財政分權(quán)、社會保障支出與城鄉(xiāng)居民收入差距的實(shí)證分析

郭平++周潔

摘 要：基于1998～2012年各省的面板數(shù)據(jù)，利用動態(tài)廣義矩（GMM）和面板門檻模型實(shí)證分析財政分權(quán)、社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響，結(jié)果顯示：由于中國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)的特殊性，財政分權(quán)、人均社會保障支出與城鄉(xiāng)居民收入差距均成正相關(guān)性。但社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在基于財政分權(quán)的雙門檻效應(yīng)，當(dāng)財政分權(quán)水平較低時，社會保障支出的增加加劇了城鄉(xiāng)收入差距；當(dāng)財政分權(quán)高于一定水平時，社會保障支出有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。關(guān)鍵詞： 財政分權(quán)；社會保障支出；城鄉(xiāng)居民收入差距；門檻模型 中圖分類號：F810.4

文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A

文章編號：1003-7217（2016）05-0088-06一、引 言十八屆三中全會指出“緊緊圍繞更好保障和改善民生、促進(jìn)社會公平正義深化社會體制改革，改革收入分配制度”，這表明我國居民收入差距問題不僅引起了學(xué)術(shù)界的討論也引起了國家決策層面的高度關(guān)注，而收入差距問題中城鄉(xiāng)居民收入差距的問題尤其突出。根據(jù)統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)我們發(fā)現(xiàn)，1978年中國農(nóng)村居民的人均純收入是133.6元，城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入是343.4元，相對差額是209.8元；2013年的數(shù)據(jù)顯示農(nóng)村居民的人均純收入僅有8895.9元，而城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入已經(jīng)為26955.1元，相對差額增長到18059.2元。絕對差額也由1978年的2.57擴(kuò)大到2013年的3.03。此外，我國城鄉(xiāng)居民收入絕對差自從2002年打破3的界限以來，一直處于3以上的高位，而世界上絕大多數(shù)國家城鄉(xiāng)收入絕對差在1.5以下，由此可以看出我國城鄉(xiāng)居民收入差距的嚴(yán)峻性。因此，研究城鄉(xiāng)居民收入差距對于如何調(diào)節(jié)居民收入，促進(jìn)收入分配改革具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。 二、文獻(xiàn)綜述財政分權(quán)與社會保障支出存在密切的關(guān)系，地方政府收入與支出的權(quán)利直接影響著當(dāng)?shù)氐纳鐣Ｕ现С鏊?。Bardhan指出財政分權(quán)會導(dǎo)致公共服務(wù)水平的下降，這是因為中央和地方在技術(shù)、管理與人力資本等方面有顯著的差距[1]。Zou和Zhang認(rèn)為實(shí)施財政分權(quán)后，我國中央政府在教育、社會保障等公共物品方面的投資有所減少[2]?；?8個省的面板數(shù)據(jù)，龔峰，盧洪友發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)度與教育和社會保障支出不足指數(shù)呈正相關(guān)[3]。關(guān)于財政分權(quán)如何影響城鄉(xiāng)居民收入差距，學(xué)術(shù)界的研究主要有兩種結(jié)論。第一種觀點(diǎn)支持財政分權(quán)有助于減小城鄉(xiāng)居民收入差距。余長林根據(jù)各省的面板數(shù)據(jù)得出，財政分權(quán)明顯有助于縮小中國東部各省的城鄉(xiāng)收入差距，然而對于中部和西部各省這種作用并不明顯[4]。另一種觀點(diǎn)考慮到中國式財政分權(quán)的特殊性，認(rèn)為財政分權(quán)引起的政府城市偏向政策加劇了城鄉(xiāng)居民收入差距。馬光榮，楊恩艷基于實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)分權(quán)和競爭激勵地方政府實(shí)施城鎮(zhèn)化傾向且忽略農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)舉措，繼而擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民收入差距[5]。