遼寧城鄉基本公共服務差距實證研究
——以最低生活保障制度為切入視角

陳萍

（遼寧社會科學院，沈陽 110031）

遼寧城鄉基本公共服務差距實證研究
——以最低生活保障制度為切入視角

陳萍

（遼寧社會科學院，沈陽 110031）

本文根據2000年-2012年遼寧省屬14個城市的統計數據，對城鄉最低生活保障制度進行了實證的研究。我們發現，城市的低保人數所占比重和城市人均低保資金都高于農村。從表面看，這似乎暗示財政政策具有城市偏向的特征。但我們通過回歸分析進行的深入研究發現，第一，社保支出的增加具有提高農村低保人數比重的作用，因而不具有城市偏向的特征。第二，現階段城市低保人數比重的高低，與20世紀90年代國有單位職工人數的規模大小，具有正向的關系。而現階段農村低保人數比重的高低，與20世紀90年代集體單位職工規模大小，具有反向關系。第三，城鄉之間收入差距的擴大，具有縮小城鄉之間人均低保資金差異的作用，但其中的作用機理還有待于進一步的研究。

城鄉最低生活保障 國有和集體單位職工規模 財政社會保障支出

一、問題的提出

城鄉一體化已成為中國經濟發展的一項重要內容。消除城鄉基本公共服務的差距，是這項重要內容的一部分。雖然城鄉基本公共服務存在差距是一個基本的事實，但是，從研究的角度說，我們仍需要依據可獲得的數據對這個基本事實進行定量的考察和分析。就目前公開發表的數據看，直接涉及遼寧城鄉基本公共服務差距的，僅有城鄉最低生活保障人數和資金支出。雖然數據很有限，但結合其他相關的數據，從城鄉低保的差距方面入手，我們仍能籍此管窺城鄉基本公共服務差距的一些特征和影響因素。

我們的數據全部來自相關年份的《遼寧統計年鑒》，主要包括2000年-2012年13個年份和省屬14個城市，部分數據如國有和集體職工人數的數據涉及1993年-1999年7個年份和省屬14個城市，我們沒有對個別缺失的數據進行調整，因此，是一個非平衡的面板數據。

在這篇文章中，我們嘗試探討一些基本的問題。在接下來的第二部分，我們將探討什么指標可以較好地衡量城鄉之間最低生活保障的差距？遼寧城鄉低保的差距到底有多大？第三部分，我們通過對面板數據的回歸分析，探討歷史的因素對城鄉低保人數的形成是否存在影響？經濟發展水平、收入分配差距和財政支出政策對城鄉之間低保的差距又會產生怎樣的影響？最后，是簡短的結論。

二、城鄉低保差距的基本特征

根據遼寧2000年-2012年14個城市的統計數據，表1提供了衡量城鄉低保差距的統計性描述。我們選擇了三個指標來測度城鄉低保的差距：

其一，城市低保人數占全部低保人數的比重。這個指標可以粗略地顯示低保政策向城市傾斜的程度。從表1中的第1至第2行可以看出，在所選樣本的13年里，城市低保人數的均值是農村低保人數均值的兩倍以上。但更為準確的指標是城市低保人數占全部低保人數的比重，表1第3行顯示，這個比重的均值為0.71，就是說，在城鄉全部低保的人群中，城市低保人數平均占據了70%，最高值達到99%（如2003年的朝陽市）。

