財政支出對城鄉收入差距調節效應研究
——來自中國省際面板的PVAR模型檢驗

王曉丹，王佑茹

（東北師范大學 經濟與管理學院，吉林 長春 130000）

一、引 言

自改革開放以來，我國的經濟建設突飛猛進，城鄉居民生活水平得到不斷提高，然而在經濟高速增長的同時，盡管消除了絕對貧困（1），但相對貧困問題依舊嚴峻，尤其是在城鄉之間。目前，黨的十九大工作報告強調要在“同時”和“同步”中提高人民收入，把履行好再分配職能作為政府促進收入提高的著力點。換言之，政府既要聚焦提高居民收入，全面提升人民生活水平，又要加大對收入差距的調節力度，促進城鄉均衡發展，實現共同富裕。

近年來，城鄉差距問題不斷受到政府和學者們（陳斌開和林毅夫，2013；鈔小靜和沈坤榮，2014；周靖和史樂來，2021）［1-3］的重視，這也促使了一些縮減差距的政策（2）出臺。根據國家統計局數據顯示，2013年中國的城鎮居民人均可支配收入為26 467元，農村居民人均可支配收入為9 430元，兩者的相對差距為2.81倍；2019年城鎮居民人均可支配收入增長到42 359元，農村居民的人均可支配收入增長到16 021元，兩者相對差距縮小為2.64倍?？v觀這一指標，盡管城鄉收入差距有所緩解，但速度很慢，差距仍很明顯（3）。此外，有學者（Ahluwalia，1976；Mbaku，1997）［4-5］認為在經濟發展初期，人均財富增長會帶來收入差距的擴大，而隨著經濟進一步發展這種差距會自動縮減。但更多的學者（Kolko，1963；Korzeniewicz和Moran，2005；Sehrawat和Giri，2015）［6-8］已經證明，這種自動縮減很難實現，起碼在短時間內不會出現，因此，政府干預是必需的手段。

政府干預收入分配的方式主要通過財政手段進行，其中財政支出對收入的干預是全方位的，既有補貼形式的直接干預，又有參與市場交換的間接影響。不同類型、規模的財政支出對于收入差距的干預程度和影響效果是不同的，如政府在市場上以商品和勞務的購買者身份出現，并與微觀主體進行等價交換的購買性支出（社會科教文衛支出、經濟建設支出等），其對社會生產就業產生直接影響，對收入差距有間接影響；而轉移性支出（社會保障支出等）則不存在任何交換活動，是政府將資金直接轉移到目標受眾手中，因此，其對收入差距有直接影響，對社會生產就業有間接影響。目前，對于政府財政支出能否干預城鄉收入差距以及干預的大小和方向仍存在爭議，其中朱德云和董迎迎（2017）［9］借鑒貝克爾理論模型，利用1998—2014年省級面板數據模型檢驗得出，社會保障支出對城鄉收入差距有正向調節效應；而王煊和張揚（2019）［10］運用廣義矩估計方法，基于2007—2015年全國31個省份的面板數據進行檢驗卻得到了相反的結論。事實上，我國幅員遼闊，各地區在資源稟賦、經濟發展基礎上都存在較大差異，因此，研究不同類型的財政支出對城鄉居民收入差距的影響，不能僅從全國范圍考察，還需分區域進行。

