。Kuznets,Simon,Economic Growth and Income Inequality,The American Economic Review,vol.45,no.1,1955,pp.1-28.罗斯托：《经济增长的阶段：非共产党宣言》（中译本），中国社会科学出版社，2001年。
⑨Kuznets,Simon,Economic Growth and Income Inequality,The American Economic Review,vol.45,no.1,1955,pp.1-28.
⑩西蒙·库兹涅茨：《现代经济增长》（中译本），第434页。其原话是：“……上面追述的总产量的行业分布状况的各种趋势反映了最终需求结构的变动，而需求结构的变动或者由人均产值的提高所致（因为各种产品的需求收入弹性不同）或者起因于并非对所有最终物品都有同样影响的技术变动”。
(11)罗斯托：《经济增长的阶段：非共产党宣言》（中译本），第39-40页。事实上，罗斯托提出了三个相关条件，其他两个分别是：(1)有一个或多个重要制造业部门以很高的增长速度发展；(2)有一个政治、社会和制度结构存在，或迅速出现，这种结构利用了推动现代部门扩张冲力和起飞的潜在的外部经济效应，并且使增长具有不断前进的性质。
(12)罗斯托：《经济增长的阶段：非共产党宣言》（中译本），第48页。另一项来源是，由于迅速扩张的特殊部门所得利润重新投资而获得的资金。
(13)钱纳里、赛尔昆、埃尔金顿：《发展的型式1950-1970》（中译本），经济科学出版社，1988年。
(14)钱纳里、鲁宾逊、赛尔奎因：《工业化和经济增长的比较研究》（中译本），上海三联书店、上海人民出版社，1995年，第83页。
(15)汪同三：《收入分配与经济结构调整》，《中国社会科学院研究生院学报》2004年第2期。
(16)刘俊霞：《需求结构、投资结构与我国经济发展》，《投资研究》1998年第2期。孙丹：《我国经济转轨时期投资需求的规模与效率分析》，《改革》2002年第5期。张道根：《中国收入分配制度变迁》，江苏人民出版社，1999年。张中华：《产业结构、投资结构决定的理论考察》，《中南财经大学学报》1999年第5期；《论产业结构、投资结构与需求结构》，《财贸经济》2000年第1期。
(17) 就我国目前而言，在消费需求疲软的情况下，居民储蓄很难自动转化为投资，而为了保持经济的适度增长，政府出面主导了大量的投资行为，而这种政府主导的投资由于消费不足最终也只能投资于基础设施建设，并带动重工业相关产业投资的加速，从而通过其“自循环”功能来实现增长目标。
(18)即将变量的有关滞后期作为解释变量，而变量的现期作为被解释变量，可以得到相对较高的拟合优度。通常可以表示为ARMA（自回归移动平均）形式。
(19)数据来源：《中国统计年鉴》“人民生活”部分的“农村居民家庭人均纯收入”和“城镇居民家庭人均可支配收入”分别代表城乡收入水平。采用“城镇居民家庭人均可支配收入”与“农村居民家庭人均纯收入”之比来衡量我国城乡之间收入差距；至于城乡内部收入差距，直接采用城乡内部各自的基尼系数来进行度量。
(20)在理论上资本积累与投资的含义是基本等同的，投资代表一种行为，其结果形成资本积累。但在统计上却可以表示为密切联系但内涵不尽相同的两个概念。一是在《统计年鉴》“国民经济核算”部分支出法下计算的GDP中的“资本形成总额”项；另一个是在“固定资产投资”部分中的“固定资产投资总额”。应该说两者都能代表资本积累，但前者更注重的是资本积累的结果，即最终形成多少资本（或者说生产能力）；而后者更多地强调资本积累这一行为本身，因为任何资本（或生产能力）都是通过固定资产投资才得以最终形成的。《统计年鉴》中“固定资产投资”部分提供的数据通常更为详实具体，有分行业、分类别的各种数据，因此我们选择“固定资产投资总额”作为资本积累的替代变量。
(21)国家统计局：《中国统计年鉴2003》，中国统计出版社，2004年。2003年农林牧副渔基本建设投资416.78亿元，仅占基本建设投资总额的1.8%。
