財(cái)政支出對城鄉(xiāng)收入差距調(diào)節(jié)效應(yīng)研究
——來自中國省際面板的PVAR模型檢驗(yàn)

王曉丹，王佑茹

（東北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，吉林 長春 130000）

一、引 言

自改革開放以來，我國的經(jīng)濟(jì)建設(shè)突飛猛進(jìn)，城鄉(xiāng)居民生活水平得到不斷提高，然而在經(jīng)濟(jì)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(yán)峻，尤其是在城鄉(xiāng)之間。目前，黨的十九大工作報告強(qiáng)調(diào)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(jìn)收入提高的著力點(diǎn)。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(diào)節(jié)力度，促進(jìn)城鄉(xiāng)均衡發(fā)展，實(shí)現(xiàn)共同富裕。

近年來，城鄉(xiāng)差距問題不斷受到政府和學(xué)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(jù)國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2013年中國的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為26 467元，農(nóng)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(zhèn)居民人均可支配收入增長到42 359元，農(nóng)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。縱觀這一指標(biāo)，盡管城鄉(xiāng)收入差距有所緩解，但速度很慢，差距仍很明顯（3）。此外，有學(xué)者（Ahluwalia，1976；Mbaku，1997）［4-5］認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，人均財(cái)富增長會帶來收入差距的擴(kuò)大，而隨著經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步發(fā)展這種差距會自動縮減。但更多的學(xué)者（Kolko，1963；Korzeniewicz和Moran，2005；Sehrawat和Giri，2015）［6-8］已經(jīng)證明，這種自動縮減很難實(shí)現(xiàn)，起碼在短時間內(nèi)不會出現(xiàn)，因此，政府干預(yù)是必需的手段。

政府干預(yù)收入分配的方式主要通過財(cái)政手段進(jìn)行，其中財(cái)政支出對收入的干預(yù)是全方位的，既有補(bǔ)貼形式的直接干預(yù)，又有參與市場交換的間接影響。不同類型、規(guī)模的財(cái)政支出對于收入差距的干預(yù)程度和影響效果是不同的，如政府在市場上以商品和勞務(wù)的購買者身份出現(xiàn)，并與微觀主體進(jìn)行等價交換的購買性支出（社會科教文衛(wèi)支出、經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出等），其對社會生產(chǎn)就業(yè)產(chǎn)生直接影響，對收入差距有間接影響；而轉(zhuǎn)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(zhuǎn)移到目標(biāo)受眾手中，因此，其對收入差距有直接影響，對社會生產(chǎn)就業(yè)有間接影響。目前，對于政府財(cái)政支出能否干預(yù)城鄉(xiāng)收入差距以及干預(yù)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(shù)據(jù)模型檢驗(yàn)得出，社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)；而王煊和張揚(yáng)（2019）［10］運(yùn)用廣義矩估計(jì)方法，基于2007—2015年全國31個省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)卻得到了相反的結(jié)論。事實(shí)上，我國幅員遼闊，各地區(qū)在資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)上都存在較大差異，因此，研究不同類型的財(cái)政支出對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響，不能僅從全國范圍考察，還需分區(qū)域進(jìn)行。

二、文獻(xiàn)綜述

一些學(xué)者認(rèn)為，財(cái)政支出能夠有效地縮減城鄉(xiāng)收入差距。其中，Clomm和Ravikumar（1992）［11］提出了一個具有異質(zhì)代理的世代交疊模型，發(fā)現(xiàn)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(cái)政其他分項(xiàng)支出同樣對城鄉(xiāng)收入差距的調(diào)節(jié)具有積極效果。冉光和與唐文（2007）［12］運(yùn)用1978—2004年的省級面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出份額增加有利于縮減城鄉(xiāng)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(jié)構(gòu)性收入差距的視角，得出財(cái)政支農(nóng)支出會縮減城鄉(xiāng)收入差距，財(cái)政公共安全支出能縮小城鄉(xiāng)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(shù)據(jù)進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距的作用存在著門檻效應(yīng)，只有當(dāng)財(cái)政分權(quán)程度高于一定水平時，才能有效縮減城鄉(xiāng)收入差距。胡佳和楊運(yùn)忠（2019）［15］運(yùn)用2008—2017年31省份的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建動態(tài)面板回歸模型，研究得出在財(cái)政分權(quán)制度下，政府社會保障支出和支農(nóng)支出有利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

