双循环视角下收入不平等与经济增长关系的再检验.pdf

探讨“以国内大循环为主”情形下，收人差距、消费内需和经济增长的关系，匹配了一套高质量 收人不平等国际数据，并使用经典模型验证了数据的可靠性,进而从理论层面分析“外循环”和“内循 环”发展模式下“收人不平等一一消费内需一一经济增长”路径，在经典模型中引人内需变量,采用系统广义 矩估计法（系统GMM）方法进行研究。发现以“外循环”主导的经济增长模式下，收人不平等加剧与内 需占比下降同时发生会促进经济增长，以及以“内循环”主导的经济增长模式下,收人均等化与内需占 比上升同时发生也会促进经济增长。立足新的发展阶段,应进一步深化收人分配改革，缩小收人差距，增强居民消费能力和消费意愿，最终实现经济增长向“以国内大循环为主”转变。关键词：双循环；国内大循环；收人不平等；经济增长；系统广义矩估计法（系统GMM）中图分类号：F124 文献标志码：A 文章编号：1671-0398（2023）03-0113-14改革开放后,我国发挥劳动力等要素低成本优势，抓住经济全球化的重要机遇,充分利用国际 分工机会,形成市场和资源“两头在外”的发展模式，深度参与国际经济大循环，推动了经济高速增 长。2008年国际金融危机以来，全球市场收缩,贸易和投资格局大幅度调整，国际大循环减弱。同 时,随着新一轮科技革命和产业变革深入发展,国内需求结构和供给方式发生重大变化。中国共产 党十九届五中全会提出“加快构建以国内大循环为主体，国内国际双循环相互促进的新发展格 局”。进入新的发展阶段，在继续利用国际循环的同时,必须进一步畅通国内大循环，提升经济 发展的自主性、可控性和平稳性。但目前，我国经济国内大循环还存在一些堵点淤点，与高质量发 展的要求不相适应，其中就包括本文想要探讨的收入不平等与经济增长的关系问题。中国居民收入差距较大的情况持续了较长的时间。国家统计局发布的再分配后的基尼系数维 持在0.45左右，若与国际上其他国家比较的话，这是一个较高的数值。有研究认为基尼系数只低 不高。但是，中国GDP的增速在2012年之前，似乎并没有明显地受到收入差距偏大的影响，重要 原因是外需非常强劲。但政界和学界从可持续发展的角度，一直希望内需能够发挥更大的作用，特 别是消费内需。构建国内大循环就要推动经济增长向消费内需主导转变。收入不平等与消费内需有重要关 联,在一些条件下，不平等程度的提高可能制约消费总量的增长和消费结构的升级。不同收入水平收稿日期：2022-08-29基金项目：国家自然科学基金管理学部应急管理项目（72141017）作者简介：赵 文（1982）,男，中国社会科学院人口与劳动经济研究所副研究员;刘英俊（1995），男，中国社会科学院大学经济学院博士研究生。1132023 年北京工业大学学报（社会科学版）的居民，其边际消费倾向和消费结构有较大的不同,对经济增长的意义也不同。中国在外需特别强 劲的阶段，收入不平等程度高一些,有利于储蓄、投资和经济增长，转而依靠内需之后,缩小收入不 平等程度可能有利于提高边际消费倾向、提升消费结构，进而有利于经济增长。收入不平等和消费 内需占比的另外的组合则可能不利于经济增长。比如，在消费内需占比下降的时候,减小收入不平 等程度，可能会因为投资不足,制约了净出口，导致经济减速。在消费内需占比上升的时候，增大收 入不平等程度，则可能引起消费内需不能持续增长的问题。过大或者过小的收入差距都不利于经济增长。在一些条件下，消费内需与收入差距可能存在 好的或者不好的匹配关系。立足新发展阶段,在收入不平等的经验上限和经验下限之间，对于最优 收入差距的选择,加入消费内需的视角或许有帮助。基于以上考虑，本文通过国际比较，分析收入 不平等对经济增长的长期影响。本文接下来结构安排如下:第一部分是文献综述;第二部分是模型 和数据;第三部分对数据进行可靠性检验;第四部分分析收入不平等一消费需求一经济增长的关 系;最后是本文的结论和政策启示。一、文献综述长期以来，学界对收入不平等与经济增长的关系进行了广泛分析，但对不平等是否阻碍经济增 长这一问题并未达成共识。二战以后,西方发达国家的经济逐渐恢复增长,收入不平等程度也不断 提高。总结这一时期的经验，体现为在减少不平等和促进增长之间存在一种权衡,换句话说,缩小 收入差距可能伤害经济增长。到了 1970年代，一些东亚经济体不仅实现了更高的经济增长率，而 且将收入差距维持在较低的水平。