賴小瓊和黃智淋根據(jù)1978～2009年各省的數(shù)據(jù)指出，無論是在短期還是長期，財政分權(quán)對緩解城鄉(xiāng)居民收入差距都沒有起到有利作用[6]。賀俊根據(jù)實(shí)證研究表明只有改善公共支出的結(jié)構(gòu)和采取適度的分權(quán)，才能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的同時減小收入差距[7]。我國農(nóng)村社會保障的發(fā)展滯后于城市，又由于城市傾向的社會保障政策，社會保障支出體現(xiàn)出顯著的城市偏好，因此我國社會保障支出不但沒能縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，甚至出現(xiàn)了“逆向調(diào)節(jié)”的負(fù)效應(yīng)。張翼指出，農(nóng)村社會保障事業(yè)的發(fā)展長期居于社保體系的邊緣，社會保障制度也遠(yuǎn)不及城市完善，這種社會保障二元化導(dǎo)致了城鄉(xiāng)居民收入差距的擴(kuò)大[8]。徐倩采用GMM估計法分析了1998～2011年各省的面板數(shù)據(jù)得出，人均財政社會保障支出、社會保障占財政支出的比例與我國的城鄉(xiāng)居民收入差距之間存在正相關(guān)關(guān)系，即社會保障支出擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距[9]。本文基于1998～2012年的省級面板數(shù)據(jù)，分析了財政分權(quán)與社會保障支出對城鄉(xiāng)居民收入差距存在協(xié)同效應(yīng)；且運(yùn)用了面板門檻模型考慮財政分權(quán)的非對稱性來探討社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響。三、理論框架 （一）財政分權(quán)、社會保障支出與城鄉(xiāng)收入差距傳統(tǒng)的財政分權(quán)理論認(rèn)為轄區(qū)競爭和地方政府信息優(yōu)勢的存在，使得地方政府在競爭的環(huán)境下提高公共支出的效率，進(jìn)而縮小了收入差距。然而，在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中，我國財政分權(quán)改革將大部分的收入歸于中央，卻將不少的事權(quán)歸為地方，一方面雖然促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展，另一方面事權(quán)與財權(quán)的不匹配給收入分配造成了負(fù)面影響。中國式財政分權(quán)形成的官員晉升考核機(jī)制與地方開支的自主權(quán)使得各地方政府追逐的目標(biāo)不是社會福利最大化，而是本轄區(qū)GDP最大化，所以地方政府更傾向于將較多財政資源投資于一些類似于房地產(chǎn)等周期短、見效快的高稅收產(chǎn)業(yè)部門。財政分權(quán)促進(jìn)了地方政府的生產(chǎn)性公共支出，相對就減少了社會保障等具有再分配作用的公共支出，導(dǎo)致了公共支出結(jié)構(gòu)的扭曲，進(jìn)一步的擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民收入差距。改革后我國的社會保障等公共物品支出大部分由地方政府承擔(dān)，而省級政府又將其下劃到較低層次的政府，基層政府的財力不支會導(dǎo)致其更注重城市區(qū)域公共物品的供給，而漠視農(nóng)村地區(qū)的需求。因此，財政分權(quán)引起的惡性競爭造成了社會保障支出的城鄉(xiāng)二元化，繼而加大了城鄉(xiāng)居民收入差距。社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響受到財政分權(quán)的作用，所以存在社會保障支出——財政分權(quán)的協(xié)同效應(yīng)；并且可能存在財政分權(quán)的門限值，使得社會保障支出與城鄉(xiāng)收入差距之間非單調(diào)遞增或者遞減。（二）社會保障支出與城鄉(xiāng)居民收入差距社會保障支出不僅能緩解貧困、保障收入水平較低階層的利益，還能起到減小純粹的市場分配機(jī)制帶來的收入不均等，進(jìn)而降低收入差距。然而，許多學(xué)者基于我國的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，由于地方政府在財政支出方面表現(xiàn)出了強(qiáng)烈的城市偏向，導(dǎo)致我國社會保障體系存在明顯的城鄉(xiāng)二元化。長期以來我國農(nóng)村社會保障的發(fā)展遠(yuǎn)遠(yuǎn)滯后于城市，城市的社會保障體系逐步實(shí)現(xiàn)社會化、市場化，建立起了以社會保險為中心的社會保障制度，農(nóng)村盡管擴(kuò)大了新農(nóng)村合作醫(yī)療與新農(nóng)村社會養(yǎng)老保險的覆蓋范圍，但實(shí)際受益程度低，人均收益金額少，保障體系仍舊存在諸多缺失與限制。地方政府為提高城市的吸引力，往往會增加城市的社會保障支出，完善城市的社會保障體制，從而進(jìn)一步加劇了社會保障體系的城鄉(xiāng)二元化。