二、文獻綜述

一些學者認為，財政支出能夠有效地縮減城鄉收入差距。其中，Clomm和Ravikumar（1992）［11］提出了一個具有異質代理的世代交疊模型，發現公共教育支出的增加更有利于縮小收入差距。除教育支出外，財政其他分項支出同樣對城鄉收入差距的調節具有積極效果。冉光和與唐文（2007）［12］運用1978—2004年的省級面板數據，發現經濟建設支出份額增加有利于縮減城鄉收入差距，且在1992年之后這種縮減效果更明顯。張又文和劉富華（2014）［13］基于結構性收入差距的視角，得出財政支農支出會縮減城鄉收入差距，財政公共安全支出能縮小城鄉之間工資性收入差距。郭平和周潔（2016）［14］利用GMM和面板門檻模型對1998—2012年省級面板數據進行分析發現，社會保障支出對城鄉收入差距的作用存在著門檻效應，只有當財政分權程度高于一定水平時，才能有效縮減城鄉收入差距。胡佳和楊運忠（2019）［15］運用2008—2017年31省份的面板數據，構建動態面板回歸模型，研究得出在財政分權制度下，政府社會保障支出和支農支出有利于縮小城鄉居民收入差距。

另一部分學者認為，財政支出不僅不能有效調節城鄉收入差距，甚至還有可能擴大這種差距。沈坤榮和張璟（2007）［16］利用1978—2004年的數據，采用多變量回歸和Granger因果檢驗方法發現，政府財政支出對于降低城鄉收入差距的作用效果并不明顯。還有研究表明，在財政分權的背景下，即使財政投入總量增加了，城鄉收入差距也未必會縮小（陳安平和杜金沛，2010）［17］。劉叔申和呂凱波（2011）［18］利用1978—2006年省級面板數據回歸發現，財政農業支出對是否能夠縮小城鄉收入差距不明確，而行政管理支出則會增加城鄉收入之間的不平等。徐倩和李放（2012）［19］基于1998—2010年的省級面板數據，通過動態系統廣義矩方法發現，社會保障支出表現出明顯的城市偏好，隨著財政社會保障支出的上升，城鄉間收入差距也隨著擴大，兩者存在正相關關系；朱德云和董迎迎（2017）［9］也得出了類似的結論。此外，朱德云和高焱域（2020）［20］還利用2007—2018年31個省份（不包括西藏和港澳臺地區）數據檢驗，發現農林水事務的增加不能提高農村居民收入，進而不利于縮小城鄉收入差距，科學技術支出更是加大了城鄉收入差距。在城鄉二元經濟結構背景下，政府過度地追求“效率”也會使財政支出不斷地擴大城鄉收入差距（廖信林，2012）［21］。還有學者發現，即使財政農業支出有利于促進農民增收，但其對縮小城鄉收入差距的效果并不明顯（李普亮，2012）［22］。

縱觀以上研究，對于財政支出是否能夠調節城鄉收入差距、調節的方向以及作用大小，學者們進行了大量有益的探索，并在理論和方法上為本文的研究提供了借鑒和支持。從已有研究可以看出，財政支出中的一些分類項目，如經濟建設支出、社會保障支出、科教文衛支出等在不同地區對城鄉收入差距的作用效果存在著差異。對于財政支出影響城鄉收入差距的效果，大多學者并未考慮經濟發展的動態性（冉光和與唐文，2007；李普亮，2012；朱德云和董迎迎，2017；朱德云和高焱域，2020）［12，22，9，20］，或只分析了部分財政分項支出的影響（徐倩和李放，2012；郭平和周潔，2016）［19，14］。基于此，本文充分考慮各項財政支出對城鄉收入差距的政策滯后性等動態因素，選取2007—2019年省際面板數據，利用面板向量自回歸（PVAR）模型將各財政分項支出納入其中，分區域分析各財政分項支出對城鄉收入差距的平抑效果。

三、研究設計

（一）理論模型

城鄉收入差距的變化是一個動態演繹的過程，存在一定的路徑依賴（雷根強，2012）［23］，因此，在計量分析中考慮經濟的動態變化是十分必要的。

Love和Zicchino（2006）［24］在Holtz等 的 研 究（1988）［25］基礎上完善了面板向量自回歸（PVAR）模型式（1），PVAR沿襲了VAR將內生變量滯后項納入模型的優點，且利用面板數據能夠有效解決個體異質性問題。