与此形成鲜明对比的是，许多拉丁美洲国家的不平等程度显著 提高，增长率仅为东亚平均水平的一小部分。这些趋势促使人们对不平等与增长之间的关系产生 了极大的兴趣，特别是重新评估一个经济体的收入不平等程度如何影响其随后的经济增长率。具体来看,相关观点大致可以分为“促进”“抑制”和“非线性”三大类。“促进”论认为，由于富 人的边际储蓄倾向高于穷人，不平等能够提高储蓄率，进而实现更高的资本积累和经济增长2-3 o“抑制”论认为，收入不平等加剧会损害经济增长。其中，不平等主要通过影响教育和生育决 策4-5.信贷市场和人力资本积累6-7.税收决策8-9影响经济增长，更严重的不平等甚至会引发社 会政治、经济不稳定50-山。“非线性”论认为，收入不平等与经济增长的关系取决于外部条件。“库兹涅茨（Kuznets）倒U型假说”12被学术界广泛关注。盖勒（Galor）等13将不平等对经济增长 的影响纳入统一增长理论框架下进行分析,认为在发展早期阶段，物质资本的回报率高于人力资 本，不平等通过将资源分配给有较高储蓄倾向的个体,促进了物质资本积累和经济增长。在发展后 期,人力资本逐渐取代物质资本成为经济发展的引擎，较高的不平等不利于人力资本的积累，从而 阻碍经济增长。一些研究也支持这一观点14-16o随着计量经济学的发展和更可靠数据的使用，不平等与经济增长关系研究中的数据质量问题 和内生性问题得到进一步解决,但仍未就不平等与经济增长之间关系得到一致性结论。其中，争论 主要围绕以下3个方面进行。（一一）收入不平等数据是否具有可比性和一致性收入不平等数据是否具有可比性和一致性早期不平等与经济增长关系的实证研究仅为使用时间序列数据或横截面数据，考虑收入概念 的异质性后不平等数据并不具有可比性17 o丹宁格（Deininger）等18基于收集方法、收入衡量和 人口覆盖这三个基本标准汇编了最早的跨国收入不平等数据库（简称D-S数据库），推动了相关研 究的发展。但其覆盖的多是发达国家，发展中经济体和欠发达经济体样本较少,且其收入不平等数 据在可比性和一致性上仍存在问题19-20 o随着统计方法的改进，世界银行和OECD等机构的收入 不平等数据库逐渐建立，数据质量和可比性方面有了改进,但仍存在样本容量较少、低收入经济体 114赵 文，等：双循环视角下收人不平等与经济增长关系的再检验第3期样本缺失的问题。近些年新建立起的世界收入和不平等数据库（WIID）大大提高了不平等数据的 覆盖面和透明度。许多基于此数据库的研究都试图解决WIID中基尼系数的一致性和可比性问 题21-23，但对WIID不同来源的数据的调整方法仍存在争议24-26。（二二）“不平等不平等一经济增长经济增长”研究中的方法问题研究中的方法问题早期的相关研究大多使用最小二乘法（OLS）对“不平等一经济增长”关系进行研究。但OLS 估计并未解决国家间未观察到的异质性问题,估计结果存在向上的偏差。随着方法改进以及D-S 数据库的广泛使用和扩展,固定效应和随机效应面板模型由于能够解决样本间的异质性差异以及 减少估计中内生性而被应用到“不平等一经济增长”关系的研究20-27,但模型中潜在的内生性问题 仍未得到彻底解决。随后，动态面板数据模型的使用，进一步缓解了估计参数的有偏性和一致性问 题，差分广义矩估计法（差分GMM）和系统广义矩估计法（系统GMM）被用来解决“不平等一经济 增长”关系研究中的内生性问题28-30。（三三）不平等指标的选取问题不平等指标的选取问题衡量收入不平等最常用的指标是基尼系数，但基尼系数只对收入分配分布的中间部分的变化 敏感，容易忽略收入较低部分和较高部分对经济增长的不同影响31。相关研究发现，收入分配底 端和顶端的不平等,对经济增长的影响并不相同，其中富人收入份额的减少以及穷人和中等收入群 体收入份额的增加，都与更高的增长率相关29O另外，除基尼系数外,劳动报酬份额、帕尔马比率（Palma Ratio）和阿特金森指数（Atkinson index）等收入不平等衡量方式也在实证研究中被广泛 应用32-34 o总结以上研究,收入不平等与经济增长的关系较多从物质资本和人力资本等供给侧角度考虑,鲜有对收入分配格局变化影响有效需求、进而影响经济增长这一渠道进行考察。由于对消费品的 需求的分布和生产的分布会随着居民收入分布的变化而动态更新，因此，收入分配格局的变动会改 变不同类型消费品的需求规模和需求结构，进而影响产业结构升级和经济增长35-36 o此外,收入差距与经济增长的关系，还有2个重要方面要考虑进来。