因此在當(dāng)下的財政體制背景下，地方政府增加社會保障支出不但不能改善城鄉(xiāng)居民收入差距，反而會進(jìn)一步擴(kuò)大差距，加劇社會的不公平。我們通過圖1所示的面板數(shù)據(jù)散點(diǎn)圖對上面影響機(jī)制分析中所提及的社會保障支出與城鄉(xiāng)收入差距的基本相關(guān)關(guān)系進(jìn)行直觀觀察。圖1中擬合回歸線是向右上傾斜的，表示社會保障支出和城鄉(xiāng)居民收入差距呈正向相關(guān)關(guān)系。由于沒有控制其他相關(guān)因素的影響，散點(diǎn)圖所顯示的相關(guān)性還需要進(jìn)一步面板計量模型的實(shí)證檢驗。圖1 社會保障支出與城鄉(xiāng)收入差距的相關(guān)關(guān)系四、計量模型設(shè)定與變量解釋（一）計量模型 1.動態(tài)面板模型。由于城鄉(xiāng)收入差距是一個動態(tài)過程，現(xiàn)實(shí)中可能存在一定慣性特征，因此引進(jìn)了城鄉(xiāng)居民收入差距的滯后項，建立了如下形式的動態(tài)面板模型：模型中的i，t分別代表省份與年份，αi代表個體效，fd和sse分別表示財政分權(quán)以及社會保障支出水平。X代表一些控制變量，這里主要包括城市化水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、開放程度和政府競爭程度。μi代表各省觀測不到的個體異質(zhì)性，ε為殘差項。由于構(gòu)建的模型中引進(jìn)了被解釋變量的滯后項，因而解釋變量會產(chǎn)生內(nèi)生性問題。為了處理內(nèi)生性問題，采用 Bond、Bover的動態(tài)廣義矩方法（GMM）進(jìn)行計量檢驗[10，11]。由于兩步估計的標(biāo)準(zhǔn)協(xié)方差矩陣能更好地處理自相關(guān)和異方差問題，因此采用兩步差分GMM估計。2.面板門檻模型。根據(jù)前面的理論分析，由于財政分權(quán)程度的不同，社會保障支出會對城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)出不同的影響。下面選取Hansen創(chuàng)造的面板門檻模型來進(jìn)行實(shí)證分析，先給出單一門檻模型： 模型中fdi，t為門檻變量，γ為特定的門檻值，I為一指標(biāo)函數(shù)。門檻回歸模型的兩個關(guān)鍵問題分別是估計門檻值和檢驗門檻值效應(yīng)是否存在，Hansen給出了相應(yīng)的做法[12]。首先，根據(jù)門檻變量fd將觀測值分為兩個區(qū)域，通過求解最小殘差平方和來獲得γ的估計值，即：由于LR1 的分布是不標(biāo)準(zhǔn)的，因此可以通過Hansen建立的公式來得出它的拒絕域，通過計算可知拒絕域為LR1>-2ln （1-1-α），這里α代表顯著性水平。以上參數(shù)估計和檢驗是針對單門檻的，雙門檻與多門檻的相關(guān)檢驗此處不再做詳細(xì)描述。（二）變量界定城鄉(xiāng)居民收入差距。與已有的文獻(xiàn)相同，這里采用城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入比農(nóng)村居民的純收入來衡量城鄉(xiāng)收入差距，比值越大，表示城鄉(xiāng)居民收入差距也越大。財政分權(quán)。鑒于本文的研究與社會保障支出有重要聯(lián)系，所以采用了財政支出分權(quán)（fd）衡量財政分權(quán)度，即省級預(yù)算內(nèi)人均支出與全國預(yù)算內(nèi)人均支出比。社會保障支出水平。為了消除人口規(guī)模的影響，采用省級人均社會保障支出（sse）來衡量社會保障支出水平。由于2007年我國對財政支出口徑進(jìn)行了調(diào)整，因此，社會保障支出從1997～2006年涵蓋了撫恤和社會福利救濟(jì)、行政事業(yè)單位的離退休費(fèi)、社會保障補(bǔ)助支出等。2007～2012年，主要是指社會保障和就業(yè)方面的支出。此外，為了防止異方差的影響，本文取其對數(shù)?？刂谱兞俊３鞘谢剑╱rbra），以省級非農(nóng)業(yè)人口比總?cè)丝趤砗饬?。?jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pgdp），采用人均GDP表示并對其取對數(shù)。對外開放程度（open）是各省當(dāng)年根據(jù)美元和人民幣中間價折算得到的進(jìn)出口總額和國內(nèi)生產(chǎn)總值的比，用以反映各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)開放程度。政府間競爭（com），用各省固定資產(chǎn)投資占當(dāng)年財政支出的比來衡量政府投資競爭的程度。（三）數(shù)據(jù)來源由于我國社會保障事業(yè)建立于1997年，選擇以1998～2012年31個省的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，就財政分權(quán)、社會保障支出對我國城鄉(xiāng)收入差距的影響進(jìn)行實(shí)證分析。