財(cái)政支農(nóng)和社會(huì)保障支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距影響的實(shí)證檢驗(yàn)

王 烜，張 揚(yáng)

（1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院；2.中國(guó)地質(zhì)大學(xué)高等教育研究所，武漢430073）

0 引言

城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)是當(dāng)代我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的一個(gè)基本特點(diǎn)，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大問(wèn)題已經(jīng)引起了政府部門(mén)和學(xué)術(shù)界的高度關(guān)注。盡管從2009年開(kāi)始，我國(guó)城鄉(xiāng)居民可支配收入之比連續(xù)下降，但是收入差距依然處于高位。那么，是什么原因造成了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大而中國(guó)經(jīng)濟(jì)卻能夠持續(xù)快速增長(zhǎng)呢？將財(cái)政支農(nóng)水平不斷擴(kuò)大是否會(huì)減緩我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距呢？尤其是近些年政府大幅增加了社會(huì)保障支出，該調(diào)整會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生何種影響？這些都值得進(jìn)一步研究和探討。

1 理論分析與研究假設(shè)

城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡下城市和農(nóng)村之間的生產(chǎn)要素配置和資源稟賦條件存在失衡和錯(cuò)位，這直接影響了勞動(dòng)力的邊際報(bào)酬和勞動(dòng)生產(chǎn)率，拉大城鄉(xiāng)勞動(dòng)力工資的差距，從而會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生影響?？偟膩?lái)說(shuō)，影響城鄉(xiāng)收入差距的因素包括市場(chǎng)、制度和政府等諸多方面，例如，在我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，參加國(guó)民收入分配的要素不僅包括勞動(dòng)，還包括資本、技術(shù)、財(cái)產(chǎn)和管理等其他進(jìn)入市場(chǎng)并在生產(chǎn)中發(fā)揮作用的要素。為彌補(bǔ)市場(chǎng)缺失，消除城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，國(guó)家財(cái)政支出偏向于農(nóng)村發(fā)展，從而導(dǎo)致農(nóng)村人均可支配收入水平直接提高，削減城鄉(xiāng)居民收入差距。在政府采取的“鄉(xiāng)村振興”推動(dòng)農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略下，財(cái)政支農(nóng)水平在不斷地提高。那么，假設(shè)中國(guó)政府財(cái)政支出干預(yù)力度越來(lái)越強(qiáng)，財(cái)政支農(nóng)的力度被提高，它將如何影響城鄉(xiāng)收入差距？基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：財(cái)政支農(nóng)的力度越大，城鄉(xiāng)收入差距越小，即存在一定的“涓流效應(yīng)”。

社會(huì)保障是現(xiàn)代政府支出的重點(diǎn)領(lǐng)域和公共支出的主體部分。實(shí)際中，不同社會(huì)保障項(xiàng)目對(duì)城鄉(xiāng)居民收入分配的調(diào)節(jié)效應(yīng)，往往取決于具體制度的安排，如制度模式、覆蓋范圍、制度設(shè)計(jì)、管理等，因此，“逆向調(diào)節(jié)”和“抑制效應(yīng)”兩種效果交替呈現(xiàn)，當(dāng)前階段是否有利于高收入者、不利于低收入者，還有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。隨著社會(huì)保障體系的建設(shè)與完善，我國(guó)社會(huì)保障制度進(jìn)入了全民覆蓋的新階段，其對(duì)收入差距的正向調(diào)節(jié)作用可能日益明顯?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)2：社會(huì)保障水平的提高縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距，即存在一定的“抑制效應(yīng)”。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文各變量采用的數(shù)據(jù)主要來(lái)自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒及各省份的統(tǒng)計(jì)年鑒，統(tǒng)計(jì)年度為2007—2015年，考察的樣本包括31個(gè)省份（不包括港澳臺(tái)地區(qū)）總共279個(gè)樣本觀測(cè)值。社會(huì)保障支出、財(cái)政支農(nóng)數(shù)據(jù)均來(lái)源于的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》的省級(jí)面板數(shù)據(jù)。