一是收入差距与社会流动 性的关系37-39 o在一个阶层流动性良好的社会中，依靠勤劳和智慧致富的可能性更大，这促进了 经济增长，也带来一些收入差距。二是消费总量与消费结构的关系。参考世界历史经验，一个经济 体的收入水平越低,消费占GDP的比重越高。经济发展水平最高的那些经济体,其居民消费占 GDP的比重收敛在60%左右。这符合新古典增长理论关于黄金分割率的看法。这是由于：（1）消 费投资的比例关系问题。许多欠发达经济体的国民收入大部用于消费，没有足够的储蓄用于投 资。（2）消费结构问题。一些欠发达经济体的初级消费比重高，恩格尔系数高，消费结构难以升 级,也就难以拉动投资升级和产业升级。即便收入差距有了一些变化,消费结构也可能变化很小。本文匹配了一套高质量的具有可比性的收入不平等数据集,构建囊括更多经济体（73个）、时 间跨度更长（19612015年）的跨国面板数据，克服了以往研究中欠发达经济体样本较少的缺陷。同时,参考福布斯（Forbes）19的模型设定,并利用系统GMM模型,克服可能出现的内生性问题，分 析收入不平等的经济增长效应，还使用不同的收入不平等衡量方法进行稳健性检验,弥补仅使用基 尼系数的单一指标的缺陷。将上述结果与以往研究进行比较,验证了所匹配的收入不平等数据集 的可信性后,在基准模型回归中纳入反映收入不平等变动和内需消费总量以及结构变动的虚拟变 量，进一步从理论和实证层面分析了“收入分配格局改善（恶化）一消费总量和结构变动一经济增 长”的影响路径。本文的贡献主要有以下2点：（1）通过对WIID数据库进行标准化筛选和处理，匹 配一套高质量的具有可比性的可支配收入不平等数据集，并使用90/20,90/40和80/40人口份额 根据世界银行WDI数据,发达国家居民消费占GDP的比重平均为58%，而发展中国家为68%，最不发达 国家为74%。1152023 年北京工业大学学报（社会科学版）的收入份额比值作为收入不平等的代理变量进行稳健性检验。数据囊括了更多的欠发达经济体,克服了发展中国家和不发达国家样本缺失问题。（2）将收入不平等变化和内需占比变化的4种组 合分为两类,分析其对经济增长的影响。发现当前阶段中国应该着力缩小收入差距，为扩大内需和 构建新发展格局提供参考经验。二、模型和数据（一一）模型和估计方法模型和估计方法为检验本文筛选匹配的收入不平等数据库真实性和有效性，参考福布斯（Forbes）的模型19设 定，分析收入不平等变动对经济增长影响。基准方程具体为：growth,=琢,+0倍阿血,-1+02Incomei,t-1+03IneqUi,-1+笛,_1 啄+v+着讣（1）式中，时间t是以5年为一个时期。growth为5年期的经济增长率。Income为经济发展水 平,Inequ是收入不平等程度。X为控制变量，包括受教育水平（Edu）和投资扭曲程度（PPPI）。vt 为时间虚拟变量，着,为残差项，反映未被观测到的变量对经济增长率的影响。本文采用这个简化 模型主要是由于该模型是估计收入不平等与经济增长关系的典型模型，且被广泛使用。因此，与以 往文献的估计结果进行比较时，模型的估计结果差异与模型设定无关,仅与数据质量相关。另外,面板数据样本量和时间跨度相对较大，简化模型能够增加估计结果的自由度。本文所有估计均采用动态面板模型估计方法。动态面板一般采用差分GMM或系统GMM来 进行回归分析。其中，差分GMM先对水平方程进行一阶差分去除固定效应，然后使用解释变量的 滞后项作为差分方程的工具变量来处理模型中的内生性问题,但其估计量易受弱工具变量影响而 产生有限样本偏差40-41。系统GMM将差分方程和水平方程结合起来，并增加一组滞后的差分变 量作为水平的工具变量，保证了估计量一致性的同时也提高了估计效率41o蒙特卡洛（Monte Carlo）模拟结果表明，在截面数相对时间跨度较大的动态面板数据的估计中（如本文的数据结构）,系统GMM估计量能够改善差分GMM估计量的有限样本性质。因此,本文实证部分主要使用系统 GMM 方法进行估计。检验GMM估计的系数是否满足一致性，需要进行2个检验：（1）所使用的工具变量与误差项 不相关;（2）阶差分方程中的随机误差项仅存在一阶序列相关，但不存在二阶序列相关。