另一部分學(xué)者認(rèn)為，財(cái)政支出不僅不能有效調(diào)節(jié)城鄉(xiāng)收入差距，甚至還有可能擴(kuò)大這種差距。沈坤榮和張璟（2007）［16］利用1978—2004年的數(shù)據(jù)，采用多變量回歸和Granger因果檢驗(yàn)方法發(fā)現(xiàn)，政府財(cái)政支出對于降低城鄉(xiāng)收入差距的作用效果并不明顯。還有研究表明，在財(cái)政分權(quán)的背景下，即使財(cái)政投入總量增加了，城鄉(xiāng)收入差距也未必會縮?。惏财胶投沤鹋妫?010）［17］。劉叔申和呂凱波（2011）［18］利用1978—2006年省級面板數(shù)據(jù)回歸發(fā)現(xiàn)，財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對是否能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距不明確，而行政管理支出則會增加城鄉(xiāng)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(shù)據(jù)，通過動態(tài)系統(tǒng)廣義矩方法發(fā)現(xiàn)，社會保障支出表現(xiàn)出明顯的城市偏好，隨著財(cái)政社會保障支出的上升，城鄉(xiāng)間收入差距也隨著擴(kuò)大，兩者存在正相關(guān)關(guān)系；朱德云和董迎迎（2017）［9］也得出了類似的結(jié)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(qū)）數(shù)據(jù)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)林水事務(wù)的增加不能提高農(nóng)村居民收入，進(jìn)而不利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，科學(xué)技術(shù)支出更是加大了城鄉(xiāng)收入差距。在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)背景下，政府過度地追求“效率”也會使財(cái)政支出不斷地?cái)U(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距（廖信林，2012）［21］。還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，即使財(cái)政農(nóng)業(yè)支出有利于促進(jìn)農(nóng)民增收，但其對縮小城鄉(xiāng)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(cái)政支出是否能夠調(diào)節(jié)城鄉(xiāng)收入差距、調(diào)節(jié)的方向以及作用大小，學(xué)者們進(jìn)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(cái)政支出中的一些分類項(xiàng)目，如經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出、社會保障支出、科教文衛(wèi)支出等在不同地區(qū)對城鄉(xiāng)收入差距的作用效果存在著差異。對于財(cái)政支出影響城鄉(xiāng)收入差距的效果，大多學(xué)者并未考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動態(tài)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(cái)政分項(xiàng)支出的影響（徐倩和李放，2012；郭平和周潔，2016）［19，14］?；诖?，本文充分考慮各項(xiàng)財(cái)政支出對城鄉(xiāng)收入差距的政策滯后性等動態(tài)因素，選取2007—2019年省際面板數(shù)據(jù)，利用面板向量自回歸（PVAR）模型將各財(cái)政分項(xiàng)支出納入其中，分區(qū)域分析各財(cái)政分項(xiàng)支出對城鄉(xiāng)收入差距的平抑效果。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）理論模型

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

Love和Zicchino（2006）［24］在Holtz等 的 研 究（1988）［25］基礎(chǔ)上完善了面板向量自回歸（PVAR）模型式（1），PVAR沿襲了VAR將內(nèi)生變量滯后項(xiàng)納入模型的優(yōu)點(diǎn)，且利用面板數(shù)據(jù)能夠有效解決個體異質(zhì)性問題。