自PVAR被提出以來，這一模型對經濟現象的分析能力受到了很多學者的青睞，黃寧和郭平（2015）［26］將它應用到宏觀經濟領域；胡文駿（2017）［27］將它進一步擴展到財政分析中，研究個人所得稅對收入分配的調節。本文的研究目的是揭示財政各分項支出對城鄉收入差距的動態影響，因此，借鑒胡文駿的做法，將財政各分項支出的滯后項、城鄉收入差距的滯后項均納入方程中建立PVAR模型，具體模型如式（2）：

其中：theilit代表泰爾指數；i為個體截面單位；t為時間跨度；p代表滯后階數；sechi,t-j代表社會科教文衛支出占比；ecoi,t-j代表經濟建設支出占比；ssecui,t-j代表社會保障支出占比；α0是模型的截距項；αj、βj為模型待估參數；CVi,t-j為控制變量；θi為個體固定效應，可利用向前均值差分Hermlet轉換方法消除（Holtz等，1988）［25］；φt為時間固定效應（4）；εit是白噪聲擾動項（5）。由于動態模型存在動態數據結構引發的內生性問題，容易導致參數估計的有偏性和非一致性（Arellano和Bond，1991；Areallano和Bover,1995；Blundell和Bond，1998）［28-30］，故本文使用廣義矩（GMM）方法加以矯正。

（二）變量設定及數據來源

受制于統計數據的局限，本文收集2007—2019年我國31個省份（不包括西藏和港澳臺地區）的財政支出構成平衡面板數據。

1.被解釋變量

由于泰爾指數對兩端（高收入和低收入階層）收入的變動比較敏感，而我國城鄉收入差距主要體現兩端的變化，因此，為反映各財政分項支出占比對城鄉收入差距的調節能力，本文選取泰爾指數（theil）作為城鄉收入差距的代理變量。theil的算法參見王少平和歐陽志剛［31］（2007）的研究，相關數據來源于國家統計局、《中國統計年鑒》、各省份國民經濟和社會發展公報等。

2.核心解釋變量

根據財政支出的目的，本文將財政一般公共預算支出分為社會科教文衛支出、經濟建設支出和社會保障支出。①社會科教文衛支出，是指國家對科學、教育、文化、衛生、體育的經費、研究費用和補貼支出，主要包括教育、科技、文化、旅游、體育、媒體、衛生支出等。②經濟建設支出是指國家用于生產性投資和基本建設的財政支出，主要包括國防支出、公共安全支出、環境保護支出、農林水務支出、交通運輸支出等。③社會保障支出是指國家用于城鄉人民生活困難的救濟支出和用于自然災害地區人民安置救濟的支出，主要包括社會保障和就業支出。本文采用各財政分項支出占財政一般公共預算支出的比例作為核心解釋變量，其中，社會科教文衛支出占比為sech，經濟建設支出占比為eco，社會保障支出為ssecu。相關數據來源于國家統計局及2008—2020年各省份統計年鑒。

3.控制變量

為了更準確地衡量財政支出對城鄉收入差距的影響，本文選擇工業化水平（indulevel）作為控制變量。工業化水平可以反映各省份的現代化發展水平，為了進一步控制工業化發展對城鄉收入差距的影響，本文通過工業增加值占區域GDP的比重來衡量工業化水平。相關數據來源于國家統計局。

變量定義具體見表1所列。

表1 變量定義

（三）變量描述性統計及變化趨勢

由于我國不同地區存在著較大的區域異質性，因此，本文進一步將總樣本劃分為東部、中部、西部三個子樣本（6）。實證分析前，具體的變量描述性統計分析結果見表2所列。

由表2可知，2007—2019年全國城鄉收入差距的均值為0.109 8，東部為0.069 1，中部為0.100 3，西部為0.153 5，這在一定程度上反映了沿海經濟發達地區的城鄉收入差距較小，而位于內陸相對落后地區的城鄉收入差距較大，差距水平均超過了0.1，說明區域經濟發展有利于城鄉收入差距的縮小。