前者可 通过汉森（Hansen）过度识别约束检验对工具变量有效性进行检验,后者可通过阿雷利亚诺债券（Arellano-Bond）自相关检验方法，对差分方程的随机误差项的二阶序列相关进行检验。从操作层 面看，由于混合OLS估计会导致向上偏误的滞后项系数，而固定效应估计会产生向下偏误的滞后 项系数42，邦德（Bond）等给出一种检验GMM估计结果是否可行的有效方法：因变量滞后一阶系 统GMM的估计值是否位于混合OLS估计值和固定效应估计值之间43。另外，过多的工具变量数 可能过度拟合内生变量而不能去掉内生部分，进行GMM估计时所使用的工具变量的数目应尽量 不超过截面数44。（二二）变量选择与基本统计特征变量选择与基本统计特征收入不平等的可靠度量是研究的基础。本文所使用的基尼系数主要来自联合国大学世界发展 研究经济机构（UNU-WIDER）整理的世界收入不平等数据库（WIID 4.0）,其最新版本涵盖了 1950-2017年189个经济体的收入不平等数据。WIID数据库中的不平等数据有不同的统计来 源，它们对于不平等的定义、统计单位以及是否进行加权等处理方式各不相同。WIID提供的用户 指南和数据来源（User Guide and Data Sources）中对每个数据来源进行详细说明，例如，不平等的 测度是基于收入、支出还是消费,是基于个人还是家庭，是基于总收入还是净收入等。为使数据在 同一经济体内部保持时间上的连续性并具有跨国可比性，本文基于改进的福布斯（Forbes）方法对 116赵 文，等：双循环视角下收人不平等与经济增长关系的再检验第3期WIID数据库进行标准化筛选,匹配一套高质量的可支配收入不平等数据。方法如下：(1)优先选 择家户(household)为单位测算的数据,其次选择个人(person)和家庭(family)的数据。(2)优先选 择以可支配收入衡量的不平等数据。(3)优先选择覆盖所有人口和年龄的数据。(4)优先选择数 据质量和评估等级较高的数据。(5)优先选择覆盖所有地区测算的数据。筛选后得到的不同来源 的数据时间跨度并不相同，结合经济体实际发展状况、同一时期的横向跨国比较、同一国家的纵向 时间序列比较以及同一时期、同一经济体不同来源和不同统计标准的数据之间的比较，对不同来源 的统计数据进行标准化处理,尽可能保证不平等数据来源和选择基准具有一致性,进而得到更好的 可比性样本。筛选后得到包括135个经济体19612015年共计3 070个具有较高质量的覆盖全部 地区和全部人口的家户部门可支配收入的基尼系数。由于回归方程是包含滞后一期因变量的以5 年为一个时期的回归，同时系统GMM设定要求各变量至少含有连续3期数据。因此，对筛选后的 基尼系数取5年平均并剔除部分数据较少的国家后，得到涵盖73个国家11个时期共667个基尼 系数数据，记为Ginio另外,后文的稳健性检验中，使用最高10%人群的收入份额/最低20%人群 的收入份额(Ratio90/20)、最高10%人群的收入份额/最低40%人群的收入份额(Ratio90/40)和用 最高20%人群的收入份额/最低20%人群的收入份额(Ratio80/20),作为不平等的代理变量进行 稳健性检验，数据来自世界银行数据库。其他变量中,被解释变量为5年期平均经济增长率(growth),由人均GDP的对数差分计算得 到，数据来自佩恩表(PWT9.1)；稳健性检验中，使用人均GNI计算的5年期人均经济增长率作为 代理变量。控制变量包括：(1)经济发展水平(GDP)o使用滞后一期的人均GDP表示，数据来自 佩恩表(PWT9.1)；(2)人力资本水平(Edu)。用15岁以上人口平均受教育年限表示，数据来源于 巴罗(Barro)等的教育数据库45;(3)投资的价格水平(PPPI)。用来衡量一个国家的投资相对于基 准值的扭曲程度，其值越大,表示扭曲越高，数据根据佩恩表(PWT9.1)计算得到。各变量的基 本统计特征详见表1o三、收入不平等与经济增长的实证分析：国际经验(一一)基准回归结果基准回归结果表2报告了全样本下不平等和经济增长关系的回归结果。其中，模型1 4分别报告了混合 OLS、固定效应(FE)、差分GMM和系统GMM的回归结果，模型5 6报告了基于发展水平(OECD 国家和非OECD国家)的分样本回归结果。根据表2,滞后一期因变量的系统GMM估计系数为 0.410 8,位于混合OLS和固定效应的估计结果之间，说明系统GMM估计并未因“弱工具变量”产 生严重的估计偏误。