自PVAR被提出以來，這一模型對經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的分析能力受到了很多學(xué)者的青睞，黃寧和郭平（2015）［26］將它應(yīng)用到宏觀經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域；胡文駿（2017）［27］將它進(jìn)一步擴(kuò)展到財(cái)政分析中，研究個人所得稅對收入分配的調(diào)節(jié)。本文的研究目的是揭示財(cái)政各分項(xiàng)支出對城鄉(xiāng)收入差距的動態(tài)影響，因此，借鑒胡文駿的做法，將財(cái)政各分項(xiàng)支出的滯后項(xiàng)、城鄉(xiāng)收入差距的滯后項(xiàng)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(shù)；i為個體截面單位；t為時間跨度；p代表滯后階數(shù)；sechi,t-j代表社會科教文衛(wèi)支出占比；ecoi,t-j代表經(jīng)濟(jì)建設(shè)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(xiàng)；αj、βj為模型待估參數(shù)；CVi,t-j為控制變量；θi為個體固定效應(yīng)，可利用向前均值差分Hermlet轉(zhuǎn)換方法消除（Holtz等，1988）［25］；φt為時間固定效應(yīng)（4）；εit是白噪聲擾動項(xiàng)（5）。由于動態(tài)模型存在動態(tài)數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)引發(fā)的內(nèi)生性問題，容易導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)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(shè)定及數(shù)據(jù)來源

受制于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)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(qū)）的財(cái)政支出構(gòu)成平衡面板數(shù)據(jù)。

1.被解釋變量

由于泰爾指數(shù)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(xiāng)收入差距主要體現(xiàn)兩端的變化，因此，為反映各財(cái)政分項(xiàng)支出占比對城鄉(xiāng)收入差距的調(diào)節(jié)能力，本文選取泰爾指數(shù)（theil）作為城鄉(xiāng)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(guān)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省份國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展公報等。

2.核心解釋變量

根據(jù)財(cái)政支出的目的，本文將財(cái)政一般公共預(yù)算支出分為社會科教文衛(wèi)支出、經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出和社會保障支出。①社會科教文衛(wèi)支出，是指國家對科學(xué)、教育、文化、衛(wèi)生、體育的經(jīng)費(fèi)、研究費(fèi)用和補(bǔ)貼支出，主要包括教育、科技、文化、旅游、體育、媒體、衛(wèi)生支出等。②經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出是指國家用于生產(chǎn)性投資和基本建設(shè)的財(cái)政支出，主要包括國防支出、公共安全支出、環(huán)境保護(hù)支出、農(nóng)林水務(wù)支出、交通運(yùn)輸支出等。③社會保障支出是指國家用于城鄉(xiāng)人民生活困難的救濟(jì)支出和用于自然災(zāi)害地區(qū)人民安置救濟(jì)的支出，主要包括社會保障和就業(yè)支出。本文采用各財(cái)政分項(xiàng)支出占財(cái)政一般公共預(yù)算支出的比例作為核心解釋變量，其中，社會科教文衛(wèi)支出占比為sech，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出占比為eco，社會保障支出為ssecu。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局及2008—2020年各省份統(tǒng)計(jì)年鑒。

3.控制變量

為了更準(zhǔn)確地衡量財(cái)政支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文選擇工業(yè)化水平（indulevel）作為控制變量。工業(yè)化水平可以反映各省份的現(xiàn)代化發(fā)展水平，為了進(jìn)一步控制工業(yè)化發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文通過工業(yè)增加值占區(qū)域GDP的比重來衡量工業(yè)化水平。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)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(tǒng)計(jì)及變化趨勢

由于我國不同地區(qū)存在著較大的區(qū)域異質(zhì)性，因此，本文進(jìn)一步將總樣本劃分為東部、中部、西部三個子樣本（6）。實(shí)證分析前，具體的變量描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果見表2所列。

由表2可知，2007—2019年全國城鄉(xiāng)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(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距較小，而位于內(nèi)陸相對落后地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距較大，差距水平均超過了0.1，說明區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

從財(cái)政分項(xiàng)支出的角度來看，首先，社會科教文衛(wèi)支出在全國、東部和中部占比最大；其次，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出，兩者占比均達(dá)20%以上；最后，社會保障支出，占比為10%以上。西部地區(qū)略有不同，為了實(shí)現(xiàn)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速崛起，2006年國務(wù)院通過了《西部大開發(fā)“十一五”規(guī)劃》，自此對西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施和生態(tài)環(huán)境建設(shè)進(jìn)行了大量投入，因此，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出占比近30%，其次是社會科教文衛(wèi)支出，最后是社會保障支出。對于工業(yè)化水平而言，2007—2019年各地區(qū)工業(yè)化水平的均值均在0.4以上，表明我國工業(yè)化水平已經(jīng)較高。