表2 變量的描述性統計

從財政分項支出的角度來看，首先，社會科教文衛支出在全國、東部和中部占比最大；其次，經濟建設支出，兩者占比均達20%以上；最后，社會保障支出，占比為10%以上。西部地區略有不同，為了實現西部地區經濟快速崛起，2006年國務院通過了《西部大開發“十一五”規劃》，自此對西部地區基礎設施和生態環境建設進行了大量投入，因此，西部地區經濟建設支出占比近30%，其次是社會科教文衛支出，最后是社會保障支出。對于工業化水平而言，2007—2019年各地區工業化水平的均值均在0.4以上，表明我國工業化水平已經較高。

泰爾指數在各樣本中的變化趨勢如圖1所示，與先前的描述性統計結果相同，西部地區的城鄉收入差距最大且高于全國水平，2007年高達0.2，隨后逐年降低，控制在0.1～0.15之間，中部地區和東部地區均處于全國水平之下，且呈現差距逐年縮小的態勢。表明我國各地區城鄉收入差距正朝著向好的縮小態勢發展，其中，西部差距的縮小最為明顯，各地區之間的城鄉收入差距也逐漸趨同，地區間差異逐年減小。

圖1 2007—2019年泰爾指數的變化趨勢

圖2為2007—2019年財政一般公共預算支出的變化趨勢。

圖2 2007—2019年財政一般公共預算支出的變化趨勢

從圖2可以看出，2007年以來東部地區財政預算支出一直是居于高位，2019年已達11 154.57億元，緊隨其后是與全國平均水平相近的中部地區，最后是西部地區。與圖1各地區泰爾指數變化趨勢相反，地區間財政支出的差距呈現逐年擴大的趨勢。這表明，我國的財政在區域經濟較為發達的地區會投入相對較多，以期讓發達地區作為繼續發揮統領國家經濟發展龍頭的引擎。

四、實證檢驗與結果分析

（一）面板向量自回歸模型（PVAR）的檢驗

數據處理及模型應用。為剔除價格因素對通貨膨脹的影響，提高模型估計的精確性，本文按照不變價格（7）計算各財政支出占比變量和工業化水平變量。同時，為了分析樣本中各財政分項支出占比對城鄉居民收入差距的影響，本文基于前文的指標設計對式（2）進行估計。

變量平穩性檢驗。在估計面板向量自回歸模型之前，為了避免變量觀測數據不穩定導致的虛假回歸，同時考慮檢驗的穩健性，本文分別使用LLC（同質面板假設）和Fisher ADF（異質面板假設）進行單根檢驗，以此考察四個樣本（全國、東部、中部、西部）中各變量數據的平穩性，結果見表3所列。

表3 面板單位根檢驗

表3的檢驗結果表明，所有變量在10%的顯著性水平下均拒絕存在單位根的原假設，為平穩序列。這意味著PVAR模型可以用于分析全國樣本和東部、中部、西部子樣本中財政分項支出占比對城鄉居民收入差距的影響。

模型最優滯后階數的確定。對于面板向量自回歸模型而言，滯后期的選擇對因變量存在著重要的影響，本文使用連玉君（2010）［32］編寫的PVAR2程序包，通過構建AIC、BIC和HQIC統計量來判定模型的最優滯后期。

根據表4所列，從各樣本最優滯后階數的檢驗結果來看，全樣本選擇滯后階數為4期；東部樣本選擇滯后階數為1期；中部地區樣本選擇滯后階數為2期；西部樣本選擇滯后階數為3期。由面板單位根檢驗和最優滯后階數檢驗的結果，本文在不同的樣本中分別建立面板向量自回歸模型（PVAR），利用向前差分轉換方法消除個體固定效應，然后使用GMM方法進行參數估計，并進一步進行脈沖響應分析。