同时，模型4的汉森度识别约束检验以及扰动项差分的一阶自相关检验和 福布斯(Forbes)认为，基于收人法统计的基尼系数高于基于支出法，因此，他对D-S数据库中基于支出法 统计的基尼系数加上6.6进行调整，后续相关研究也是基于这一思路，对不同统计来源的基尼系数进行调整。例 如,蓝嘉俊(2014)对WIID数据库调整时，将基于城市人口统计的基尼系数统一加上10%，基于农村人口统计的基 尼系数统一减去5%，基于总收人测算的基尼系数统一减去7.5%，基于净支出测算的数据统一加上5%，得到具有 可比性的覆盖全部人口的可支配收人不平等数据库。本文认为,这种调整是基于国家间具有同质性假设进行的,忽略了国家之间的异质性。而针对每一国家不同来源的数据，由于其存在一定的时间跨度重合，结合其基尼系数 变动的趋势，可以提供一种很好的调整参考,对每一个基尼系数进行选择和调整,最后得到一套高质量的以家户为 统计基准,基于可支配收人的覆盖全部地区和全体人员的以基尼系数衡量的可比收人不平等数据库。本文使用的9.1版的佩恩表(PWT9.1)中，投资的价格水平(PPPI)的度量采用以2011年美国产出法GDP 价格水平等于1的标准化处理方法，为保证与福布斯(Forbes)使用数据的横向可比性,本文对其进行以当年美国投 资的价格指数(PPPI)等于1的标准化处理法进行处理。1172023 年北京工业大学学报（社会科学版）表1系统GMM设定的主要变量、定义和基本统计特征变量变量分类变量含义样本 数平均 值标准差最小 值中位 数最大 值被解释变量growth经济增长率（人均GDP）6770.110.14-0.530.110.63growth1经济增长率（人均GNI）6020.320.26-0.860.291.09Gini基尼系数7509.101.075.849.2311.32核心解释变量Ratio90/20收入份额比:最高10%/最低20%3767.911.634.327.8611.50Ratio90/40收人份额比：最咼10%/最低40%37640.6810.6919.6039.2269.50Ratio80/20收入份额比:最高20%/最低20%3765.694.561.624.0032.20GDP经济发展水平（人均 GDP）7501.961.280.681.478.33控制变量GNI经济发展水平（人均 GNI）6758.386.022.766.1844.33Edu人力资本水平8036.733.040.387.0013.18PPPI投资价格水平7501.234.000.150.7951.67表2全样本下收入不平等和经济增长关系的基准回归结果变量模型 1模型 2模型 3模型 4模型 5模型 6经济增长率0.456 4 十0.273 1 十0.2517 十0.410 8十0.300 0*0.494 2 土(0.052 0)(0.037 4)(0.060 4)(0.051 2)(0.089 4)(0.060 3)人均 GDP-0.040 6十-0.206 8 十-0.179 7十-0.054 5*-0.100 5 土-0.059 4*(0.007 3)(0.030 7)(0.055 6)(0.020 7)(0.036 1)(0.029 2)基尼系数-0.001 0*0.003 2*-0.005 3*-0.003 3*-0.005 8*-0.004 1*(0.000 5)(0.001 8)(0.002 9)(0.001 2)(0.003 1)(0.001 9)人力资本水平0.008 6 十0.009 60.026 2*0.019 2*0.020 5*0.013 3(0.002 7)(0.006 8)(0.015 1)(0.009 5)(0.008 3)(0.009 7)投资价格水平-0.001 2-0.000 7-0.002 5 十-0.001 9*-0.093 6-0.002 6*(0.001 7)(0.000 6)(0.000 7)(0.000 9)(0.083 3)(0.001 1)常数项0.471 5 十1.760 8 十0.501 1*1.095 5*0.647 7 土(0.072 2)(0.324 5)(0.194 2)(0.369 6)(0.228 9)时间固定效应是是是是是是国家固定效应是是是是是是拟合优度 汉森过度识别检验0.356 