其二，城市低保人數和農村低保人數分別占非農人口和農業人口的比重。前面提到的城市低保人數占全部低保人數比重指標并沒有考慮城鄉的人口結構，因此，只有在城鄉人口結構相同的情況下，它才是準確地衡量低保政策具有城市偏向的指標，而我們知道，遼寧城鄉人口的分布并不是均等的。據統計，2000年非農業人口占總人口46%，2009年達到50%。由于此后《遼寧統計年鑒》不再提供非農業人口和農業人口的統計數據，我們沒有近些年準確的數據，但非農人口與農業人口的結構變化是肯定的。為此，衡量城鄉低保差距的指標必須根據人口的分布結構進行矯正。從表1的第4至第5行可以看出，城市低保人數占非農人口的比重均值為0.08，也就是說，非農人口中低保人數平均達到8%，最高值達到25%（如2003年的阜新市），而農村低保人數占農業人口的比重均值為0.03，也就是說，農業人口中低保人數平均只有3%，最高值也僅有9%（如2009年的盤錦市）。這個指標應該說比較準確地反映了城鄉之間低保政策覆蓋范圍的差距。平均而言，城鄉低保政策偏向城市的傾向比較明顯。但從動態看，這種城市偏向的低保政策隨著時間的推移，逐步得到矯正。從圖1可以直觀地看出，城市低保人數占非農人口的比重經歷了先上升然后下降的過程，而農村低保人數占農業人口的比重則一直呈上升趨勢。2003年，前者的均值達到9%以上，而后者只有1%左右，2010年，前者和后者基本上都接近6%左右，根據人口進行調整后，城鄉社保人數的覆蓋范圍在平均意義上趨向于相同了。也可以說，就城鄉最低生活保障的覆蓋范圍來說，政策的城市偏向問題逐步得到了矯正。

其三，城市低保人均資金與農村低保人均資金之間的差距。低保政策的城市偏向不僅從城鄉覆蓋范圍的程度方面反映出來，也會體現在城鄉之間享受低保者的人均資金方面的差距。從表1的第6行至第8行可以看出，2000年-2012年期間，城市低保者的人均資金是1310元，而農村的人均資金僅有555元，二者之比的均值（如第8行顯示）為2.84倍，最高值達到33倍（如2012年阜新市），最低值僅有0.2倍（如2002年的大連市）。圖2提供了這個指標的動態變化。2000年，城鄉低保者人均資金的差距平均為1.69倍，2012年上升為4.38倍。一般來說，城市居民最低的生活費支出要高于農村，因此，城鄉之間最低生活消費支出的差距可以部分地解釋城鄉之間低保者人均資金的差距，剔除這個因素之外，就是低保政策中城市偏向的影響了。由于我們沒有系統的城鄉最低生活消費支出的數據，還不能準確地判斷低保政策中資金支出的城市偏向程度。

表1 遼寧城鄉低保差距相關變量的統計描述

圖1 城市低保人數占非農人口比重（ulsn/nrp）和農村低保人數占農業人口比重（rlsn/rp）

圖2 城市低保人均資金（ulsf/ulsn）和農村低保人均資金（rlsf/rlsn），單位：（元）

三、影響城鄉之間低保差距因素的計量分析

前面的統計描述表明，無論是在覆蓋的范圍，還是在人均資金的分配上，低保政策在城鄉之間都存在一定的差異。在這個部分，我們將利用回歸分析方法探索和發現影響城鄉低保差距的原因。表2提供了全部回歸分析的結果，其中，所有回歸模型的F檢驗都支持固定效應的設定。

首先，我們探討歷史因素對城鄉低保人數規模的影響。就統計描述看，遼寧實施低保政策在城市覆蓋的范圍大于農村，這是歷史因素導致的結果，還是現實政策偏向的選擇？在表2中，回歸模式（1）將城市享受低保的人數作為被解釋變量，而將滯后13年的國有和集體職工人數，以及現階段的社保支出占一般財政支出的比重作為解釋變量，采用截面固定效應的方法進行最小二乘估計。結果是，社保支出的財政政策對城市低保人數規模在統計上沒有顯著的作用，也就是說不是財政政策更偏向城市。滯后13年的集體單位職工人數的作用也不顯著，但是，滯后13年的國有單位職工人數與現階段城市享受低保的人數，在統計上顯著的正相關，估計系數為0.60，在5%水平上統計顯著。這意味著，1993年的國有單位職工人數較多，導致2006年的城市低保人數也較多。按照同樣的邏輯，1999年較高的國有單位職工較多，也會導致2012年的城市低保人數較高。這個回歸分析結果的經驗背景是，在20世紀90年代國企進行的“下崗”和“減員”的改革中，一些下崗職工未能再就業，導致個人或家庭成員成為現階段的城市低保人員。換句話說，現階段城市低保人數的增加，在一定程度上，是因為早期國有單位職工人數太多了。

