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收入分配平等性与实际汇率变动
经济学院××
指导教师××
摘要：
本文试图为一国实际汇率变动提供一个关于收入分配平等性角度的解释。
本文首次建立了较为全面的反映收入分配平等性对实际汇率的影响机制的理论模型，认为收入分配平等性的变化会通过“相对收入效应”、“结构需求效应”、“消费倾向效应"的需求面影响机制和“物质资本积累效应”、“人力资本积累效应”的供给面影响机制对实际汇率产生影响。
本文首次利用了139个国家、5个时间节点的面板数据验证了收入分配平等性对于实际汇率影响的倒“U”型关系,验证了前文的理论猜想。
本文认为，中国基尼系数突破国际警戒线是2002年之后中国出现内部实际汇率贬值趋势的重要原因之一，持续恶化的收入分配结构可能会使人民币实际汇率面临长期贬值的压力。
关键词:
收入分配平等性实际汇率倒“U”型曲线
Abstract:
Thispapertriestoexplainthemovementofrealexchangeratebyincomeinequality。
Firstly，webuildatheoreticalmodelthatcancomprehensivelyreflectthemechanismsthroughwhichincomeinequalityinfluencesrealexchangerate.Themodelpointsoutthatincomeinequalitynotonlyhasanimpactontherealexchangerateinthewayofdemandsuchas“comparativeincomeeffect”,“structuralrequirementeffect"and“consumptionpropensityeffect”,butalsothroughsupplymechanismsincluding“physicalcapitaleffect”and“humancapitaleffect"whichmaybemoreimportantinthedevelopingcountries。
Secondly，weprovetheinverted—Ushaperelationshipbetweenrealexchangerateandincomeinequalitybyusingthepaneldatathatinclude139countriesand5timepoints，andtheempiricalresultsupportsourtheory。
Finally,wededucethat,thefactthatChineseGiniCoefficientbreakthroughinternationallyacceptedalarmlevelcontributedtothedecreaseofChineseinternalrealexchangeratesinceyear2002。
Keywords：
RealExchangeRate,IncomeInequality,Inverted—UShapeRelationship
1前言与文献综述
收入分配平等性一直是经济学研究领域的重点。
初期新古典经济学家着重从生产要素角度研究分配规律。
20世纪50年代之后，收入分配研究的重心转向个人收入分配理论，例如使用基尼系数描述的个体之间收入分配的不平等,主要研究这种不平等与经济增长间的关系。
20世纪70年代是该研究领域的没落时期。
直到80年代中后期,新增长理论带动了收入分配的研究的新一轮高潮。
收入分配不平等对经济增长的影响、收入分配格局的动态演化、收入分配的福利评价是该领域三个主要议题1.
早期对于实际汇率的研究包括从生产率的角度（BalassaandSamuelson，1964）、偏好的角度（Lucas，1982）、要素禀赋的角度（Baghwati,1984）、需求结构的角度（Bergstrand,1991）等。
近期的研究包括从自然资源禀赋的角度（Sachs，1999）、人口年龄结构（Braude，2000）的角度、海外净资产的角度（LaneandMilesi—Ferretti,2004）、汇率制度的角度（Broda，2006）等。
收入分配平等性（incomeinequality）与实际汇率变动规律关系的研究始于1999年。
在此类研究中，多数涉及的是实际汇率变动对于一国收入分配平等性的影响.例如,GuillaumontandHua（2000）的文章利用计量的手段和复杂的数据研究了汇率变动对于中国城乡收入差距的影响，认为中国一直以来的汇率贬值是加剧城乡收入差距的原因之一。
MichettiandTropeano（2008）的研究认为,一个国家的政策目标汇率升值将会使国内产出下降，劳动者的工资率下降，资本利率上升，国家内部的收入差距扩大。
但是,这篇文章是以一国政府能够很好控制国家内部的通货膨胀和名义汇率为假设前提的,这与大多数国家的现实不符。
此外，模型本身的构建更类似宏观经济理论而非国际金融理论.