50.378 60.3300.1360.9990.497扰动项差分的一阶自相关检验0.0010.0000.0360.000扰动项差分的二阶自相关检验0.5570.8100.5080.448国家数737372733043样本数537537464537233304注：*、*、*、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著，括弧内为稳健的标准误,汉森过度识别、扰动项差分 一阶自相关和二阶自相关检验统计量均报告p值,为尽可能满足“拇指规则”，模型4 6使用折叠（collapse）命令 限定滞后期数来控制工具变量的个数。本文表3、表5与此相同。118赵 文，等：双循环视角下收人不平等与经济增长关系的再检验第3期二阶自相关检验均表明系统GMM估计量的一致性的各项假设均得到满足：(1)所使用的工具变量 与误差项不相关;(2)阶差分方程的随机误差项仅存在一阶序列相关，但不存在二阶序列相关。因此，表2中系统GMM估计结果是稳健且可靠的。表2的估计结果显示，收入不平等的系数显著为负，即收入不平等的加剧在中长期内会抑制经 济增长，这与近些年使用系统GMM估计的实证结果相一致,表明本文汇编的跨国收入不平等数 据库具有良好的代表性。其中，本文结果与早期一些研究结论不同的原因是：(1)样本覆盖的国家 的差异。早期研究的样本大多是发达国家,发展中国家的样本较少,而本文所使用的样本共覆盖73 个国家和地区，囊括了大量新兴经济体和撒哈拉以南的非洲国家，实证结果更具有一般性。(2)估计 方法的差异。本文使用的是包含滞后一期因变量的系统GMM进行估计,相比于早期实证分析中使用 面板固定效应、随机效应以及差分GMM而言,能更有效地处理模型估计中存在的内生性问题。控制变量结果不仅符合直觉和经验预期，还与经典的增长文献结论一致。滞后一期的经济发 展水平系数显著为负，符合经济增长的条件收敛性46-47 o人力资本的系数显著为正，说明人力资 本的增加可以带来经济增长。对于具有先发优势国家来说,人力资本能够促进技术创新,进而促进 经济增长48；而对于后发国家来说，拥有丰富的人力资本积累更容易吸收来自发达国家新技术和 新产品的最新信息，并应用到本国经济发展中49O市场扭曲程度(PPPI)的系数为负且显著，说明 市场扭曲会对经济增长有负面影响。这是因为在经济增长的早期，较高的储蓄能够加快资本积累,从而促进经济增长，但从长期看，以投资价格为代表的市场扭曲可能会阻碍资本的积累50o分样本来看,不同经济发展水平下不平等的经济增长效应存在差异。模型5和模型6中,OECD国家的不平等对经济增长的负面影响更加明显，即不平等对经济增长的负面作用在经济发 展水平较高的经济体中影响更大。这可能是由于发展中经济体和欠发达经济体主要以初级产品加 工业和劳动密集型制造业为支柱产业,经济成长主要受益于发达经济体的产业转移和技术扩散，经 济增长动力主要来自于物质资本积累驱动。偏向于资本的收入分配格局促进了国内储蓄率提高和 经济增长,收入差距扩大对于社会经济发展的负面影响在短期内被掩盖。而发达经济体物质资本 积累水平相对较高，经济增长的动力更多在于消费拉动和人力资本驱动，产业结构升级更多依靠研 发创新。收入分配不公导致抑制了居民的消费需求与消费品投资扩张的同时，人力资本积累难以 满足产业升级需要，进而影响经济增长。(二二)稳健性检验稳健性检验更换因变量和替换关键性解释变量的回归结果也支持不平等抑制经济增长这一结论。表3的 模型1使用阿特拉斯(Atlas)法不变价美元人均国民收入(GNI)及其一阶差分作为经济发展水平和 经济增长的代理变量，另外，模型24使用最高10%人群的收入份额/最低20%人群的收入份额(Ratio90/20)、最高10%人群的收入份额/最低40%人群的收入份额(Ratio90/40)和用最高20%人 群的收入份额/最低20%人群的收入份额(Ratio80/20)，作为不平等的代理变量对基准模型重新估 计。回归结果显示，收入不平等的系数显著为负,说明收入不平等程度的提高抑制经济增长的结论 仍然成立,进一步证实本文所使用数据的真实性和有效性。