農村社會保障支出縮小了農民收入差距嗎？

■仇曉潔，李 玥

本文基于1994～2016年中國省際面板數據，利用σ收斂、絕對β收斂和條件β收斂等方法檢驗了中國農村居民收入差距的收斂性，并通過子樣本進行收斂回歸分析，探討了中國農村社會保障支出對農村居民收入差距的調節作用。研究發現，2003～2015年農村社會保障支出對于全國范圍以及東中西部三大地區的農民收入差距皆具有“正向收入分配”的作用，且在不同地區，效果也存在差異，說明存在其他因素導致農村居民收入差距拉大，產生“逆向收入分配”的效果。

一、引言與文獻綜述

改革開放以來，中國農村經濟發展水平不斷提高，農村居民快速增長。但同時，中國農村居民收入差距也在不斷拉大，且已成為中國收入不平等的重要原因，尤其是區域間的農村居民收入差距更為明顯（任媛，2015）。過大的農村居民收入差距會影響區域農村經濟的均衡發展，阻礙中國經濟健康發展和改革推進。但現有研究對此并未引起足夠重視。社會保障作為調節居民收入差距的重要工具和手段，具有綜合性的收入分配調節功能（鄭功成，2010），其中農村社會保障支出針對農村居民收入差距發揮了調節作用。那么，農村社會保障支出能否有效調節農村居民收入差距呢？調節效果又如何？現有研究對此鮮有涉及。為解決以上問題，本文通過1994～2016年中國省際面板數據檢驗中國農村居民收入差距的收斂性，并探究全國范圍以及三大地區農村社會保障支出對農村居民收入差距的調節效應。本文研究有助于更好認識農村社會保障支出與農村居民收入差距的關系。

目前，關于社會保障支出與收入差距關系的研究，學術界主要從以下兩個角度進行：第一，社會保障支出對城鄉收入差距的影響。學者們就此主要有三種結論：一是認為社會保障支出擴大了居民收入差距（王藝明和蔡翔，2010；雷根強和蔡翔，2012）；二是認為存在負相關，即社會保障支出縮小了城鄉收入差距（Wang&Caminad，2011）。三是全國范圍、不同地區，不同時期社會保障支出與城鄉收入差距的關系具有差異性（余菊和劉新，2014；黃文正等，2014）。第二，社會保障支出對地區收入差距的影響。學者們主要有兩種結論：一是社會保障支出作為轉移支付的重要組成部分對地區收入差距的作用非常有限，甚至于會拉大收入差距（Moene&Wallerstein，2003；楊天宇，2009）；二是社會保障支出可有效調節地區收入差距（劉毅，2014）。

綜上可知，不同學者皆是將社會保障支出作為整體進行觀察，而根據不同時期數據，構建不同模型，就社會保障支出與城鄉間收入差距、居民收入差距間的關系得出差異性結論，則鮮有提及。伴隨城鄉居民養老保險制度以及城鄉居民醫療保險制度的合并，城鄉間的居民收入差距可能會越來越小。而農村居民收入差距相比城鎮居民收入差距和總體的收入差距更大，且已成為收入差距的重要原因，尤其是地區間的農村居民收入差距需引起學界關注。理論上看，社會保障支出調節的是整體收入差距，作為社會保障支出的重要組成——農村社會保障支出，能夠發揮調節農村居民收入差距的作用。但目前研究很少將農村社會保障支出作為研究對象進行分析。本文將針對農村社會保障支出與農村居民收入差距的關系進行分析，借用新古典增長理論建立收斂模型，觀察農村居民收入的收斂性，并對農村社會保障支出能否有效調節地區間以及地區內部農村居民收入差距的問題作出回答。

二、研究設計

本文理論模型的基礎是新古典經濟增長模型的收斂性分析。目前該理論已拓展到能源、碳排放、財稅政策等多個領域。收斂性常用的測度方法包括收斂、絕對收斂和條件收斂，本文在借鑒貝克爾理論模型的基礎上，將收斂模型拓展為如下形式：

（一）σ收斂

它是指各地區農村居民收入水平的離差隨時間推移而逐漸下降，是對農村居民收入存量的粗略描述，一般采用標準差、變異系數、泰爾指數等統計指標進行衡量。具體計算公式為：

其中，ln（yi，t）為i地區在t時期的農村居民人均收入水平的對數值為ln（yi，t）的均值，N表示地區數目。

（二）絕對β收斂

它是指農民居民收入水平低的地區在逐漸追趕農村居民人均收入水平高的地區，并達到相同的穩態水平。具體的收斂方程為：

其中，α為常數項，β為估計系數，θ為收斂速度（也稱作為收斂系數），T為時間跨度，ln（yi，t+T/yi，t）/T為i地區在t到t+T時間內農村居民收入水平的年均增長率，μi，t為誤差項。收斂速度β可以通過-（1-e-θt）/T計算出。若β＜0且在統計上顯著，表示存在絕對收斂，即農村居民收入水平低的地區最終會趕上農村居民收入水平高的地區。