针对以上的普遍问题，本文第二部分构建理论模型，证明一个国家的收入分配结构将会从供给和需求两个方面的五个具体机制对一国的实际汇率变动产生影响，提出收入分配结构对于一国实际汇率影响的倒“U”型理论假说。
第三部分利用139个国家、5个时间节点的面板数据进行实证检验，验证了前文的理论猜想。
第四部分通过对中国内部实际汇率的测算，分析认为中国基尼系数突破国际警戒线是2002年倒“U"型关系的拐点出现的原因之一。
第五部分总结全文并提出相应的政策建议。
2理论模型
2.1三个基本原理
2.1。
1对实际汇率的界定
经济学中对于实际汇率的研究可以分为外部实际汇率（即名义汇率乘以两国相对价格）和内部实际汇率（即本国国内不可贸易品的相对价格）两个领域。
在理论分析中一般假定可贸易品部门存在一价定律，此时两个实际汇率的变动含义就基本一致，引起实际汇率变动的主要因素就是不可贸易品的相对价格调整2。
本文的理论模型将采取国际实际汇率研究通行的做法，将实际汇率界定为内部实际汇率，即不可贸易品之于可贸易品的相对价格。
2.1。
2对收入分配平等性的界定
衡量收入分配平等性通常有三个指标3:
基尼系数，数值范围从0（完全平等）到1（完全分配不均等）；收入最高的20％人口的平均收入与收入最低的20%人口平均收入的比率；其他各阶层人相对于最低收入水平（povertyline）的平均距离（averagedistance）。
2.1。
3人力资本与普通劳动力的分布形成
本文假设在整个社会中，由收入差距引起的人力资本与普通劳动力人口占总劳动力人口的比例分别为与,其中是的单调递减函数。
即收入差距越大,人力资本积累越不足。
2。
2需求面：
单个经济体行为及消费模式基本假设
2.2。
1普通劳动力行为模式假设
普通劳动力的行为模式为：
每一期的消费等于工资收入，由于不需要人力资本投资与维持，所以不需要储蓄，普通劳动力人口不会给后代留下遗产.为简化计算,不妨设普通劳动力只消费可贸易品（或理解为相对于可贸易品的花费,不可贸易品的花费可以忽略不计）.即整个社会对于可贸易品的总需求为：
（1）
2。
2。
2人力资本行为模式假设
人力资本的行为模式为：
每一期的工资会有一部分进行储蓄用于下一期人力资本的维持，为人力资本的边际消费倾向，在最后一期,人力资本会把储蓄留给下一代作为人力资本的初始投资。
注意，是的单调递减函数，即越富有的人的边际消费越低，边际储蓄倾向越高7。
因为越富有的人越更热衷于将收入转化为未来对于资本市场的投资或者自身教育水平的投资，而不是简单的生活消费，这与一般收入分配研究的理论假设一致。
另外为简化计算,同理设人力资本只消费不可贸易品（或理解为相对于不可贸易品的花费，可贸易品的花费可以忽略不计）。
即整个社会对于不可贸易品的总需求为：
（2）
另外,由于只有人力资本有储蓄的行为，整个社会每期储蓄的均衡水平为社会的物质资本积累，则有物质资本积累水平为：
（3）
3实证检验
3。
1实证模型和计量方法
通过
（2）式,可以考察收入分配与实际汇率之间的线性关系。
除此之外，本文还需验证收入分配与实际汇率之间是否还存在非线性关系，即是否如之前的理论预测，当基尼系数较低,收入分配不公平性增加会促进实际汇率升值；当基尼系数超过国际警戒线40时，收入分配不公平性增加会促进实际汇率贬值，这样的倒“U”型关系。
我们分别采取两种方法进行倒“U"型关系的检验。
第一种方法是构造含有虚拟变量的线性脊线函数，即（13）式：
其中，是一个虚拟变量，当基尼系数超过国际警戒线=0.4时，其取值为1；当基尼系数低于国际警戒线时，其取值为0。
如果值同样显著异于0,且为正，为负，的绝对值大于时,可以说收入分配与实际汇率之间的倒“U”型关系成立。
第二种方法的条件更为严格，即在实证模型中加入二次项，即（14）式:
如果为正且显著，为负且显著,可以说收入分配与实际汇率之间的倒“U”型关系成立.
