財(cái)政支出、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、投資結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響研究

張寬　漆雁斌

內(nèi)容摘要：財(cái)政政策作為地方政府調(diào)節(jié)收入分配的主要政策工具，長(zhǎng)期以來(lái)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生了重要影響。本文以新疆1985-2013年的數(shù)據(jù)為例，在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)背景下，將財(cái)政城鄉(xiāng)支出結(jié)構(gòu)指標(biāo)作為核心解釋變量，分析其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。同時(shí)將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和固定資產(chǎn)投資等變量納入分析框架，利用SVAR模型分析發(fā)現(xiàn)：財(cái)政支出的非農(nóng)偏好對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響最大；城鄉(xiāng)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距的擴(kuò)大是影響城鄉(xiāng)收入水平比的直接原因；社會(huì)固定資產(chǎn)在城鄉(xiāng)之間人均投資非平等性通過(guò)影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生了間接影響。總之城鄉(xiāng)財(cái)政支出、投資和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，這種影響效力存在一定滯后性。

關(guān)鍵詞：財(cái)政支出 投資結(jié)構(gòu) 收入差距 SVAR模型

引言

改革開放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速發(fā)展，一直堅(jiān)持的“效率優(yōu)先兼顧公平”的原則雖然使我國(guó)經(jīng)濟(jì)總量增長(zhǎng)迅速，但社會(huì)財(cái)富積累的非均衡發(fā)展日益嚴(yán)重，社會(huì)貧富差距一直處于警戒線以上，城鄉(xiāng)收入差距過(guò)大將不利于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)甚至宏觀經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展（Perptti，1996；Panizza，2002；陸銘等，2005）。應(yīng)當(dāng)承認(rèn)收入差距特別是城鄉(xiāng)收入差距隨著經(jīng)濟(jì)總量增加呈現(xiàn)不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)，引起城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的原因是多方面的，其中財(cái)政支出就是一個(gè)重要原因。十八屆三中全會(huì)將財(cái)政定位于“財(cái)政是國(guó)家治理的基礎(chǔ)和重要支柱”，隨著《深化財(cái)稅體制改革總體方案》的發(fā)布，新一輪財(cái)稅體制改革全面啟動(dòng)。國(guó)內(nèi)學(xué)者們對(duì)財(cái)政支出與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系進(jìn)行廣泛和深入的研究，但研究結(jié)論大相徑庭，主要有以下兩種觀點(diǎn)：

第一種觀點(diǎn)認(rèn)為城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)體制下，財(cái)政支出擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。孟勇（2009）認(rèn)為財(cái)政支出有利于城鎮(zhèn)居民收入增加，拉大了城鄉(xiāng)居民收入差距。廖信林（2012）利用SVAR模型分析認(rèn)為當(dāng)前過(guò)分偏向城市的財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距變動(dòng)產(chǎn)生正效應(yīng)。付曉楓等（2014）從收入彈性視角進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明城鎮(zhèn)居民的財(cái)政支出收入彈性大于農(nóng)村居民。趙霞等（2014）認(rèn)為經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)應(yīng)扭轉(zhuǎn)財(cái)政支出等方面的城市偏向政策，促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展。

第二種觀點(diǎn)則從支出項(xiàng)目來(lái)研究財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，認(rèn)為不同項(xiàng)目支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響不同。李海江等（2008）對(duì)云南財(cái)政支出項(xiàng)目與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)支出等民生支出增加有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，而行政管理支出則起相反作用。陳安平等（2010）基于系統(tǒng)廣義矩估計(jì)表明只有傾向農(nóng)業(yè)投入和科教文衛(wèi)支出增加的財(cái)政結(jié)構(gòu)才能縮小城鄉(xiāng)收入差距。錢爭(zhēng)鳴等（2014）利用非參數(shù)可加模型的研究結(jié)果認(rèn)為應(yīng)加大對(duì)西部地區(qū)的農(nóng)村財(cái)政投入，以實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)之間長(zhǎng)期均衡發(fā)展。