2.2 模型設(shè)定

本文采用的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，可以綜合有效地研究自變量影響城鄉(xiāng)居民收入不平等持續(xù)性問(wèn)題。采用面板數(shù)據(jù)的優(yōu)勢(shì)在于：（1）避免在觀測(cè)中由數(shù)據(jù)偏倚引起誤差；（2）降低模型的多重共線(xiàn)性；（3）有效分離控制阻礙觀測(cè)的差異性個(gè)體效應(yīng)；（4）弱化時(shí)間效應(yīng)對(duì)模型參數(shù)估計(jì)量的影響，從而最大程度地確保估計(jì)的有效性。運(yùn)用2007—2015年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證考察財(cái)政支農(nóng)、社會(huì)保障支出及相關(guān)的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)特征變量對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。為使回歸系數(shù)能夠明確表達(dá)為變量間的彈性關(guān)系，本文以對(duì)數(shù)形式建立面板數(shù)據(jù)模型：

式（1）中，被解釋變量y是城鄉(xiāng)收入差距，y-1表示因變量的滯后一期項(xiàng)，β1表示與因變量滯后一期項(xiàng)相對(duì)應(yīng)的系數(shù)，解釋變量fisical為財(cái)政支農(nóng)變量，ssl為社會(huì)保障支出變量，Xni，t為控制變量構(gòu)成的向量，λ表示時(shí)間固定效應(yīng)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。內(nèi)生性問(wèn)題的一個(gè)來(lái)源就是遺漏變量，面對(duì)這一問(wèn)題，本文盡可能地控制了已有研究中城鄉(xiāng)收入差距的影響因素。

2.3 變量選取

城鄉(xiāng)收入差距（y），是指一定社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件下按照同一單位（貨幣或者實(shí)物）衡量的居民收入水平的差別。本文構(gòu)建了泰爾指數(shù)的計(jì)算公式，該指標(biāo)值越大，說(shuō)明城鄉(xiāng)收入差距越大。由于城鄉(xiāng)收入差距具有慣性，上一期的城鄉(xiāng)收入差距會(huì)影響下一期城鄉(xiāng)收入差距，本文引入城鄉(xiāng)收入差距滯后一期項(xiàng)。

其中，yit表示第i省第t年的泰爾指數(shù)，Iij表示第i省第t年的總收入和分別表示該省份當(dāng)年城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的總收入，和分別表示該省份在時(shí)期t的城鎮(zhèn)人口和農(nóng)村居民的人口數(shù)量，Pit表示該省份在時(shí)期t的總?cè)丝?。該部分?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)自于2007—2015年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。

本文選取了如下解釋變量：（1）財(cái)政支農(nóng)指標(biāo)（fisical）。用地方財(cái)政支出項(xiàng)目中的農(nóng)林水支出占當(dāng)年國(guó)家財(cái)政支出中比重來(lái)表示，以考察財(cái)政支農(nóng)政策干預(yù)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響方向及影響力度。財(cái)政中農(nóng)林水支出的提高顯然有利于促進(jìn)農(nóng)村居民來(lái)自農(nóng)業(yè)部門(mén)的收入水平的提高，但是由于可能存在部門(mén)之間的資源集聚的轉(zhuǎn)移效應(yīng)，因此，該變量對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響還有待檢驗(yàn)。（2）社會(huì)保障支出（ssl）。國(guó)際上通常用社會(huì)保障占財(cái)政支出比重表示，即選取“社會(huì)保障和就業(yè)支出”占當(dāng)年“國(guó)家財(cái)政支出”中比重來(lái)衡量。該指標(biāo)反映了公共財(cái)政用于社會(huì)保障制度建設(shè)的力度，也反映了社會(huì)成員享受社會(huì)保障經(jīng)濟(jì)待遇的高低程度。