表4 各樣本模型的最優滯后階數

（二）PVAR模型參數的GMM估計

本文對各個樣本PVAR模型下的財政分項支出占比與城鄉收入差距之間的關系展開研究，主要目的在于判斷財政支出中各部分占比對城鄉收入差距是否存在顯著影響，是正向影響還是負向影響。為此，本文主要分析不同樣本下PVAR模型中方程的參數估計結果。各財政分項支出占比對城鄉收入差距的影響方向見表5所列。

表5 各財政分項支出對城鄉收入差距的影響方向

根據表5的結果，社會科教文衛支出占比（sech）的增加會顯著縮減全國和西部地區的城鄉收入差距，對東部和中部則無明顯影響。這說明在全國范圍內，特別是西部地區，社會科教文衛支出在城鎮與農村之間得到了合理的分配，資金使用效率提高。

經濟建設支出占比（eco）的增加會顯著擴大全國和西部地區的城鄉收入差距、縮減中部地區的城鄉收入差距，而對中部則無明顯影響。這在一定程度上說明經濟建設支出帶來的區域經濟發展，拉動了中部地區農村居民向城市轉移的進程，進而帶動農村居民收入的增加，縮減了中部的城鄉收入差距。反觀西部地區，經濟建設支出可能存在著向城市地區傾斜的現象，從而擴大了收入差距。這說明經濟建設支出存在“庫茲涅茨效應”，即在經濟發展相對高的中部地區，其經濟發展水平已經超過了庫茲涅茨轉折點，因此，能夠帶來更公平的城鄉收入分配；而在經濟發展相對低的西部，仍以經濟效率為先，經濟建設支出占比提高不利于城鄉收入差距的縮減。

同樣，社會保障支出占比（ssecu）的提高能有效縮減中部地區的城鄉收入差距，對西部地區和全國而言反而有擴大作用，對東部地區則無明顯影響。這說明社會保障支出同樣存在“庫茲涅茨效應”，究其原因，可能是在中部地區，社會保障支出加強了農村社會保障體系建設，將廣大農民納入了社會保障體系之內，而在西部由于社會保障體制不健全、覆蓋范圍不全面，特別是偏遠地區和貧困地區的社會保障體系不完善，進一步阻礙了西部城鄉收入差距的縮小。

對于控制變量工業化水平（indulevel）而言，在不同樣本中是否有影響以及影響方向同樣存在異質性。在全樣本中，工業化水平越高越有利于縮小城鄉收入差距，而在西部地區恰恰相反，工業化反而不利于城鄉收入差距的縮減，對于東部和中部地區，則沒有顯著影響。

（三）穩健性檢驗

上文的計量分析中，被解釋變量泰爾指數考慮了城鎮和農村人口結構的變化。在已有的研究中，除泰爾指數外，一些學者（陸銘和陳釗，2004；冉光和與唐文，2007；王莉，2007；鈔小靜和沈坤榮，2014）［33，12，34，2］采用城鎮人均可支配收入與農村人均可支配收入比來衡量城鄉收入差距，該指標可以直觀地衡量城鄉收入差距的相對變化趨勢?；诖?，用“城鎮人均可支配收入/農村人均可支配收入（gap）”（8）代替上文模型中的被解釋變量，以檢驗上述結論的穩健性。

表2和表3顯示了gap指標的描述性統計和單位根檢驗結果。從表2可以看出，用來衡量城鄉相對收入差距的gap指標與泰爾指數（theil）呈現相同的趨勢；表3結果表明，gap指標是平穩的，能夠進行PVAR模型分析。表4顯示了當被解釋變量為gap時各樣本的最優滯后階數，可以看到，在替換被解釋變量為gap后，模型的最優滯后階數檢驗結果不變。

替換被解釋變量后PVAR模型回歸分析的結果見表6所列，與表5相比，除了中部地區工業化水平由不顯著變為顯著為負以外，核心解釋變量的顯著性及其影響方向與表5結果保持一致。由此可見，上述的結論是穩健的。