長(zhǎng)期以來(lái)由于城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)非均衡發(fā)展，我國(guó)形成了獨(dú)特的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征。本文在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)背景下，重點(diǎn)分析財(cái)政支出、固定資產(chǎn)投資與城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。

模型構(gòu)建與指標(biāo)選取

（一）結(jié)構(gòu)向量自回歸（SVAR）模型

SVAR模型是向量自回歸模型（VAR）的結(jié)構(gòu)表達(dá)式（西姆斯1980年提出了VAR模型）。VAR模型把每一個(gè)外生變量作為所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造模型，是包含多個(gè)方程的非結(jié)構(gòu)化模型，從而對(duì)所有內(nèi)生經(jīng)濟(jì)變量關(guān)系進(jìn)行動(dòng)態(tài)性描述。VAR模型建模過(guò)程不依靠相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)，是建立在經(jīng)濟(jì)變量統(tǒng)計(jì)性質(zhì)的基礎(chǔ)上，一般性的無(wú)約束VAR模型不能考察經(jīng)濟(jì)變量之間的結(jié)構(gòu)性關(guān)系，主要是因?yàn)闊o(wú)約束的向量自回歸模型中隨機(jī)擾動(dòng)向量的方差-協(xié)方差矩陣將經(jīng)濟(jì)變量的結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)性轉(zhuǎn)移了。一般地，一個(gè)滯后P階的VAR模型一般形式可以表示為：

矩陣Ψ的主對(duì)角元素均為1，如果該矩陣為下三角矩陣，則類似的約束常被稱為“伍德因果鏈”（Wold Causal Chian：WCC）約束，WCC約束給出了一個(gè)遞歸的SVAR系統(tǒng)，包含了n（n-1）/2個(gè)約束條件，n為內(nèi)生變量個(gè)數(shù)。Π為結(jié)構(gòu)式中滯后內(nèi)生變量的系數(shù)矩陣，μt系數(shù)矩陣為單位矩陣的結(jié)構(gòu)誤差項(xiàng)。

（二）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

表1為相關(guān)變量的指標(biāo)構(gòu)建與說(shuō)明。YUrban表示城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，YRural為農(nóng)村居民人均純收入；FUrban與FRural為非農(nóng)財(cái)政支出和農(nóng)業(yè)財(cái)政支出；GUrban表示城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展總量，考慮到城鎮(zhèn)發(fā)展以二、三產(chǎn)業(yè)為主，因此用第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和作為代理變量，GRural表示農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展總量，用第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值表示。PUrban和PRural分別為城鎮(zhèn)戶籍人口和農(nóng)村戶籍人口，主要是考慮到戶籍制度對(duì)城鄉(xiāng)公共資源的影響。IUrban和IRural表示城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資。

1.城鄉(xiāng)收入差距（GAP）。借鑒李伶俐等（2013）、賀?。?013）等大多數(shù)研究文獻(xiàn)的指標(biāo)構(gòu)建方法，利用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值來(lái)表示城鄉(xiāng)收入差距，比值越大表明城鄉(xiāng)收入差距越大。

2.財(cái)政城鄉(xiāng)支出結(jié)構(gòu)（FINANCE）。為了體現(xiàn)財(cái)政支出的非農(nóng)偏好，更好地表示城鄉(xiāng)財(cái)政支出差距，分析其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，將財(cái)政支出結(jié)構(gòu)表示為城鎮(zhèn)居民人均財(cái)政支出與農(nóng)村居民人均財(cái)政支出的比值，該值越大表明財(cái)政支出的非農(nóng)偏好越強(qiáng)，城鄉(xiāng)財(cái)政支出差距越大。

3.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（RGDP）。衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)主要是人均GDP，為了體現(xiàn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距，利用城鎮(zhèn)人均GDP比農(nóng)村人均GDP，比值越大表示城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距越大。

4.固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)（INVESTMENT）。全社會(huì)固定資產(chǎn)投資可以分為農(nóng)村固定資產(chǎn)投資和城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資，利用城鎮(zhèn)人均固定資產(chǎn)投資與農(nóng)村人均固定資產(chǎn)投資比值來(lái)表示城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)，指標(biāo)值越大說(shuō)明非農(nóng)投資傾向越嚴(yán)重。