(22)国家统计局：《中国统计年鉴2003》，第481页。轻工业和重工业投资是根据年鉴中对轻工业和重工业两个部门的固定资产投资做出的界定，将有关部门的“基本建设投资”和“更新改造投资”加总计算而得。有关数据不再列示，如有需要请向作者索取。
(23)李子奈、叶阿忠：《高等计量经济学》，清华大学出版社，2000年，第52-54页。单位根检验的原则和顺序是：(1)从水平值开始检验，若检验到所有三种形式（带趋势项和截距项、带截距项、无截距和趋势项）都存在单位根，则进行差分后继续检验；(2)每一种差分形式的检验都从“带趋势项和截距项”形式开始，然后是“带截距项”形式，最后是“无截距和趋势项”形式；(3)一旦出现拒绝单位根假设的情况，停止进一步的检验，并认为该阶差分序列为平稳序列。
(24)标准的Granger因果检验要求各序列均为平稳序列，所以本文的检验都将相应变量通过差分平稳化。但差分后的序列表示的是增量，同原序列相比确实有所不同。对此作者是这样理解的：(1)从某种意义上讲，原序列可以看作是差分序列的积分或者累加。差分序列之间如果检验出存在因果关系，那么作为累加的原序列之间也应存在因果关系。(2)Granger因果检验只是从序列的数学特征来判定序列之间是否存在因果关系，严格来讲这只是一个必要条件而非充分条件。基于此，文中使用Granger因果检验，目的只是做一个粗略的判断。
(25)从表2可以看到，DDINCOU与DDINCOR之间格兰杰因果检验的任何一种形式收尾概率都在0.32以上，这表明“农村居民收入”与“城镇居民收入”之间不存在格兰杰因果关系。由于格兰杰因果检验是一个必要条件，因此我们可以判断城乡之间居民收入基本互不影响。
(26)同样是从收尾概率来看，DDINVOH与DDINCOR、DDINVOL与DDINCOR之间检验的收尾概率都远远大于0.1，即“农村居民收入”与“轻工业投资”、“重工业投资”之间不存在格兰杰因果关系。
(27)从表2可知，DDINCOU对DDINVOH和DDINVOL都存在（单向）格兰杰因果关系（收尾概率都在0.01以下），即“城镇居民收入”能够格兰杰引起“轻工业投资”和“重工业投资”。
(28)DDINVOL与DDINVOH之间存在单向格兰杰因果关系，即DDINVOL格兰杰引起DDINVOH。
(29)DGOR与DDINVOL、DDINVOH之间不存在格兰杰因果关系，而DGOU对DDINVOL和DDINVOH都有单向格兰杰引起关系。
(30)判断的基本标准是调整的R[2]越大越好，AIC、SC越小越好，而各自变量回归系数的收尾概率以5%或10%作为置信水平。当某一指标相差不大时则更多地参考其他指标。
(31)从宏观层面来看，根据国民收入恒等式Y＝C+I，消费需求的降低也就意味着投资需求的增加；而从微观层面来看，低收入阶层消费需求基本稳定，而高收入阶层的边际消费倾向（以及平均消费倾向）将随着收入水平的提高而不断下降，因此高收入阶层将有更大比重用于储蓄或投资，而事实上在金融市场较为完善的情况下，储蓄最终还是会转化为投资的，所以整体投资的比重将加大。
(32)还可以利用ADL模型和“一般到特殊”建模方法建立误差修正模型，不同方法得出的误差修正模型会有所差别。
(33)系数通常应该为负，绝对值小于1。因为只有为负才能抵消偏离，否则系统将会发散而无法恢复均衡。
(34)式(3)显示的仅为0.15左右，这意味着需要经过4期以上才能基本恢复到均衡状态。而式(4)显示的为0.74左右，也就是1期以后就能大致恢复。
(35)针对被解释变量采用“（两部门）投资比”和“固定资产投资指数比”两种情况，相应的解释变量将分别采用水平值和增长率（变化率）。
(36)具体来讲，IROSOI是重工业增长的百分点减轻工业增长的百分点，INDOSOI是重工业指数比轻工业指数后再乘以100。其他解释变量序列使用的都是百分点数据。
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