表6 各財政分項支出對城鄉收入差距的影響方向

（四）脈沖響應分析

為更清晰地量化財政分項支出占比對于城鄉收入差距的動態影響，本文繼續考察各財政支出占比對城鄉收入差距有顯著影響的脈沖響應情況。由于我國地方政府的任期一般為10年，因此，脈沖響應分析的觀測周期定義為10期。

（1）對于全國樣本而言，從圖3a來看，對來自sech的一個正向標準差沖擊，theil始終顯示明顯的負效應，響應幅度隨著期數的增加先增強再減弱。這說明在短期內增加對社會科教支出的財政投入，能夠有效地調節城鎮與農村地區收入不平衡的問題，但長期而言，這種縮減效果會逐漸收斂。對來自eco的一個正向標準差沖擊，從圖3b來看，theil表現為明顯的正效應，響應幅度逐期增強但趨勢平緩，即經濟建設支出占比的沖擊對城鄉收入差距的擴大影響在短期內雖然有增強的作用，但長期而言這種作用趨于平緩，甚至在第10期后有收斂的趨勢。

圖3 theil對于分別來自sech和eco一個標準差沖擊的脈沖響應（全國）

從圖4a來看，對于來自ssecu的一個正向標準差沖擊，theil表現為明顯的波動效應，響應幅度在第3期最強，即社會保障支出占比的沖擊對城鄉收入差距的擴大影響在短期有明顯的增強作用，但長期而言，這種作用呈現收斂的趨勢。從圖4b來看，對于indulevel而言，來自工業化水平的沖擊對城鄉收入差距的影響僅在前期有擴大的趨勢，但在后期反而有助于其縮減，這同樣說明了雖然工業化在短期不利于城鄉收入的公平分配，但從長遠角度來看，其帶來的經濟發展最終會有利于城鄉收入差距的縮減和社會公平的實現。

圖4 theil對于分別來自ssecu和indulevel一個標準差沖擊的脈沖響應（全國）

（2）對于中部樣本而言，從圖5a來看，對于來自eco的一個正向沖擊，theil表現微小的負效應，響應幅度在第2期最強，之后表現為明顯的收斂趨勢，即經濟建設支出占比的沖擊對城鄉收入差距的影響只在短期內有微小的縮減作用。從圖5b來看,對于來自ssecu的一個正向標準差沖擊，結果與eco響應情況相似，即社會保障支出占比的沖擊，對城鄉收入差距的影響有微小的縮小作用，且只在短期內存在。

圖5 theil對于分別來自eco和ssecu一個標準差沖擊的脈沖響應（中部）

（3）對于西部樣本而言，從圖6a來看，對于來自sech的一個正向標準差沖擊，theil顯示明顯的負向波動，響應幅度逐漸增強，即社會科教文衛支出占比的沖擊對城鄉收入差距的縮減作用在短期雖然效果較弱，但隨著時間推移，這種縮減作用越來越強。從圖6b來看，對于來自eco的一個正向標準差沖擊，theil表現為穩定較弱的正向波動，即隨著期數的增加，經濟建設支出占比的沖擊對城鄉收入差距的不利影響較小且趨勢平穩。

圖6 theil對于分別來自sech和eco一個標準差沖擊的脈沖響應（西部）

從圖7a來看，對于來自ssecu的一個正向標準差沖擊，theil呈現正向波動態勢，即社會保障支出占比的沖擊對于城鄉收入差距的不利影響在短期內有波動，長期卻呈現平緩趨勢且在第10期表現出收斂態勢。從圖7b來看，對于來自indulevel的一個正向標準差沖擊，theil表現正向的平穩波動，即工業化水平的沖擊對西部地區城鄉收入差距的擴大作用呈現長期平穩的趨勢，且在第10期后有收斂的態勢。