泰爾指數(shù)在各樣本中的變化趨勢如圖1所示，與先前的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果相同，西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距最大且高于全國水平，2007年高達(dá)0.2，隨后逐年降低，控制在0.1～0.15之間，中部地區(qū)和東部地區(qū)均處于全國水平之下，且呈現(xiàn)差距逐年縮小的態(tài)勢。表明我國各地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距正朝著向好的縮小態(tài)勢發(fā)展，其中，西部差距的縮小最為明顯，各地區(qū)之間的城鄉(xiāng)收入差距也逐漸趨同，地區(qū)間差異逐年減小。

圖1 2007—2019年泰爾指數(shù)的變化趨勢

圖2為2007—2019年財(cái)政一般公共預(yù)算支出的變化趨勢。

圖2 2007—2019年財(cái)政一般公共預(yù)算支出的變化趨勢

從圖2可以看出，2007年以來東部地區(qū)財(cái)政預(yù)算支出一直是居于高位，2019年已達(dá)11 154.57億元，緊隨其后是與全國平均水平相近的中部地區(qū)，最后是西部地區(qū)。與圖1各地區(qū)泰爾指數(shù)變化趨勢相反，地區(qū)間財(cái)政支出的差距呈現(xiàn)逐年擴(kuò)大的趨勢。這表明，我國的財(cái)政在區(qū)域經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的地區(qū)會投入相對較多，以期讓發(fā)達(dá)地區(qū)作為繼續(xù)發(fā)揮統(tǒng)領(lǐng)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展龍頭的引擎。

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

（一）面板向量自回歸模型（PVAR）的檢驗(yàn)

數(shù)據(jù)處理及模型應(yīng)用。為剔除價格因素對通貨膨脹的影響，提高模型估計(jì)的精確性，本文按照不變價格（7）計(jì)算各財(cái)政支出占比變量和工業(yè)化水平變量。同時，為了分析樣本中各財(cái)政分項(xiàng)支出占比對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響，本文基于前文的指標(biāo)設(shè)計(jì)對式（2）進(jìn)行估計(jì)。

變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在估計(jì)面板向量自回歸模型之前，為了避免變量觀測數(shù)據(jù)不穩(wěn)定導(dǎo)致的虛假回歸，同時考慮檢驗(yàn)的穩(wěn)健性，本文分別使用LLC（同質(zhì)面板假設(shè)）和Fisher ADF（異質(zhì)面板假設(shè)）進(jìn)行單根檢驗(yàn)，以此考察四個樣本（全國、東部、中部、西部）中各變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，結(jié)果見表3所列。

表3 面板單位根檢驗(yàn)

表3的檢驗(yàn)結(jié)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(shè)，為平穩(wěn)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(cái)政分項(xiàng)支出占比對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。

模型最優(yōu)滯后階數(shù)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(gòu)建AIC、BIC和HQIC統(tǒng)計(jì)量來判定模型的最優(yōu)滯后期。

根據(jù)表4所列，從各樣本最優(yōu)滯后階數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果來看，全樣本選擇滯后階數(shù)為4期；東部樣本選擇滯后階數(shù)為1期；中部地區(qū)樣本選擇滯后階數(shù)為2期；西部樣本選擇滯后階數(shù)為3期。由面板單位根檢驗(yàn)和最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)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(zhuǎn)換方法消除個體固定效應(yīng)，然后使用GMM方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，并進(jìn)一步進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

表4 各樣本模型的最優(yōu)滯后階數(shù)

（二）PVAR模型參數(shù)的GMM估計(jì)

本文對各個樣本PVAR模型下的財(cái)政分項(xiàng)支出占比與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系展開研究，主要目的在于判斷財(cái)政支出中各部分占比對城鄉(xiāng)收入差距是否存在顯著影響，是正向影響還是負(fù)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(shù)估計(jì)結(jié)果。各財(cái)政分項(xiàng)支出占比對城鄉(xiāng)收入差距的影響方向見表5所列。