為了減輕由于遺漏變量帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，本文選取工業(yè)化水平（indu）、城鎮(zhèn)化率（urban）、對(duì)外貿(mào)易（trade）為控制變量。（1）工業(yè)化水平。工業(yè)化水平變量用第二產(chǎn)業(yè)增加值在GDP中比重來(lái)衡量，以此考察工業(yè)化水平調(diào)整是否存在有利于城鎮(zhèn)工業(yè)產(chǎn)業(yè)的傾向，影響城鄉(xiāng)不同主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)間資源要素的流動(dòng)，進(jìn)而強(qiáng)化城鄉(xiāng)地區(qū)資源稟賦的差異，拉大城鄉(xiāng)收入差距。（2）城市化水平。本文引入城市化水平作為一個(gè)控制變量，以一省城市人口占該省總?cè)丝诘谋戎貋?lái)衡量一個(gè)省份的城市化水平。城市化水平越高，一般代表該省份城市和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展越均衡，因此，城鄉(xiāng)居民的收入差距越小。（3）對(duì)外貿(mào)易。引入進(jìn)出口總額衡量對(duì)外貿(mào)易對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。表1報(bào)告的是本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)（2007—2015年）

2.4 研究方法

基于上述理論和研究假設(shè)，本文重點(diǎn)從社會(huì)保障支出考察其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。鑒于傳統(tǒng)的采用普通最小二乘（OLS）估計(jì)方法，無(wú)法消除解釋變量的內(nèi)生性以及殘差的異方差問(wèn)題，為了減少回歸結(jié)果偏差，本文主要采用系統(tǒng)矩估計(jì)方法（SYS-GMM）進(jìn)行回歸，從而更加精準(zhǔn)地考察財(cái)政支農(nóng)、社會(huì)保障支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，提出縮小收入差距的政策建議。具體做法是在DIF-GMM方法選取的工具變量的基礎(chǔ)上再選取因變量的一階差分滯后項(xiàng) Δyi，t-1作為水平方程中因變量滯后項(xiàng)yi，t-1的工具變量。后文表2報(bào)告了利用31個(gè)省份2007—2015年的省級(jí)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果。后文表3進(jìn)一步采用工具變量法矯正內(nèi)生性。

3 實(shí)證結(jié)果及分析

表2給出了使用SYS-GMM模型對(duì)財(cái)政支農(nóng)、社會(huì)保障支出與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果。各方程殘差序列相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，一階p值都小于0.05，存在一階序列相關(guān)；而二階p值都大于0.1，不存在二階序列相關(guān)。再對(duì)各方程進(jìn)行sargan檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)其P值都在0.6260以上，都大于0.1，因此工具變量的選取是有效的?？梢钥闯?，廣義矩估計(jì)都通過(guò)了Sargan檢驗(yàn)和AR（2）檢驗(yàn)，說(shuō)明相關(guān)實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

3.1 財(cái)政支農(nóng)的影響

在表2第一列的SYS-GMM回歸中，本文只放入財(cái)政支農(nóng)這一變量以及影響城鄉(xiāng)收入差距的重要特征變量如工業(yè)化水平、城鎮(zhèn)化率、對(duì)外貿(mào)易，結(jié)果發(fā)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)會(huì)顯著降低城鄉(xiāng)收入差距。為了避免財(cái)政支農(nóng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響是由于遺漏社會(huì)保障支出產(chǎn)生的，在第三列中加入社會(huì)保障支出變量之后，財(cái)政支農(nóng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響仍然顯著為負(fù)，回歸結(jié)果基本不變。從表2模型1財(cái)政支農(nóng)的回歸系數(shù)來(lái)看，財(cái)政支農(nóng)水平的提高對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的回歸系數(shù)和估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)定，且所有模型中財(cái)政支農(nóng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有顯著的負(fù)向影響。這表明，民生財(cái)政支出對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距具有積極作用，且與本文假設(shè)的預(yù)期基本一致。本文認(rèn)為，財(cái)政支農(nóng)政策具有明顯的再分配功能，在縮小居民收入差距方面發(fā)揮了重要作用。