本文分别对以上（11）—（14）式进行了组间估计，固定效应估计，随机效应估计,极大似然估计和广义最小二乘法GLS估计.考虑到可用数据缺省，面板数据的时期较短且存在每5年期的间隔的问题，本文认为静态面板模型的估计是可行的，无需引入动态面板模型。
计量软件采用STATA10.0绿色版。
3。
2计量数据和样本
本文样本包含了1980年、1985年、1990年、1995年和2000年，共计139个国家的非平衡面板序列。
3。
2。
1收入平等性度量指标的选取和数据来源
基尼系数14是根据劳伦茨曲线所定义的判断收入分配公平程度的指标。
是国际上用来综合考察居民内部收入分配差异状况的一个重要分析指标.国际上通常把40％作为基尼系数的世界收入分配的警戒线。
3.2.2其他数据来源及变量选择
其他数据来源及变量选择均来自于WB的WDI（WorldDevelopmentIndicator）（2008光盘版）数据库。
实际汇率（Rer）数据直接取自WDI08数据库中的低估系数15（PPPconversionfactor（GDP）tomarketexchangerateration），这是在研究实际汇率时被广泛选取的指标，系数的上升代表了本国实际汇率的升值。
3。
3实证计量结果及估计有效性、稳定性分析
表1-4统计了分别对以上（11）—（14）式进行了组间估计，固定效应估计,随机效应估计，极大似然估计和广义最小二乘法GLS估计的估计结果.本文将通过对组内决定系数、组间决定系数、全局决定系数，检验量显著性,符号方向及稳健性的指标的比较选定最有效的估计方法。
3.3。
1估计方法的选择
首先在组间估计，固定效应模型、随机效应模型、极大似然估计四种方法中进行选择.组间估计在基准方程加入解释变量后出现了其他解释变量系数方向反转的问题，不具有稳健性，且系数显著性差，故排除。
与固定效应模型相比，随机效应模型和极大似然估计存在决定系数过低，显著性差等问题，且Hausman检验显示固定效应明显，故排除随机效应模型和极大似然估计方法。
最后在固定效应模型与广义最小二乘估计方法中进行选择。
固定效应模型虽然显著性较好,但是决定系数低，检验数据显示存在异方差和序列相关问题。
另外，估计系数的正负性与之前的理论预测存在诸多矛盾。
因此,通过对符号方向，决定系数以及各统计量显著性的分析，可以认为修正异方差和一阶序列相关的广义最小二乘估计是最有效的估计。
表1（11）式的实证计量结果统计
组间估计
固定效应
随机效应
MLE
GLS
（1）
GLS
（2）
-1。
15336**＊
（—2。
81）
—.538127＊＊*
（-3.09）
—1.01252**
（—7.03）
—1.00994＊＊
（—6。
63）
-1。
51058＊＊*
（-18。
28）
-1。
48611*＊＊
（-15。
08）
—.028526
（-0.31）
-。
301692＊**
（—3。
20）
-。
155534＊**
（—2。
31）
—.156414***
（—2.26）
.0187697
（0。
58）
.0136235
（0。
38）
.0005711
（0.45）
-。
005871＊＊*
（-5.01）
-。
002735*＊*
（—3。
08）
—.002753＊**
（—2.89）
—.0005118
（—1.08）
—.001133*＊
（—2.09）
。
0001826
（0。
05）
。
003143***
（4.91）
。
002893＊＊*
（4。
50）
。
002895***
（4。
55）
。
002140**＊
（4.55）
。
0022435＊＊*
（4。
18）
.038756**＊
（4.22）
.020560**＊
（2.94）
。
031917＊＊*
（5.67）
.031845＊＊＊
（5。
53）
.056002＊＊＊
（20。
48）
。
0568508＊＊*
（17.75）
R1
0.0843
0.3363
0.2933
—
—
-
R2
0。
2725
0。
0085
0.1482
-
—
—
R3
0。
3149
0.0549
0.2372
—
—
—
F—t/
chi2
5。
15*＊*
17。
61＊**
68.76***
60。
10＊＊＊
423.57＊*＊
350。
93**＊
Obs
203
203
203
203
203
195
Grp
60
60
60
60
60
52
注：
GLS
（1）为修正异方差的广义最小二乘估计,GLS
（2）为修正异方差和一阶序列相关的广义最小二乘估计，括号内为t统计量。