表5 各財(cái)政分項(xiàng)支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響方向

根據(jù)表5的結(jié)果，社會科教文衛(wèi)支出占比（sech）的增加會顯著縮減全國和西部地區(qū)的城鄉(xiāng)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(nèi)，特別是西部地區(qū)，社會科教文衛(wèi)支出在城鎮(zhèn)與農(nóng)村之間得到了合理的分配，資金使用效率提高。

經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出占比（eco）的增加會顯著擴(kuò)大全國和西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距、縮減中部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，而對中部則無明顯影響。這在一定程度上說明經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出帶來的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，拉動了中部地區(qū)農(nóng)村居民向城市轉(zhuǎn)移的進(jìn)程，進(jìn)而帶動農(nóng)村居民收入的增加，縮減了中部的城鄉(xiāng)收入差距。反觀西部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出可能存在著向城市地區(qū)傾斜的現(xiàn)象，從而擴(kuò)大了收入差距。這說明經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出存在“庫茲涅茨效應(yīng)”，即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對高的中部地區(qū)，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平已經(jīng)超過了庫茲涅茨轉(zhuǎn)折點(diǎn)，因此，能夠帶來更公平的城鄉(xiāng)收入分配；而在經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對低的西部，仍以經(jīng)濟(jì)效率為先，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出占比提高不利于城鄉(xiāng)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(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，對西部地區(qū)和全國而言反而有擴(kuò)大作用，對東部地區(qū)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(yīng)”，究其原因，可能是在中部地區(qū)，社會保障支出加強(qiáng)了農(nóng)村社會保障體系建設(shè)，將廣大農(nóng)民納入了社會保障體系之內(nèi)，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(yuǎn)地區(qū)和貧困地區(qū)的社會保障體系不完善，進(jìn)一步阻礙了西部城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

對于控制變量工業(yè)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(zhì)性。在全樣本中，工業(yè)化水平越高越有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，而在西部地區(qū)恰恰相反，工業(yè)化反而不利于城鄉(xiāng)收入差距的縮減，對于東部和中部地區(qū)，則沒有顯著影響。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上文的計(jì)量分析中，被解釋變量泰爾指數(shù)考慮了城鎮(zhèn)和農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)的變化。在已有的研究中，除泰爾指數(shù)外，一些學(xué)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(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入比來衡量城鄉(xiāng)收入差距，該指標(biāo)可以直觀地衡量城鄉(xiāng)收入差距的相對變化趨勢?；诖?，用“城鎮(zhèn)人均可支配收入/農(nóng)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(yàn)上述結(jié)論的穩(wěn)健性。

表2和表3顯示了gap指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)和單位根檢驗(yàn)結(jié)果。從表2可以看出，用來衡量城鄉(xiāng)相對收入差距的gap指標(biāo)與泰爾指數(shù)（theil）呈現(xiàn)相同的趨勢；表3結(jié)果表明，gap指標(biāo)是平穩(wěn)的，能夠進(jìn)行PVAR模型分析。表4顯示了當(dāng)被解釋變量為gap時各樣本的最優(yōu)滯后階數(shù)，可以看到，在替換被解釋變量為gap后，模型的最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果不變。

替換被解釋變量后PVAR模型回歸分析的結(jié)果見表6所列，與表5相比，除了中部地區(qū)工業(yè)化水平由不顯著變?yōu)轱@著為負(fù)以外，核心解釋變量的顯著性及其影響方向與表5結(jié)果保持一致。由此可見，上述的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表6 各財(cái)政分項(xiàng)支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響方向

（四）脈沖響應(yīng)分析

為更清晰地量化財(cái)政分項(xiàng)支出占比對于城鄉(xiāng)收入差距的動態(tài)影響，本文繼續(xù)考察各財(cái)政支出占比對城鄉(xiāng)收入差距有顯著影響的脈沖響應(yīng)情況。由于我國地方政府的任期一般為10年，因此，脈沖響應(yīng)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(biāo)準(zhǔn)差沖擊，theil始終顯示明顯的負(fù)效應(yīng)，響應(yīng)幅度隨著期數(shù)的增加先增強(qiáng)再減弱。這說明在短期內(nèi)增加對社會科教支出的財(cái)政投入，能夠有效地調(diào)節(jié)城鎮(zhèn)與農(nóng)村地區(qū)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(biāo)準(zhǔn)差沖擊，從圖3b來看，theil表現(xiàn)為明顯的正效應(yīng)，響應(yīng)幅度逐期增強(qiáng)但趨勢平緩，即經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出占比的沖擊對城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大影響在短期內(nèi)雖然有增強(qiáng)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(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)（全國）