3.2 社會(huì)保障支出的影響

在表2第二列加入社會(huì)保障支出變量進(jìn)行回歸，社會(huì)保障支出變量在1%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且社會(huì)保障支出變量對(duì)城鄉(xiāng)收入差距均呈顯著的負(fù)向影響，說(shuō)明政府的財(cái)政社會(huì)保障支出存在明顯的收入再分配效應(yīng)。該結(jié)果驗(yàn)證了中國(guó)社會(huì)保障支出縮小城鄉(xiāng)收入差距的研究假設(shè)。這與現(xiàn)有的結(jié)論略有不同，其原因可能是在改革開(kāi)放的初期農(nóng)村社會(huì)保障事業(yè)的發(fā)展遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于城市保障體系的構(gòu)建，處于早期的制度探索階段，加之我國(guó)社會(huì)保障制度的收入分配效應(yīng)并不明顯，或者社會(huì)保障支出較大，更容易擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。而隨著中國(guó)社會(huì)保障體系的日趨完善，在國(guó)民收入分配中具備調(diào)節(jié)收入分配差距的作用，因此財(cái)政社會(huì)保障支出的再分配功能得以發(fā)揮。在城鄉(xiāng)社會(huì)保障一體化發(fā)展的國(guó)家政策下，高的社會(huì)保障支出水平代表了政府對(duì)城鄉(xiāng)居民社會(huì)保障方面的扶持力度增強(qiáng)，尤其是提高了農(nóng)村居民的保障水平，因而城鄉(xiāng)收入差距越低。這意味著，在未來(lái)的政策設(shè)計(jì)中，進(jìn)一步強(qiáng)化社會(huì)保障支出的再分配效應(yīng)，成為緩解城鄉(xiāng)收入差距的重要舉措。

表2 系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果

3.3 其他變量的影響

城鄉(xiāng)居民收入差距滯后一期回歸系數(shù)均為正值，并且在1%水平上顯著，說(shuō)明收入差距具有慣性。工業(yè)化水平、城鎮(zhèn)化率和對(duì)外貿(mào)易3個(gè)控制變量均對(duì)城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數(shù)的影響極為顯著，且在1%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。其中，工業(yè)化水平（In_urban）在1%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且影響效應(yīng)為負(fù)。這說(shuō)明工業(yè)化水平提升對(duì)農(nóng)村居民非農(nóng)收入增加產(chǎn)生了積極影響，有利于抑制貧富差距。事實(shí)上，我國(guó)正處于農(nóng)村一、二、三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展和農(nóng)村工業(yè)化交替推進(jìn)。對(duì)外貿(mào)易（In_trade）越發(fā)達(dá)，城鄉(xiāng)收入差距越大，且這種正向效應(yīng)非常顯著。由于城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)依然存在，地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易往往集中在一些城鎮(zhèn)發(fā)達(dá)地區(qū)，大量相關(guān)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)資源向城鎮(zhèn)集聚，且這種影響更有利于城鎮(zhèn)人口。而農(nóng)村地區(qū)的勞動(dòng)力多為非技術(shù)工人，難以滿(mǎn)足進(jìn)出口商品生產(chǎn)的技術(shù)需求。因此，對(duì)外貿(mào)易這一變量在模型中對(duì)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大起到了一定的正向影響效應(yīng)。城市化水平（In_urban）越高，越有可能縮小城鄉(xiāng)居民之間的收入差距，且在1%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。城鎮(zhèn)化率的提高，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力能有效地被轉(zhuǎn)移和吸納，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和農(nóng)民收入狀況改善，進(jìn)而緩解城鄉(xiāng)收入差距。

3.4 進(jìn)一步檢驗(yàn)