四、“双循环”下收入不平等变动、消费需求演变与经济增长的关系在验证跨国收入不平等数据可靠性的基础上,本节探究经济体在“外循环”为主的发展模式或 近些年，相关研究使用跨国宏观面板数据，采用系统GMM的实证研究，发现不平等和增长之间存在显著 的负相关关系，具体参见卡斯特略-克莱门特(Castell6-Climent,2010)、哈尔特等(Halter,2014)、达布拉-诺里斯等(Dabla-Norris,2015)、安德鲁等(Andrew,2018)的观点。1192023 年北京工业大学学报（社会科学版）表3更换因变量和不平等度量后收入不平等与经济增长关系的稳健性检验结果解释变量模型 1模型 2模型 3模型 40.350 3 十0.326 0*0.335 8*0.325 5 粋*经济增长率(0.082 5)(0.051 9)(0.050 5)(0.047 7)-0.065 9 十-0.082 6*-0.069 7*-0.074 2*人均 GDP(0.0193)(0.016 2)(0.016 4)(0.016 1)-0.005 8*基尼系数(0.002 6)-0.005 7*收入份额比:最高10%/最低20%(0.001 5)-0.018 0*收入份额比:最高10%/最低40%(0.007 1)-0.004 3 十收入份额比:最高20%/最低20%(0.001 0)0.026 2*0.013 3*0.011 1*0.013 3*人力资本水平(0.013 2)(0.007 4)(0.006 2)(0.006 9)-0.018 3十-0.007 1*-0.006 7*-0.007 0*投资价格水平(0.001 8)(0.001 5)(0.001 6)(0.001 4)1.050 4十0.787 6 讣0.688 0*0.658 8 讣常数项(0.232 5)(0.146 8)(0.151 2)(0.146 5)时间固定效应是是是是国家固定效应是是是是汉森过度识别检验0.1340.4030.6970.564扰动项差分的一阶自相关检验0.0000.0120.0120.012扰动项差分的二阶自相关检验0.8630.1280.1300.121国家数73717171样本数484310310310“内循环”为主的发展模式下,收入不平等变动和消费内需占比变动对经济增长的影响,为构建新 发展格局提供参考经验。（一一）理论分析与研究假说理论分析与研究假说以国际经验看，大国经济最终都走向以内需消费驱动为主的经济体系,并将国际循环作为国内 循环的补充51-52 o理想情形中，大国经济在实现核心技术领先和产业链稳定的同时，通过再分配 改善国内收入分配格局，扩大国内消费需求，形成内需主导型经济体系，在经济发展中更多发挥内 生动力的作用。其中，消费是收入的函数，后发大国通过参与“国际大循环”实现居民就业增加和 收入增长，为消费提供了有力支撑。这一过程中，随着居民购买力不断增强，消费结构逐渐优化，内 需消费逐渐对国内生产的调整和升级起着导向作用，国内产业结构调整更多迎合国内市场需求，使 得经济体内部的资本、劳动和技术通过合理配置共同推动产业结构升级和经济增长，经济发展内生120赵 文，等：双循环视角下收入不平等与经济增长关系的再检验第3期动力逐渐增强,实现经济增长模式由“国际大循环”向“国内大循环为主，国内国际双循环”转变。但是,内需消费总量和结构与收入分配格局有重要关联,收入分配结构的变动会影响经济体系中消 费与储蓄的决策，进而影响居民整体消费结构变化和产业结构升级方向，影响经济增长和发展。因 此,收入分配格局和内需占比两者变动的不同组合,对经济增长的影响并不相同。表4展示了收入分配格局变动和消费总量及结构的演变如何影响经济增长。本文认为：（1）当经济体内居民收入不平等程度降低和内需占比（最终消费支出占GDP的比重）上升同时发生时,说明收入分配均等化带来居民消费需求的增加，国内强大消费市场的形成进一步带动了经济社会 的扩大再生产，居民消费结构优化和产业升级同步进行,国内经济实现良性循环,并长期促进经济 增长。这种情况会发生在产业门类齐全的大国经济中。（2）当收入不平等程度降低和内需占比下 降同时发生时，说明收入分配均等化并未带来国内消费的增加，这种情况往往发生在主要依靠外需 的经济体，也就是贸易理论中的小国经济。小国经济的增长依靠增加投资来迎合外需，收入分配均 等化会降低储蓄率和投资率,相应增加的消费能力可能有很大部分是通过进口来满足的。因为小 国经济往往深入参与国际分工,境内产业门类不齐全，也就很难全面满足国内的消费需求。