（三）條件β收斂

它與絕對β收斂都是對農村居民收入水平增量的考察。不同的是，條件β收斂放松了絕對收斂關于各地區經濟初始條件完全相同的假設，即假定各地區的農村居民人均收入水平將沿著不同路徑收斂于自身各自的穩態水平而非相同的穩態水平。在絕對β收斂的基礎上引入一些影響收斂狀態的控制變量便構成以下條件β收斂的檢驗方程：

本文依據Cashin&Sahay（1996）的做法，在式（2）的基礎上加入控制變量。相比式（2）和式（3）只選取農村社會保障支出Tri，t作為控制變量。由于式（2）已包含農村社會保障支出對農村居民收入的收斂效應，式（3）將農村社會保障支出作為控制變量即表示剔除農村社會保障支出后的收斂效應。若農村社會保障支出對農村居民收入差距具有“正向調節”作用，那么式（2）的估計系數βa就會小于式（3）的估計系數βb，即收斂系數θa＞θb。反之，則說明農村社會保障支出對農村居民收入具有“逆向分配”的作用。除農村社會保障支出會影響農村居民收入差距外，還有其他因素會影響農村居民收入差距，故而本文根據以往研究文獻，將農村社會保障支出和其他因素作為控制變量集合Ki，t，通過式（4）進行實證分析。若估計參數β＜0（即λ＞0）且在統計上顯著，則表示存在條件β收斂。

三、數據來源及變量解釋

（一）數據來源

新一輪農村社會保障體系的建立與完善以2003年新型農村合作醫療改革為起點，故以2003年為時間節點，又因1994年中國進行了財政體制改革，進一步將起始年份定為1994年，即將時間段劃分為 1994～2002年、2003～2015年、1994～2015年。考慮到部分指標數據缺失，又因在計算 ln（yi，t+T/yi，t）/T時以2016年農村居民收入數據為基數，故實際數據為1994～2016年29省市面板數據。本文首先通過全國29個省市面板數據得出全國農村居民收入收斂狀況，繼而考慮東、中、西三個地區情況，以便從整體到局部全面分析農村社會保障支出對農村居民收入的影響。在進行三大區域劃分時，基于地理位置因素以及經濟發展程度的考慮，在傳統三大區域劃分基礎上進行微調，將東部地區的廣西和中部地區的內蒙古調整到西部地區，具體劃分為：東部地區包括11個省市，分別是北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區包括8個省份，分別是山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區包括10個省份，分別是蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。本文數據主要來自《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》和《中國人口和就業統計年鑒》。

（二）變量選擇

1.收入收斂趨勢（ln（yi，t+T/yi，t）/T）。它表示i地區在t到t+T時間內各省市農村居民收入水平的年均增長率用來衡量農村居民收入差距。以2016年各省市農村居民純收入為基數分別與各省市當年農村居民純收入相除，并求出對數再除以T得出。

2.收入水平（ln（yi，t））。它表示各省市農村居民純收入的對數。

3.農村社會保障支出（tr）。考慮到2012年城鄉居民養老保險合并后，無法獲取農村養老保險支出數據，但考慮到農村養老保險支出是農村社會保障支出的重要組成部分，農村轉移性收入的主要由農村社會保障支出構成，故而用農村轉移性收入數據代替農村社會保障支出數據。

4.農村居民撫養比（fy）。它表示為各省市65歲以上老人和6歲以下兒童人口數總和與勞動人口數的比值，用來描述家庭結構。由于家庭收入主要由18～60歲之間的勞動力創造，家庭內部又存在公共物品，可以在家庭成員間共享，故而家庭結構的差異勢必影響到消費差距和收入差距（熊亮，2018）。

5.對外開放度（open）。它表示當年各省市根據美元和人民幣中間價折算得到的進出口總額和國內生產總值的比，用來反映各地區的經濟開放程度。農產品貿易是增加農民收入的重要途徑（余新平和俞佳佳，2010；趙滌非等，2012）。對外經濟開放程度越高，農產品貿易越活躍，對地區間農民收入差距會產生重大影響。