這里使用的數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、《中國人口年統(tǒng)計年鑒》（1998～2012）、《中國財政統(tǒng)計年鑒》（1998～2012）、國家統(tǒng)計網(wǎng)站數(shù)據(jù)庫。五、實(shí)證結(jié)果與分析（一）動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證結(jié)果與分析根據(jù)上述的動態(tài)面板模型與估計方法，在模型估計過程中，為了體現(xiàn)財政分權(quán)改革的背景下社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距的綜合影響，在解釋變量中加入了財政分權(quán)與社會保障支出變量的交互項（fdi，t×ssei，t），結(jié)果詳見表2。由表2可知Sargan檢驗的P值均大于0.9，說明工具變量整體有效，并且從表中兩個模型的AR（1）和AR（2）結(jié)果可以看到，各模型的殘差項均存在一階序列相關(guān)性，但不存在二階序列相關(guān)性，所以各模型都通過了序列相關(guān)性的檢驗，這表明我們采用的廣義矩方法是有效的。實(shí)證結(jié)果顯示，因變量滯后項gapi，t-1的系數(shù)均在0.7以上且在1%的水平下顯著，這說明城鄉(xiāng)居民收入差距存在較大的慣性，也就是說，城鄉(xiāng)收入差距前一期結(jié)果對后一期有較大影響。充分證明我國近年來城鄉(xiāng)收入差距具有自我增強(qiáng)的動態(tài)效應(yīng)，這符合近年來我國收入差距的現(xiàn)實(shí)狀況。由此，因為前期收入差距影響效應(yīng)的存在，政府采取了一系列政策仍難以扭轉(zhuǎn)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大趨勢。各模型中sse系數(shù)均為正，且通過了1%的顯著性檢驗，表明若提高社會保障支出水平將會明顯的加大城鄉(xiāng)居民收入差距，與理論分析中社會保障城鄉(xiāng)二元化拉大了城鄉(xiāng)收入差距的推導(dǎo)相符。fd的估計系數(shù)在模型1與模型2中均大于0，且都通過了顯著性檢驗，說明財政分權(quán)顯著的加劇了城鄉(xiāng)收入差距。從模型2的結(jié)果來看，fdsse的系數(shù)為正，且均通過了5%的顯著性檢驗。在加入交互項fdsse后，sse和fd的系數(shù)都有一定程度的擴(kuò)大，說明之前模型由于沒有考慮到社會保障支出與財政分權(quán)對于城鄉(xiāng)收入差距的協(xié)同效應(yīng)，從而對兩個變量的作用效果有一定的低估。實(shí)證結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響是負(fù)的而且都非常顯著，也就是說經(jīng)濟(jì)發(fā)展能改善城鄉(xiāng)居民收入差距。對外開放度在模型1中為負(fù)，但不顯著，而在模型2中大于0且通過了10%的顯著性檢驗，說明對外開放對城鄉(xiāng)收入差距存在負(fù)效應(yīng)。城市化水平、政府競爭的系數(shù)在模型1與模型2中都為正，說明城市化水平的提高和政府競爭愈發(fā)激烈會擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民收入差距。 （二）面板門檻模型實(shí)證結(jié)果與分析根據(jù)模型估計及檢驗方法，首先對門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。從表3可以看出，單門檻效應(yīng)在5%的水平下是顯著的，雙門檻效應(yīng)也是顯著的，但三門檻效應(yīng)不顯著。這充分說明社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在基于財政分權(quán)的雙重門檻效應(yīng)，因此，選擇雙重門檻模型進(jìn)行分析。其次，對雙門檻模型的兩個門檻值進(jìn)行估計然后進(jìn)行真實(shí)性檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。由表4可知，當(dāng)門檻1和門檻2的估計值分別為1.836和2.229，似然比值接近于0，同時門檻1估計值處于[1.562，1.836]區(qū)間內(nèi)和門檻2估計值處于[2.175，2.695]區(qū)間內(nèi)時，似然比值小于5%顯著性水平下的臨界值，處于原假設(shè)范圍內(nèi)，所以兩個門檻值與實(shí)際門檻值相等。估計門檻值后，進(jìn)行了雙門檻模型的參數(shù)估計且結(jié)果列于表5。從表5可以看出，財政分權(quán)回歸系數(shù)為正且顯著，這說明我國財政分權(quán)水平的提高在一定程度上擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，與上文動態(tài)面板模型的估計結(jié)果保持一致。