在農村低保者身上發生故事與城市低保者相反。回歸模式（2）顯示出，社保支出的比重對農村低保人數的變化具有顯著的正效應，估計系數為0.67，在1%水平上統計顯著。這意味著，社保支出并沒有產生城市偏向的特征，相反，隨著社保支出占一般財政支出比重的增加，農村享受低保的人數也會增加。回歸模型（2）還顯示出，滯后13年的國有單位職工規模對農村低保人數也沒有統計上的影響，但是，滯后13年的集體單位職工的規模對農村現階段的低保人數具有反向影響，估計系數為-0.44，在5%水平上統計顯著。換句話說，現階段農村低保人數的增加，在一定程度上，是因為早期集體單位職工人數太少了。

其次，我們探討影響城鄉低保覆蓋范圍的差異問題。前面部分的統計描述已經表明，城市低保人數占全部城鄉低保總數的比例，平均而言達到71%，政策有向城市傾斜的特征。什么因素影響城市低保人員所占比重？表2的回歸模式（3）提供了解釋。在那里，同樣采用截面固定效應的估計方法。財政社保支出占一般財政支出的比重，表示反映財政支出結構和政策傾向，這個變量對城市低保人數所占比重產生負向影響，估計系數為-0.26，在1%水平上統計顯著。也就是說，隨著財政社保支出比重的增加，農村低保人數的比重也會增加，從而對城市低保人數的比重有一個向下的拉動作用。另一個解釋變量滯后13年的國有單位職工人數，它與城市低保人數所占比重呈正向關系。估計系數為0.78，在1%水平上統計顯著。這個估計結果也意味著，早期國有單位職工的規模越大，現階段城市低保人數所占的比重就越高。簡言之，財政的社保支出政策有助于縮小低保人數覆蓋率的城鄉差異，而歷史上職工就業的所有制結構對擴大現階段低保人數覆蓋率的城鄉差異，有顯著的影響。

表2 影響城鄉之間低保差距的回歸分析

再次，分別考察影響城市低保人均資金和農村低保人均資金的因素。回歸模式（4）和（5）仍然采用截面固定效應的估計方法。我們選擇了相同的兩個變量作為解釋變量。一個是反映財政支出結構特征的社保支出所占比重，另一個是反映經濟發展水平的實際人均地區生產總值，對于后者，我們已經根據2000年的價格對此后年份的數值進行了矯正。回歸估計的結果對于城市低保人均資金和農村低保人均資金的效應是相似的。社保支出所占比重對城鄉低保人均資金的變化都沒有統計意義上的影響，相反，實際人均地區生產總值的增加對城鄉低保人均資金的增加會產生正向效應，對于城市和農村來說，估計系數分別為1.32和0.98，而且都在1%水平上統計顯著。這個結果意味著，城鄉低保人均資金的增加與經濟發展水平呈正比，只不過經濟發展水平的變化影響城市人均資金變化的彈性要大于農村。