因此,对于小国经济来说，当收入不平等程度降低和内需占比下降同时发生时，经济增长率可能会降低。（3）当收入不平等程度提高和内需占比下降同时发生时，说明收入集中在少数人手中且未带来整 体消费水平的提升,而是用来投资进行扩大再生产,在“外循环”作用下，商品和服务的出口带来国 内就业增加和居民收入上升，并通过投资带动经济增长。（4）收入不平等程度提高与内需占比上 升同时发生,这种情况多发生在低收入国家的起步阶段,内需占比上升主要是为了满足食品等基本 消费品，经济增长率通常较低。而当基本消费品的需求得到满足后，内需占比也会停止上升，如果 经济自此起飞，则会进入（3）的情形中。基于上述分析，我们提出假说:收入不平等与内需占比的 反方向变动会促进经济增长，同方向变动会迟滞经济增长。表4收入不平等与消费内需占比变动的组合对经济增长的影响收人不平等与消费内需占比变动组合收入不平等程度增大减小消费内需占比上升减速加速下降加速减速（二二）模型设定与统计描述模型设定与统计描述为验证假说,本文首先构造反映收入不平等和内需占比同时变动的变量dgc，将收入不平等变 化和内需占比变化的4种组合分为2类：（1）收入不平等与内需占比变动方向相同，即收入不平等 和内需消费占比同时增加或同时减少;（2）收入不平等与内需消费占比变动相反，即收入不平等增 加与内需占比减少同时发生，或收入不平等减少与内需消费占比增加同时发生。然后将反映收入 不平等和内需消费占比同时变动的变量dgc纳入基准模型,分析收入不平等变动与内需占比变化 对经济增长的影响。模型设定如下：growth,=琢+0倍唤血,_1+hcomei,+阳纟怙,+X；,啄+vt+着(2)式（2）中，表示收入不平变动与内需消费占比变动的乘积是否为大于0的虚拟变量，其定义为:屿,讣=I(DIneuq,tDConSj,)(J if DIneuql,t DConSj,0(3)式（3）中，DIneuq,t和DCons”*分别表示收入不平等和消费需求占比的一阶差分。1（）为示性函数，用来反映收入不平等和内需占比变动方向是否一致，即收入不平等的一阶差分与内需消费占 比的一阶差分的乘积大于0还是小于0。如果DInequ,t DCons”,0,表示i经济体在t时期的收入 不平等和内需占比变动相反，即t时期收入不平等下降和内需占比增加同时发生，或收入不平等上 1212023 年北京工业大学学报（社会科学版）升和内需占比下降同时发生，此时dgc：,t=1。反之，如果DInequ讣DCons,讣0,表示i经济体在t时 期的收入不平等和内需占比的变动相同，即t时期收入不平等和内需占比同时上升或下降，此时 dgc,t=0。另外，如上文所述，相较之消费总量的影响,收入差距变化带来的消费结构的升级也对经济增 长有意义。式（3）中Con%,的j分别取值1、2、3、4,用以表示不同含义的消费总量和消费结构，考 察消费总量以及消费结构变动对经济增长的不同影响。当j=1和2时Cons】和Cons2分别代表全 部消费需求占GDP的比重和家户部门的消费需求占GDP的比重，前者既包括家户部门的消费需 求,又包括政府部门的消费需求。j=3和4时,Cons3和Cons4分别代表在全部消费需求中减去初 级消费需求（食品消费）后的更高级的消费占GDP的比重，以及在家户部门消费中减去初级消费需 求后的更高级的家户部门消费占GDP的比重。这是由于在一些发展中经济体和欠发达经济体的 全部消费需求占比很高,但其中更多的是初级产品消费支出，消费结构升级弱，难以拉动投资和产 业结构升级。因此,剔除食品等初级产品的消费支出的Cons3和Cons4的变化，更能反映经济体的 消费结构情况。其中，反映各国食品消费支出最好的统计指标为恩格尔系数，但现有的跨国统计 中，并没有这一指标的数据,导致计算各国的食品消费支出较为困难。为克服这一困难，本文根据 世界银行数据，使用“农业增加值+食品进口-食品出口”大致代食品消费支出这一指标，用以计 算反映消费结构升级的消费内需占比变动。另外，笔者考虑到非食品消费中也存在一些进口消费 品,它们不属于内循环。但这部分数据目前难以获得，因此不作处理。（三三）回归结果回归结果表5报告了基于方程（2）的回归结果。其中，模型1 2分别报告了全部内需占比与收入不平 等同时变动和家户部门内需占比与收入不平等同时变动对经济增长影响的回归结果，模型34分 别报告了剔除食品消费支出后，反映消费结构升级的全部消费占比以及家户