當(dāng)財政分權(quán)低于最低門檻值1.836時，sse的系數(shù)為0.111，且通過了1%的顯著性水平檢驗；當(dāng)財政分權(quán)處于1.836～2.229時，sse的系數(shù)為0.372，且顯著；當(dāng)財政分權(quán)跨越第二門檻值2.229時，sse的系數(shù)為-0.091，且顯著。以上結(jié)果充分表明，社會保障支出與城鄉(xiāng)居民收入差距存在顯著非線性關(guān)系，社會保障支出對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響存在基于財政分權(quán)的門檻效應(yīng)，即社會保障支出對城鄉(xiāng)居民收入差距影響的大小和方向都取決于財政分權(quán)大小。當(dāng)財政分權(quán)水平較低時，社會保障支出與城鄉(xiāng)收入差距存在顯著正相關(guān)關(guān)系，即社會保障支出的增加導(dǎo)致擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，只有當(dāng)財政分權(quán)跨越第二門檻值以后，社會保障支出才能對城鄉(xiāng)居民收入差距起到縮小的作用。實(shí)證結(jié)果還顯示城市化水平、對外開放程度、政府競爭的系數(shù)為正，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的系數(shù)為負(fù)，因此控制變量對城鄉(xiāng)收入差距的影響方向與上文動態(tài)面板模型估計結(jié)果保持一致。六、結(jié)論與政策建議（一）基本結(jié)論從財政分權(quán)和社會保障支出兩個方面來分析其對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響，得出以下結(jié)論：根據(jù)GMM動態(tài)面板研究的結(jié)果可知財政分權(quán)使得城鄉(xiāng)居民收入差距增大；因為我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)的特殊性，社會保障支出不但沒能起到縮小城鄉(xiāng)居民之間差距的作用，反而使其不斷擴(kuò)大。進(jìn)一步以財政分權(quán)為門檻變量做了面板門檻實(shí)證分析，結(jié)果表明：社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距的作用有明顯基于財政分權(quán)的雙門檻效應(yīng)。這主要是因為，財政分權(quán)水平較低時，地方政府的財力不足以支撐其支出責(zé)任，為了實(shí)現(xiàn)GDP考核目標(biāo)有限的社會保障支出會更傾向于城市，此時社會保障支出的增加會加劇城鄉(xiāng)收入差距；財政分權(quán)高于一定的水平時，財政分權(quán)體制得到較好的利用，且地方政府擁有信息優(yōu)勢，能更好的滿足公眾需求，在這種情況下，增加社會保障支出，有利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。（二）政策建議基于以上結(jié)論，給出以下幾點(diǎn)建議：首先，進(jìn)一步改革財政分權(quán)體制，完善財政分權(quán)制度。一方面，合理界定政府間事權(quán)與支出責(zé)任，不斷的完善省級以下的財政體制，加強(qiáng)縣級政府供應(yīng)基礎(chǔ)公共服務(wù)的財力保障能力。在中央與地方構(gòu)建社會保障方面的事權(quán)與支出責(zé)任相匹配的基礎(chǔ)上，中央政府須提高對地方在社會保障方面的轉(zhuǎn)移支付資金，降低地方尤其是貧困地區(qū)財政危機(jī)的可能性，進(jìn)一步的縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。另一方面，改革現(xiàn)行官員考核機(jī)制，建立體現(xiàn)民主、民權(quán)、民生的公共財政體制與實(shí)施模式，才能改變政府官員一味追逐GDP最大化的趨勢，而更多的關(guān)注民生、增加公共物品等供給從而提高居民收入水平，進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)收入差距。其次，要減小城鄉(xiāng)居民收入差距，須在合適的財政分權(quán)下減小城鄉(xiāng)社會保障的差距，加大農(nóng)村金融投資、促進(jìn)農(nóng)村社會保障體系的發(fā)展。并且近幾年，我國的財政社會保障支出應(yīng)以改善農(nóng)村社會保障水平為導(dǎo)向，提高最低社會保障標(biāo)準(zhǔn)，完善和優(yōu)化新農(nóng)合、醫(yī)療救助、基本養(yǎng)老保險等社保制度。參考文獻(xiàn)：[1]Barhan，P.Decentralizationof 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