圖7 theil對于分別來自ssecu和indulevel一個標準差沖擊的脈沖響應（西部）

綜上所述，在各地區樣本中，財政各分項支出占比對城鄉收入差距的脈沖響應情況呈現不同狀態的波動。

五、結論及政策建議

（一）研究結論

本文利用PVAR模型檢驗了2007—2019年我國政府各財政分項支出占比對城鄉收入差距的調節效應，得出以下結論：

第一，社會科教文衛支出占比的提高能夠顯著縮小全國特別是西部地區城鄉收入差距，對東部和中部地區無明顯影響，且社會科教文衛支出占比對西部地區城鄉收入差距的縮減作用隨著時間的推移越來越明顯。這在一定程度上反映了社會科教文衛支出在西部地區城鄉間得到了合理的分配，通過提高農戶的健康、教育等人力資本投入，促進農戶增收從而縮減了城鄉收入差距。

第二，經濟建設支出占比的提高有利于縮小中部地區的城鄉收入差距，但對西部地區有擴大作用，對東部地區無明顯影響。從脈沖響應結果來看，其對中部地區的城鄉收入差距僅在短期內有縮減作用對西部地區的城鄉收入差距有擴大作用且呈現穩定的態勢。這說明經濟建設支出存在“庫茲涅茨效應”，即在經濟發展相對高的中部地區能夠帶來更公平的城鄉收入分配，在經濟發展相對低的西部地區，經濟建設支出可能存在向城市傾斜的現象。

第三，社會保障支出占比的提高能有效縮減中部地區的城鄉收入差距，但在西部地區反而有擴大作用，對東部地區無明顯影響。從脈沖響應結果看，其對中部地區的縮減作用僅在短期存在，對西部地區的城鄉收入差距的擴大作用呈現長期平緩趨勢，但在第10期表現為收斂態勢。這說明社會保障支出同樣存在“庫茲涅茨效應”，即在經濟發展水平相對較高的中部地區，農村社會保障體系較為完備，社會保障支出比例的提高可以有效縮小城鄉收入差距；而在經濟發展相對落后的西部地區，特別是邊遠貧困人口和少數民族地區，由于社會保障支出體系不完善、覆蓋范圍不全面，從而阻礙了西部城鄉收入差距的縮小。

第四，提升工業化水平有利于縮小全國范圍內的城鄉收入差距，但會加劇西部的城鄉收入差距。從脈沖響應的結果來看，工業化水平在短期內不利于城鄉收入分配公平，但從長遠看，其帶來的經濟發展有利于全國范圍城鄉收入差距的縮減和社會公平的實現。這說明工業化存在“涓滴”效應，由工業化水平高的城鎮地區通過消費、就業等方面惠及工業化水平較低的農村地區，最終帶動農村的發展和富裕，達到縮減城鄉收入差距的效果。

（二）政策建議

財政手段對城鄉收入差距的調節作用始終占據著一席之地，其中財政支出調節收入分配的作用效果存在著地區異質性。因此，想要利用財政分項支出占比的調整，更好地實現城鄉居民的收入分配、縮小城鄉收入差距，必須從我國實際情況出發，基于國情對財政支出進行相應的改革。

第一，繼續加大西部地區財政投入，特別是社會科教文衛支出和經濟建設支出，實現區域內部均衡發展。本文的實證結果表明，社會科教文衛支出占比的增加有利于縮小西部地區的城鄉收入差距，且這種縮減作用逐期增強。因此，西部地區的地方政府應該繼續加大對科學文化事業的投入，在全力促進西部經濟發展的同時，完善城鄉衛生服務網絡，健全公共衛生體系，全面推進西部科教文衛事業全面發展。盡管本文實證結果表明，經濟建設支出占比的增加會帶來城鄉收入差距的擴大，但依然要大力加強西部地區的經濟建設，使經濟建設支出帶來的經濟發展水平早日跨過“庫茲涅茨”拐點，從而進一步縮減城鄉收入差距。