6.經濟發展水平（gdp）。它用各省市經濟增長率來衡量。經濟發展水平的高低與農村居民收入水平的高低呈正比，經濟發展水平差異過大會拉大地區間農村居民收入差距。

7.受教育水平（eduy與edu）。它用平均受教育年限和平均受教育年限的平方兩個指標來衡量。受教育年限通過各省市學歷人數乘以相應年限的總和，再除以各省市6歲及6歲以上人口得出。其中，小學6年、初中9年、高中12年和大專以上文化程度按16年計算，文盲為0年。受教育年限越長，文化程度越高，接受新鮮事物能力越強，收入水平越高。但在受教育的同時也會增加支出、減少收入，且教育不是提高未來收入的唯一途徑，故而受教育年限未必與收入完全成正比。由于教育因素對農村收入不平等的貢獻率呈現出增大趨勢（曲直和呂之望，2014），故而在觀察農村居民收入差距時將教育納入考慮。

8.城鎮化水平（city）。它用城鎮化率表示，即各省市城鎮常住人口數與各省市總人口的比率。城鎮化率越高，農村居民增加收入的途徑越多，收入也就越高。工資性收入是造成目農村居民收入差距的主要原因（馬德俊，2018），而城鎮化水平對于農村工資性收入有重要影響，故而會對農村居民收入差距也會產生影響。

四、實證分析結果

（一）σ收斂檢驗

由表1可知，全國層面的變異系數值皆大于σ系數，前者的收斂速度為1.62%，后者的收斂速度為1.59%，在2003～2016年期間，整體呈現農村居民收入的地區差異較為平穩的收斂趨勢。而中國三大地區計算的農村居民收入的變異系數及σ系數則顯示出不同特征，斂散性變化與全國層面有很大不同。

具體而言，整個觀察期里，東部地區的收斂走勢變化與全國的收斂走勢變化非常相近。中部和西部地區其中有所波動，但2012年后全國及三大地區皆呈現明顯的收斂趨勢。東、中、西部三大地區的農村居民收入差距由大到小排為：東部地區、西部地區、中部地區。

（二）全國層面的絕對β和相對β收斂檢驗

為準確把握農村居民收入水平的收斂情況的地區差異，本文將 1994～2002年、2003～2015年、1994～2015年三個時期的全國層面樣本，根據模型（2）～（4）進行面板模型估計。通過LSDV法考察，發現存在個體效應，不可使用混合回歸。通過Hausman檢驗，顯示拒絕“隨機效應模型”原假設，故選擇固定效應模型。為避免自相關，設置時間虛擬變量，并檢驗所有年度的虛擬變量，結果強烈拒絕“無時間效應”的原假設，故在模型中包括時間效應，最終通過雙向固定效應模型進行估計。回歸結果如表2。

表1 全國、三大地區變異系數及σ系數

表2 全國層面的絕對β和相對β收斂檢驗結果

將農村居民收入水平及其年增長率分別代入三個時期的模型（2），得到三個時期的絕對β收斂值。其中，1994～2002年的絕對收斂系數在10%的顯著水平上大于0，說明該時期中國農村居民收入水平不具有絕對收斂特征，而1994～2015年和2003～2015年的絕對收斂系數在1%的顯著水平上小于0，說明2003～2015年存在較強的絕對收斂趨勢，使得1994～2015整個時期都表現絕對收斂趨勢。根據表2，在1994～2002年間，模型（1）未加入控制變量，中國農村居民收入水平在10%的統計水平上顯著為正；加入農村社會保障支出這個控制變量后，模型（2）的發散趨勢便不再顯著。

2003～2015年間，加入控制變量農村社會保障支出的模型（2）和加入控制變量束的模型（3）與同期模型（1）相比，各自的中國農村居民收入水平的收斂系數β分別在5%和1%的統計水平上顯著為負，且數值都小于模型（1）的農村居民收入水平的收斂系數β，說明中國農村居民收入水平的地區差異存在條件β收斂。另外，同期模型（2）的中國農村居民收入水平的收斂系數也小于1994～2002年間模型（2）的中國農村居民收入水平的收斂系數β，說明農村社會保障支出對農村居民收入水平的地區差異的調節更為明顯。根據表2，1994～2015年間，比較模型（1）～（3）的中國農村居民收入水平的收斂系數β，可知該時期中國農村居民收入水平的地區差異存在條件β收斂。