表3匯報(bào)了采用不同方法進(jìn)一步檢驗(yàn)的結(jié)果。本文猜測(cè)工業(yè)化水平可能存在內(nèi)生性問(wèn)題。自變量的內(nèi)生性會(huì)導(dǎo)致未知參數(shù)估計(jì)量有偏并且不具有一致性。常用來(lái)解決內(nèi)生性問(wèn)題的方法有傾向得分匹配法、工具變量方法等。工具變量估計(jì)方法關(guān)鍵是要尋找合適的工具變量，尋找一個(gè)外生的且僅通過(guò)內(nèi)生變量而影響被解釋變量的變量。本文主要參照生存分析的方法，進(jìn)一步使用工具變量二步法來(lái)解決內(nèi)生性問(wèn)題。因此，在表3第二列中將內(nèi)生變量的一階滯后項(xiàng)作為工業(yè)化水平的代理變量，該變量當(dāng)期城鄉(xiāng)收入差距受到上一期內(nèi)生變量的影響，但當(dāng)期城鄉(xiāng)收入差距無(wú)法對(duì)前一期的內(nèi)生變量的水平造成影響，進(jìn)而有效解決反向因果問(wèn)題，因而適合作為工業(yè)化水平的代理變量，回歸結(jié)果見(jiàn)表3模型5。同時(shí)，為了確保估計(jì)結(jié)果的可靠性，本文借鑒穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法，將內(nèi)生變量滯后一期，利用系統(tǒng)GMM方法對(duì)動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行重新估計(jì)，表3模型6報(bào)告了內(nèi)生解釋變量滯后一期的回歸結(jié)果。從模型5的回歸結(jié)果來(lái)看，即使在使用工業(yè)化水平的滯后一期，其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距仍然顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)結(jié)果類(lèi)似。

表3 進(jìn)一步回歸檢驗(yàn)結(jié)果

作為對(duì)基準(zhǔn)回歸的補(bǔ)充，本文分別用FE估計(jì)、2SLS和SYS-GMM對(duì)財(cái)政支農(nóng)、社會(huì)保障支出和城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果在表3中給出。與前面的結(jié)果類(lèi)似，在控制了工業(yè)化水平、城鎮(zhèn)化率和對(duì)外貿(mào)易變量后，模型均擬合得很好，而且也都能夠通過(guò)1%水平的F檢驗(yàn)，回歸結(jié)果基本不變，故而以上分析是可信的。具體來(lái)說(shuō)，財(cái)政支農(nóng)水平越低，城鄉(xiāng)收入差距越大，并且，社會(huì)保障支出與城鄉(xiāng)收入差距也呈負(fù)相關(guān)。這進(jìn)一步證實(shí)了作為轉(zhuǎn)型時(shí)期政府的公共政策的重要組成部分，財(cái)政支農(nóng)和社會(huì)保障支出能夠顯著降低城鄉(xiāng)收入分配不均等程度。啟示我們，社會(huì)保障對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的正向調(diào)節(jié)作用得到有效發(fā)揮。此外，本文發(fā)現(xiàn)，在控制時(shí)間趨勢(shì)的基礎(chǔ)上，關(guān)于財(cái)政支農(nóng)、社會(huì)保障支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的關(guān)系沒(méi)有發(fā)生質(zhì)的變化，在采用工具變量法矯正內(nèi)生性后，研究結(jié)論依然穩(wěn)健。以上檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明本文分析是比較可靠的。

4 結(jié)論

基于2007—2015年全國(guó)31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，本文運(yùn)用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法，研究了財(cái)政支農(nóng)和社會(huì)保障支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）財(cái)政支農(nóng)、社會(huì)保障支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的具有調(diào)節(jié)作用。財(cái)政支農(nóng)的提高和社會(huì)保障支出的增加從相當(dāng)程度上可以有效地縮小城鄉(xiāng)收入差距。（2）提升工業(yè)化水平和城市化水平，將顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。而對(duì)外貿(mào)易水平的提高，會(huì)將城鄉(xiāng)收入差距拉大。（3）在采用工具變量法矯正內(nèi)生性后，核心解釋變量的估計(jì)結(jié)果依然穩(wěn)健。