第二，加強中部地區經濟建設支出占財政支出的比重，協調中部城鄉均衡發展。本文的實證結果表明，經濟建設支出占比提高有利于縮小中部地區的城鄉收入差距，但僅在短期有縮減作用。因此，各級政府要增加對中部地區經濟建設的投資貸款，加大經濟建設支出比重并優化其支出結構，以此刺激總需求增長，進而降低農民失業率，增強經濟建設支出對中部地區城鄉收入差距的縮減能力，最后達到縮減城鄉收入差距的效果。

第三，改革全國范圍內特別是西部地區經濟建設支出和社會保障支出的城市偏向性，統籌西部城鄉發展。本文的實證結果表明，經濟建設支出和社會保障支出占比增加會擴大西部城鄉收入差距，前者對城鄉收入差距的不利影響呈現平穩的趨勢，后者在短期內有波動，呈現長期平緩趨勢。這表明西部地區的基礎建設和社會保障支出呈現城市化趨勢，對農村建設投入嚴重不足，應提高其用于農村的比例，特別是少數民族地區和偏遠地區，以促進西部落后農村地區的經濟發展，克服因基礎設施落后而形成的發展瓶頸問題，并讓社會保障對西部農村居民發揮出其應有的“兜底”作用，改變城鄉收入差距較大的面貌，使其盡快進入“庫茲涅茨”（Kuznets）轉折點。

第四，加大中部地區社會保障投入，建立長效的農村社會保障體系。本文的實證結果表明，社會保障支出占比的增加有利于縮減中部地區的城鄉居民收入差距，但這種動態影響效果較小。因此，要協調好中部地區城鄉經濟社會發展，加快加強農村社會保障體系建設，充分發揮農村社會保障的分配功能，著力落實農村基本養老、基本醫療和最低生活保障制度，扎實推進新農保制度試點工作，增強社會保障對中部城鄉收入差距的縮減效果。

第五，優化東部地區的財政支出結構。本文的實證結果表明，各財政分項支出占比對東部地區城鄉收入差距無顯著影響。這說明，盡管東部地區城鄉收入差距相對較小，但東部地區財政資金使用帶來的效益不高，因此，該地區地方政府應對財政管理工作完成情況進行績效考核，采取有效的激勵措施，積極推進財政資金的統籌使用，進一步縮小東部地區城鄉收入差距。

注 釋：

（1）2020年底，中國如期完成新時代脫貧攻堅目標任務，現行標準下9 899萬農村貧困人口全部脫貧，832個貧困縣全部摘帽，12.8萬個貧困村全部出列，區域性整體貧困得到解決，完成了消除絕對貧困的艱巨任務。

（2）2008年1月30日，改革開放以來第十個以“三農”問題為主題的中央一號文件公布；2009年2月1日，第十一個一號文件公布；2012年2月，《關于加快推進農業科技創新持續增強農產品供給保障能力的若干意見》下發；2021年，財政部、農業農村部出臺了關于糧食生產發展、耕地保護與質量提升、種業創新發展、畜牧業健康發展等強農惠農政策。

（3）據《2018年中國住戶調查年鑒》顯示，2017年我國基尼系數為0.467，仍在國際警戒水平之上，收入差距依舊明顯。

（4）對于時間固定效應而言，因后文已采取相關指數（消費者價格指數和地區生產指數）消除了價格因素的影響，因此，這里不再使用截面均值差分方法消除時間固定效應。

（5）對于模型式（2）的參數估計，本文使用PVAR2程序（連玉君，2010）。

（6）對于子樣本的劃分，參照國家統計局公布的劃分方法，東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11個省份；中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8個省份；西部地區包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆12個省份。

（7）以2007年為基期，各財政支出變量采用歷年各省份居民消費價格指數（CPI）進行調整，地區生產總值和工業增加值采用地區生產指數進行調整。

（8）在相關收入數據處理的過程中，與前文類似，以2007年為基年，采用歷年各省份CPI調整至不變價格。