表3 1994～2002年三大地區絕對β和相對β收斂檢驗

表4 2003～2015年三大地區絕對β和相對β收斂檢驗

（三）三大地區的絕對β和相對β收斂檢驗

由表3可知，除東部和西部地區的1994～2002年的農村居民收入之外，其他不同地區的不同時期的絕對β收斂值皆為負，即其他不同地區的不同時期都具有農村居民收入呈現絕對收斂特征。1994～2002年三個地區在模型（1）的基礎上加入農村社會保障支出這個控制變量后，東部地區和中部地區內部的農村居民收入差距縮小，呈現相對收斂特征，但西部地區無相對收斂特征，但農民居民收入發散趨勢不再顯著，且三個地區農村社會保障支出系數為正，說明三個地區的農村社會保障支出拉大了三個地區內部的農村居民收入差距。加入控制束的模型（3）中，三個地區內的農村居民收入差距在縮小，依然呈現相對收斂特征，但農村社會保障支出系數在5%水平下顯著為正。可知，在1994～2002年期間，三大地區的農村社會保障支出皆拉大了農村居民收入差距，撫養比可顯著縮小收入差距。

表5 1994～2015年三大地區絕對β和相對β收斂檢驗

表4顯示，2003～2015年三個地區在模型（1）的基礎上加入農村社會保障支出這個控制變量后，東部地區和西部地區的β系數明顯變小，農村社會保障支出系數顯著為負，說明農村社會保障支出有效縮小了地區內部的農村居民收入差距，呈現相對收斂特征。中部地區的β系數變大，但農村社會保障支出系數為負，說明是其他因素導致中部地區內部的農村居民收入差距拉大；農村社會保障支出系數仍顯著為負，經濟發展水平和城鎮化顯著為正，說明農村社會保障支出有利于縮小中部地區內部收入差距，而經濟發展水平和城鎮化則拉大了中部地區內部的收入差距。比較2003～2015年間東、中、西部地區在加入農村社會保障支出這一控制變量的模型（2）和加入控制束的模型（3）中的農村社會保障支出系數，可知農村社會保障支出調節地區內部農村居民收入最為明顯的是中部地區，其次是西部地區，最后是東部地區。

由表5可知，1994～2015年三個地區模型（1）中β值皆為負，呈現絕對收斂特征。加入農村社會保障支出的模型（2）中，農村社會保障支出的系數只有中部地區的β值大于模型（1）的β值，說明還存在其他拉大農村居民收入差距的因素。加入控制束的模型（3）中，三個地區的農村社會保障支出系數顯著為負，但東部、西部地區的β值小于相應地區的模型（1）的β值。根據表3、表5可知，東部地區開放程度和經濟增長是拉大東部地區農村居民收入差距的重要因素，西部地區經濟增長和教育是拉大農村居民收入差距的重要原因。由表5可知，中部地區模型（3）中經濟增長、開放度顯著為正，拉大農村居民收入差距而農村社會保障支出和撫養比顯著為負，縮小農村居民收入差距，進而導致模型（3）的β值顯著小于模型（2）的β值。

五、主要結論

本文基于1994～2016年中國省際面板數據，利用絕對β收斂和條件β收斂等方法檢驗了中國農村居民收入差距的收斂性，并通過收斂回歸分析，觀察中國農村社會保障支出對農村居民收入差距的作用。主要結論包括：第一，由于1994～2002年農村社會保障更多依賴農民自給自足，故農村社會保障支出對農村居民收入起到“逆向分配”作用，尤其是東、西部地區。第二，2003～2015年農村社會保障支出對農村居民收入起到“正向調節”作用，縮小了農村居民收入差距，且在三大地區也呈現出同樣作用，作用由強到弱排序：中部，西部，東部。第三，存在其他因素導致農村居民收入差距拉大，以致產生“逆向收入分配”的反效果；但不同地區，拉大農村居民收入差距的原因不同。

據此，本文提出以下相關建議：第一，無論是全國還是分地區，自2003年農村社會保障改革開始，農村社會保障支出對農村居民收入具有顯著的正向調節作用，因此應在原有基礎之上進一步調整財政支出結構，加大農村社會保障支出比重，進而增加農村居民收入，更好地調節區域間以及區域內的農村居民收入差距。第二，考慮到各地區經濟發展差異較大，應確定不同的農村社會保障支出水平，且農村社會保障工作應與當地的經濟社會發展相協調；另外，影響不同地區的農村居民收入差距的顯著因素與影響程度不同，相當程度是由各地區制度差異本身造成，考慮到矯正制度本身比較困難，建議人為地從制度外加大對低收入地區農民的傾斜力度，在現有的農村社會保障支出的基礎上額外構建一個援貧資金穩定增長機制。