最后，探討影響城鄉低保人均資金差異的因素。在表2最后一列回歸模式（6）中，我們選擇了三個解釋性變量。第一是社保支出占財政一般支出的比重，反映財政政策的特征。第二是實際人均地區生產總值，反映經濟發展水平。第三是城鄉居民人均收入比，反映城鄉收入分配結構。我們采用截面和時間雙向固定效應的估計方法，結果是，財政社保支出比重的估計系數在統計上不顯著，說明財政政策在低保方面沒有顯示出城市偏向的特征。人均實際地區生產總值的估計系數為0.79，在10%水平上統計顯著，說明隨著經濟發展水平的提高，城鄉低保人均資金的差異會擴大。城鄉人均收入比的估計系數為-0.87，在1%水平上統計顯著，顯示出，城鄉收入分配的差距與城鄉低保的人均資金分配的差異呈反向變動。城鄉收入差距越大，城鄉低保人均資金的差異越小，反之則反是。圖3提供了二者關系的散點分布，向下傾斜的是回歸線。我們猜測這個負向關系存在的邏輯是，當市場因素導致城鄉人均收入差距擴大，農村居民的人均收入水平相對城市處于較低的地位，農村中低保申請者的生活水平所處的地位會更低，在其他因素不變的情況下，政府可能增加農村低保者的人均資金，以平衡最低生活保障在城鄉之間的差異。

圖3 城鄉居民人均收入比（luh/lrh）和城鄉低保人均資金比（（ulsf/ulsn）/（rlsf/rlsn））

四、簡短的結論

一般認為，城鄉基本公共服務存在差異，城鄉最低生活保障制度作為其中的一個基礎性部分，可能也不例外。在這篇文章中，我們根據14個省屬城市的統計數據，對遼寧城鄉最低生活保障制度進行了實證的研究。我們采用兩個主要的指標來衡量城鄉低保的差異，其一是城市低保人數占城鄉全部低保人數的比重，其二是城市低保人均資金與農村低保人均資金的比例，并對影響這兩個指標的因素進行了回歸分析。

通過對統計數據的初步分析，我們發現，在2000年-2012年，城市低保人數占全部低保人數的比重均值達到70%，而且城市低保人數占非農人口的8%，農村低保人口僅占3%，特別是，城市人均低保資金是農村的2.84倍。從這些數據看，城市的低保覆蓋率和人均資金都高于農村，顯示出政策向城市傾斜的特征。

我們對影響城市低保人數比重的因素進行了回歸分析，研究發現，社保支出的增加具有降低城市低保人數比重的作用，因而沒有顯示出城市偏向特征。我們最重要的發現是，20世紀90年代國有單位職工人數的規模大小，與現階段城市低保人數比重的高低具有正向的關系。早期國有職工規模越大，現階段城市低保人數越多，所占比重越高。我們還發現，20世紀90年代集體單位職工規模大小，與現階段農村低保人數比重的高低具有反向關系，早期集體單位的職工規模越小，現階段農村低保人數越多，所占比重越高。簡言之，對于城鄉低保的差異來說，歷史因素的影響可能比現實的財政政策影響要負更多的責任。

我們對影響城鄉低保人均資金差異的因素進行回歸分析發現，財政社保支出對城鄉低保人均資金的差異是中性的，沒有擴大或縮小的影響。人均地區生產總值的增加產生了擴大城鄉低保差異的效應，而城鄉之間收入差距的擴大具有縮小城鄉低保差異的作用，而其中的作用機理還有待于進一步的研究。

〔1〕Lewis，W.Arthur：Economic Development with Unlimited Supplies of Labor[J].The Manchester School，1954，22：139-191.

〔2〕Lipton，M.：Urban Bias Revisited[J].Journal of Development Studies，1984，20：139-166

〔3〕世界銀行.重塑世界經濟地理（2009年世界銀行發展報告）[M].北京：清華大學出版社，2009.

〔4〕世界銀行.中國：推動公平的經濟增長（中國國家經濟研究備忘錄）[M].北京：清華大學出版社，2003.

〔5〕陸銘，陳釗.城市化、城市傾向的經濟政策與城鄉收入分配差距.[J].經濟研究，2004（6）.

【責任編輯 孟憲民】

F812.0

A

1672-9544（2014）11-0031-05

2014-09-10

陳萍，經濟研究所研究員，主要研究方向為財經理論與政策。