＊＊＊、**、＊分别表示在1％、5%、10％的水平上显著。
R1为withinR-sq,R2为betweenR—sq，R3为overallR-sq，F-t为F检验值，chi2为waldchi2值，Obs为样本量，Grp为国家组。
3.3。
2回归方程的选择
针对修正异方差和一阶序列相关的广义最小二乘估计的有效性和稳健性进行回归方程的选择.可以看出：
第一,修正异方差和一阶序列相关的广义最小二乘估计在基准方程加入解释变量后没有出现其他解释变量系数方向反转的问题，具有稳健性。
第二，从（11）—（14）所有系数的符号的方向与之前的理论预测一致，即为正值，的数值趋近于0，为正值，为正值。
在已有的理论里证明了工业与服务业相对劳动生产率的提高会通过B—S效应促使一国实际汇率升值；在世界范围内，开放度对于一国实际汇率的影响趋近于0；贸易条件的改善和政府支出的增加都会进一步促进一国实际汇率的升值。
第三，在基准回归方程（11）中,只有B-S效应的系数不显著;加入收入分配项后，常数项和开放度系数不显著；加入虚拟变量后，基尼系数作用不显著；最后在加入平方项后，除B—S效应系数和开放度系数达到90％的显著性外，其他各项系数均达到了99％以上的显著性，可以看出回归方程（14），即加入平方项的实际汇率回归方程是最有效的估计方程。
表2（12）式的实证计量结果统计
组间估计
固定效应
随机效应
MLE
GLS
（1）
GLS
（2）
1。
057639
（1。
14）
-1。
62561＊*
（-2。
63）
-。
4158989
（—0.83）
-。
4151456
（—0。
82）
—。
1729598
（-0。
60）
-。
3670505
（—1.17）
.0071554
（0.09）
—。
360124＊*＊
（—3。
44）
-。
1214875*
（-1。
76）
—。
1213403＊
（-1。
67）
。
0673335**
（2。
29）
.0820077*＊
（2。
46）
-.0008188
（0。
61）
—.007847＊＊＊
（—6.07）
—。
003751＊**
（-3.90）
-.003749＊＊*
（-3.53）
-。
0003076
（-0.70）
—.0002597
（-0。
53）
—。
0005639
（-0。
16）
。
0041575＊*＊
（5.16）
.003309***
（4.07）
.003308＊＊＊
（4.09）
。
0031123＊*＊
（4.09）
。
0031832＊*＊
（4.18）
.038819＊**
（3。
98）
。
019476**
（2.53）
.0372347＊*＊
（6。
23）
.0372442*＊＊
（6。
09）
.048761**＊
（17。
75）
.0501226**＊
（15.20）
-。
556729*＊*（—2。
80）
。
322514*＊
（1.85）
—.1788028
（—1。
36）
—。
1790989
（—1.28）
-。
365320＊＊*
（—5。
93）
—。
322997＊*＊
（-4.60）
R1
0.0637
0。
3954
0.3068
—
—
-
R2
0.4506
0。
0011
0.3272
—
-
—
R3
0.4461
0.0047
0。
3410
—
—
—
F—t/
chi2
8.04*＊＊
15.83＊＊＊
79.82＊*＊
67。
99*＊＊
588。
86***
341.43***
Obs
181
181
181
181
181
174
Grp
55
55
55
55
55
48
注：
GLS
（1）为修正异方差的广义最小二乘估计,GLS
（2）为修正异方差和一阶序列相关的广义最小二乘估计，括号内为t统计量。
＊**、＊*、＊分别表示在1%、5％、10%的水平上显著.R1为withinR—sq，R2为betweenR—sq,R3为overallR-sq，F-t为F检验值,chi2为waldchi2值，Obs为样本量，Grp为国家组。
4中国现状与解释
在研究收入分配与人民币实际汇率之间关系时，首先需要明确的是中国的特殊情况，这体现在两个方面：
可以看出,根据这两种测算方法，中国实际汇率都在2002年前保持了长期内部实际汇率升值的趋势之后，而在2002年之后出现了内部实际汇率的贬值的明显趋势.在两种测算方法中，增加值法的结果更为显著。
图1中国内部实际汇率变动——增值法（1995-2007）
图2中国内部实际汇率变动—-价格指数法（1995-2008）
我们认为，认为持续扩大的收入差距很可能是中国内部实际汇率变动出现拐点的重要原因。