從圖4a來看，對于來自ssecu的一個正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，theil表現(xiàn)為明顯的波動效應(yīng)，響應(yīng)幅度在第3期最強(qiáng)，即社會保障支出占比的沖擊對城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大影響在短期有明顯的增強(qiáng)作用，但長期而言，這種作用呈現(xiàn)收斂的趨勢。從圖4b來看，對于indulevel而言，來自工業(yè)化水平的沖擊對城鄉(xiāng)收入差距的影響僅在前期有擴(kuò)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(yè)化在短期不利于城鄉(xiāng)收入的公平分配，但從長遠(yuǎn)角度來看，其帶來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展最終會有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮減和社會公平的實(shí)現(xiàn)。

圖4 theil對于分別來自ssecu和indulevel一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)（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(xiàn)微小的負(fù)效應(yīng)，響應(yīng)幅度在第2期最強(qiáng)，之后表現(xiàn)為明顯的收斂趨勢，即經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出占比的沖擊對城鄉(xiāng)收入差距的影響只在短期內(nèi)有微小的縮減作用。從圖5b來看,對于來自ssecu的一個正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，結(jié)果與eco響應(yīng)情況相似，即社會保障支出占比的沖擊，對城鄉(xiāng)收入差距的影響有微小的縮小作用，且只在短期內(nèi)存在。

圖5 theil對于分別來自eco和ssecu一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)（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(biāo)準(zhǔn)差沖擊，theil顯示明顯的負(fù)向波動，響應(yīng)幅度逐漸增強(qiáng)，即社會科教文衛(wèi)支出占比的沖擊對城鄉(xiāng)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(qiáng)。從圖6b來看，對于來自eco的一個正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，theil表現(xiàn)為穩(wěn)定較弱的正向波動，即隨著期數(shù)的增加，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出占比的沖擊對城鄉(xiāng)收入差距的不利影響較小且趨勢平穩(wěn)。

圖6 theil對于分別來自sech和eco一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)（西部）

從圖7a來看，對于來自ssecu的一個正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，theil呈現(xiàn)正向波動態(tài)勢，即社會保障支出占比的沖擊對于城鄉(xiāng)收入差距的不利影響在短期內(nèi)有波動，長期卻呈現(xiàn)平緩趨勢且在第10期表現(xiàn)出收斂態(tài)勢。從圖7b來看，對于來自indulevel的一個正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，theil表現(xiàn)正向的平穩(wěn)波動，即工業(yè)化水平的沖擊對西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大作用呈現(xiàn)長期平穩(wěn)的趨勢，且在第10期后有收斂的態(tài)勢。

圖7 theil對于分別來自ssecu和indulevel一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)（西部）

綜上所述，在各地區(qū)樣本中，財(cái)政各分項(xiàng)支出占比對城鄉(xiāng)收入差距的脈沖響應(yīng)情況呈現(xiàn)不同狀態(tài)的波動。

五、結(jié)論及政策建議

（一）研究結(jié)論

本文利用PVAR模型檢驗(yàn)了2007—2019年我國政府各財(cái)政分項(xiàng)支出占比對城鄉(xiāng)收入差距的調(diào)節(jié)效應(yīng)，得出以下結(jié)論：

第一，社會科教文衛(wèi)支出占比的提高能夠顯著縮小全國特別是西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距，對東部和中部地區(qū)無明顯影響，且社會科教文衛(wèi)支出占比對西部地區(qū)城鄉(xiāng)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(wèi)支出在西部地區(qū)城鄉(xiāng)間得到了合理的分配，通過提高農(nóng)戶的健康、教育等人力資本投入，促進(jìn)農(nóng)戶增收從而縮減了城鄉(xiāng)收入差距。