从需求方面分析:
第一,在中国工业化的初期，社会政治、政策环境不确定性较大，这使得国家内部出现了很多“一夜暴富"的先富起来的一部分人群。
计划经济向市场经济转轨的过程中，较高收入人群的购买需求得以满足，相对收入效应成为主导，收入分配不平等促进了一国实际汇率的升值。
第二,后期伴随着社会政治、经济、法律法规的稳定，贫富差距不断拉大成为了中国社会最尖锐的社会问题，结构需求效应和消费倾向效应结合的作用成为主导。
首先，处于收入金字塔尖的人群比例减少，财富向少数人集中。
高收入人群的边际消费倾向越来越小，他们更愿意进行储蓄、投资。
另外，尽管对于一些较高收入者来说,相对收入效应仍存在,但是可以发现他们需求的其实更多的是国外时髦的高档消费品，如跑车、高级定制等国内商家无法提供的奢侈享受，对于国内的工业品和服务品的需求均没有明显的大幅度增长。
世界奢侈品协会（WLA）官方2009—2010全球年度报告指出:
截止2009年12月，中国奢侈品消费总额全球占有率27。
5%，首次直逼日本，超过美国，稳居世界奢侈品消费大国亚军宝座.与此同时，普通劳动力的工资收入出现长期停滞的状态,全国总工会近期一项调查显示我国劳动者报酬占GDP比例连续下降22年。
在有限的收入水平下，普通劳动力只能先满足对于食物等可贸易品的基本需求，这就造成了可贸易品相对价格的上升，也就是内部实际汇率的贬值。
从供给方面分析:
第一，收入差距扩大导致高储蓄。
基尼系数的不断增长，一方面与中国金融发展滞后、社会保障体制不健全直接相关，低收入者不敢消费；另一方面，高收入者有较高的储蓄和投资倾向，二者共同作用使中国以接近50%的储蓄率高居世界第一，2008年以占世界资本输出总额的20％比例成为世界上最大的资本输出国。
根据国家统计局2002年6月对城市家庭财产的调查，户均储蓄存款最多的20%家庭分别拥有城市人民币和外币储蓄存款总值的64.8%和89。
1%，而户均储蓄存款最少的20％家庭仅分别拥有1.2%和0。
2％.城市贫富差距和城乡收入差距是储蓄集中度过高根本问题。
第二,高储蓄即高物质资本积累带动了中国前期的经济增长。
汤向俊（2006）通过引入人力资本的Lucas模型进行实证分析得出：
物质资本积累是中国过去多年经济增长的主要贡献因素。
人力资本存量虽然在近几年有所改善，但增长缓慢。
所以,在1978-2001年间，得益于中国的无限普通劳动力供给优势，普通劳动力在可贸易部门（尤其是制造业部门）发挥了主要的作用，也就是说人力资源还没有成为重要的生产要素,中国的内部实际汇率可以保持不断升值的趋势。
第三,但是经济增长度过初期阶段后，人力资本对于技术进步、对于贸易部门产出的重要性日渐明显。
杨俊、李晓羽和杨尘（2007）通过对我国1996～2004年省际面板数据的实证分析证明：
R&D投入对我国经济增长具有越来越显著的推动作用，虽然我国人力资本存量已达到进行有效技术模仿的临界值，但是我国现有人力资本条件尚无法满足全面自主创新的要求,加大人力资本积累是我国实施全面自主创新战略的重要支撑。
综合可见,中国可贸易部门的现状可以归结为：
具有R&D贡献能力的人力资本需求巨大,供给严重不足。
第四，收入分配恶化使得人力资本积累不足，进而使得可贸易部门技术进步不足已成为不争的事实。
关于中国收入不均等影响人力资本的实证分析,陆铭、陈钊和万广华（2005）利用联立和分布滞后模型实证分析收入差距、投资、教育与经济增长间的相互影响，他们的实证结论为：
在短期内，收入差距的扩大增加人力资本积累;在长期内，收入差距的扩大却减少了人力资本的积累；陈昌兵（2008）利用1995—2006年中国二十个省市地区面板数据进行实证分析得出:
中国收入不均等不利人力资本积累，而金融发展程度的提高有利于人力资本的积累。
也就是说，在2002年之后，不断恶化的收入分配结构使得我国人力资本积累不足，可贸易部门技术进步滞后,进而导致了内部实际汇率的贬值。
综合上述需求面和供给面的分析，本文认为持续恶化的收入分配格局是中国内部实际汇率变动在2002年之后出现贬值趋势的重要原因之一。
5结论
收入分配平等性问题是影响中国经济健康运行的重要因素，之前的研究或者涉及收入分配平等性对经济增长的影响，或者涉及经济增长对人民币实际汇率变动趋势的影响，本文则搭建了将这些研究联系起来的桥梁，通过首次建立的收入分配平等性影响实际汇率的理论模型，提出收入分配平等性的变化会通过“相对收入效应"、“结构需求效应"、“
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