第二，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出占比的提高有利于縮小中部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，但對西部地區(qū)有擴(kuò)大作用，對東部地區(qū)無明顯影響。從脈沖響應(yīng)結(jié)果來看，其對中部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距僅在短期內(nèi)有縮減作用對西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距有擴(kuò)大作用且呈現(xiàn)穩(wěn)定的態(tài)勢。這說明經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出存在“庫茲涅茨效應(yīng)”，即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對高的中部地區(qū)能夠帶來更公平的城鄉(xiāng)收入分配，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對低的西部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出可能存在向城市傾斜的現(xiàn)象。

第三，社會保障支出占比的提高能有效縮減中部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，但在西部地區(qū)反而有擴(kuò)大作用，對東部地區(qū)無明顯影響。從脈沖響應(yīng)結(jié)果看，其對中部地區(qū)的縮減作用僅在短期存在，對西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大作用呈現(xiàn)長期平緩趨勢，但在第10期表現(xiàn)為收斂態(tài)勢。這說明社會保障支出同樣存在“庫茲涅茨效應(yīng)”，即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較高的中部地區(qū)，農(nóng)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(xiāng)收入差距；而在經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對落后的西部地區(qū)，特別是邊遠(yuǎn)貧困人口和少數(shù)民族地區(qū)，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(xiāng)收入差距的縮小。

第四，提升工業(yè)化水平有利于縮小全國范圍內(nèi)的城鄉(xiāng)收入差距，但會加劇西部的城鄉(xiāng)收入差距。從脈沖響應(yīng)的結(jié)果來看，工業(yè)化水平在短期內(nèi)不利于城鄉(xiāng)收入分配公平，但從長遠(yuǎn)看，其帶來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有利于全國范圍城鄉(xiāng)收入差距的縮減和社會公平的實(shí)現(xiàn)。這說明工業(yè)化存在“涓滴”效應(yīng)，由工業(yè)化水平高的城鎮(zhèn)地區(qū)通過消費(fèi)、就業(yè)等方面惠及工業(yè)化水平較低的農(nóng)村地區(qū)，最終帶動農(nóng)村的發(fā)展和富裕，達(dá)到縮減城鄉(xiāng)收入差距的效果。

（二）政策建議

財(cái)政手段對城鄉(xiāng)收入差距的調(diào)節(jié)作用始終占據(jù)著一席之地，其中財(cái)政支出調(diào)節(jié)收入分配的作用效果存在著地區(qū)異質(zhì)性。因此，想要利用財(cái)政分項(xiàng)支出占比的調(diào)整，更好地實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民的收入分配、縮小城鄉(xiāng)收入差距，必須從我國實(shí)際情況出發(fā)，基于國情對財(cái)政支出進(jìn)行相應(yīng)的改革。

第一，繼續(xù)加大西部地區(qū)財(cái)政投入，特別是社會科教文衛(wèi)支出和經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出，實(shí)現(xiàn)區(qū)域內(nèi)部均衡發(fā)展。本文的實(shí)證結(jié)果表明，社會科教文衛(wèi)支出占比的增加有利于縮小西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，且這種縮減作用逐期增強(qiáng)。因此，西部地區(qū)的地方政府應(yīng)該繼續(xù)加大對科學(xué)文化事業(yè)的投入，在全力促進(jìn)西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時，完善城鄉(xiāng)衛(wèi)生服務(wù)網(wǎng)絡(luò)，健全公共衛(wèi)生體系，全面推進(jìn)西部科教文衛(wèi)事業(yè)全面發(fā)展。盡管本文實(shí)證結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出占比的增加會帶來城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，但依然要大力加強(qiáng)西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)建設(shè)，使經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出帶來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平早日跨過“庫茲涅茨”拐點(diǎn)，從而進(jìn)一步縮減城鄉(xiāng)收入差距。

第二，加強(qiáng)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出占財(cái)政支出的比重，協(xié)調(diào)中部城鄉(xiāng)均衡發(fā)展。本文的實(shí)證結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出占比提高有利于縮小中部地區(qū)的城鄉(xiāng)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(qū)經(jīng)濟(jì)建設(shè)的投資貸款，加大經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出比重并優(yōu)化其支出結(jié)構(gòu)，以此刺激總需求增長，進(jìn)而降低農(nóng)民失業(yè)率，增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出對中部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的縮減能力，最后達(dá)到縮減城鄉(xiāng)收入差距的效果。

第三，改革全國范圍內(nèi)特別是西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出和社會保障支出的城市偏向性，統(tǒng)籌西部城鄉(xiāng)發(fā)展。本文的實(shí)證結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出和社會保障支出占比增加會擴(kuò)大西部城鄉(xiāng)收入差距，前者對城鄉(xiāng)收入差距的不利影響呈現(xiàn)平穩(wěn)的趨勢，后者在短期內(nèi)有波動，呈現(xiàn)長期平緩趨勢。這表明西部地區(qū)的基礎(chǔ)建設(shè)和社會保障支出呈現(xiàn)城市化趨勢，對農(nóng)村建設(shè)投入嚴(yán)重不足，應(yīng)提高其用于農(nóng)村的比例，特別是少數(shù)民族地區(qū)和偏遠(yuǎn)地區(qū)，以促進(jìn)西部落后農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，克服因基礎(chǔ)設(shè)施落后而形成的發(fā)展瓶頸問題，并讓社會保障對西部農(nóng)村居民發(fā)揮出其應(yīng)有的“兜底”作用，改變城鄉(xiāng)收入差距較大的面貌，使其盡快進(jìn)入“庫茲涅茨”（Kuznets）轉(zhuǎn)折點(diǎn)。

第四，加大中部地區(qū)社會保障投入，建立長效的農(nóng)村社會保障體系。本文的實(shí)證結(jié)果表明，社會保障支出占比的增加有利于縮減中部地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距，但這種動態(tài)影響效果較小。因此，要協(xié)調(diào)好中部地區(qū)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展，加快加強(qiáng)農(nóng)村社會保障體系建設(shè)，充分發(fā)揮農(nóng)村社會保障的分配功能，著力落實(shí)農(nóng)村基本養(yǎng)老、基本醫(yī)療和最低生活保障制度，扎實(shí)推進(jìn)新農(nóng)保制度試點(diǎn)工作，增強(qiáng)社會保障對中部城鄉(xiāng)收入差距的縮減效果。

第五，優(yōu)化東部地區(qū)的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)。本文的實(shí)證結(jié)果表明，各財(cái)政分項(xiàng)支出占比對東部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距無顯著影響。這說明，盡管東部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距相對較小，但東部地區(qū)財(cái)政資金使用帶來的效益不高，因此，該地區(qū)地方政府應(yīng)對財(cái)政管理工作完成情況進(jìn)行績效考核，采取有效的激勵措施，積極推進(jìn)財(cái)政資金的統(tǒng)籌使用，進(jìn)一步縮小東部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距。

注 釋：

（1）2020年底，中國如期完成新時代脫貧攻堅(jiān)目標(biāo)任務(wù)，現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下9 899萬農(nóng)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(qū)域性整體貧困得到解決，完成了消除絕對貧困的艱巨任務(wù)。

（2）2008年1月30日，改革開放以來第十個以“三農(nóng)”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(guān)于加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新持續(xù)增強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品供給保障能力的若干意見》下發(fā)；2021年，財(cái)政部、農(nóng)業(yè)農(nóng)村部出臺了關(guān)于糧食生產(chǎn)發(fā)展、耕地保護(hù)與質(zhì)量提升、種業(yè)創(chuàng)新發(fā)展、畜牧業(yè)健康發(fā)展等強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)政策。

（3）據(jù)《2018年中國住戶調(diào)查年鑒》顯示，2017年我國基尼系數(shù)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(yīng)而言，因后文已采取相關(guān)指數(shù)（消費(fèi)者價格指數(shù)和地區(qū)生產(chǎn)指數(shù)）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(yīng)。

（5）對于模型式（2）的參數(shù)估計(jì)，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(tǒng)計(jì)局公布的劃分方法，東部地區(qū)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(qū)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(qū)包括內(nèi)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(cái)政支出變量采用歷年各省份居民消費(fèi)價格指數(shù)（CPI）進(jìn)行調(diào)整，地區(qū)生產(chǎn)總值和工業(yè)增加值采用地區(qū)生產(chǎn)指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。

（8）在相關(guān)收入數(shù)據(jù)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(diào)整至不變價格。