上述指標(biāo)的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來(lái)源于各年度的《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《新疆財(cái)政年鑒》。樣本數(shù)據(jù)為1985-2013年，由于本文所構(gòu)建指標(biāo)主要體現(xiàn)城鄉(xiāng)差距，因此并沒有利用物價(jià)指數(shù)平減剔除價(jià)格影響因素。采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析時(shí)，為了減弱異方差影響，將原始數(shù)據(jù)對(duì)數(shù)化，在原數(shù)據(jù)變量前加LN表示。從變量的描述性統(tǒng)計(jì)各項(xiàng)指標(biāo)來(lái)看，各變量的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)良好，可以進(jìn)行建模分析。

實(shí)證分析

（一）變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列數(shù)據(jù)由于其往往帶有嚴(yán)重的時(shí)間趨勢(shì)，不滿足現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)對(duì)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的定義，經(jīng)過(guò)對(duì)原始序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，原始序列均不平穩(wěn)，因此不能直接建立計(jì)量模型。常用的辦法是對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分，通常對(duì)時(shí)間序列取一階或者二階差分后，序列均能夠變得平穩(wěn)。對(duì)本文研究變量進(jìn)行一階差分后，經(jīng)過(guò)單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)均變得平穩(wěn)，屬于一階單整序列，符合建模要求，差分后的序列用在原變量名稱前加字母D表示，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

（二）協(xié)整分析

ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明本文研究的變量均為一階單整序列，符合進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整關(guān)系假設(shè)檢驗(yàn)的前提條件。由于VAR模型是一種對(duì)滯后期較為敏感的計(jì)量模型，在對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行JJ協(xié)整檢驗(yàn)前，必須要估計(jì)出VAR模型的最優(yōu)滯后期。滯后期的選擇標(biāo)準(zhǔn)主要是AIC、SC和LR等檢驗(yàn)結(jié)果，同時(shí)結(jié)合變量的自由度以及VAR模型的穩(wěn)定性。滯后期檢驗(yàn)結(jié)果表明，應(yīng)該建立滯后1期的VAR模型，同時(shí)經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)特征根倒數(shù)的模發(fā)現(xiàn)，均位于單位圓內(nèi)即小于1，因此建立的VAR模型是穩(wěn)定的，這為進(jìn)一步的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析奠定了基礎(chǔ)。表3協(xié)整檢驗(yàn)表明跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)均支持變量間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即城鄉(xiāng)收入差距、財(cái)政城鄉(xiāng)支出結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，這種均衡關(guān)系可以用協(xié)整方程表示為：

LNGAP=1.1017LNFINANCE+0.3908LNINVESTMENT+0.9863LNRGDP+4.2023

從長(zhǎng)期影響系數(shù)的符號(hào)來(lái)看，變量系數(shù)均為正，這是符合預(yù)期假設(shè)和經(jīng)濟(jì)理論的。財(cái)政支出通過(guò)財(cái)政轉(zhuǎn)移支付和財(cái)政投資對(duì)城鄉(xiāng)收入產(chǎn)生直接和間接的雙重影響，因此財(cái)政支出、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的長(zhǎng)期影響效力最大，達(dá)到1.1017。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效力大于固定資產(chǎn)投資，可能是因?yàn)楣潭ㄙY產(chǎn)投資對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響是間接的，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距對(duì)其影響是直接的。表4的VAR模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果表明除了投資結(jié)構(gòu)滯后期變量外，其他變量的滯后1期對(duì)城鄉(xiāng)收入差距都有正向的顯著性影響，影響效力從大到小依次是其本身、財(cái)政結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和投資結(jié)構(gòu)。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

基于VAR模型的格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，在LNGAP方程中，方程的聯(lián)合格蘭杰檢驗(yàn)非常顯著，除投資結(jié)構(gòu)變量外其余變量均是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因，說(shuō)明從數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)性質(zhì)來(lái)看，本文指標(biāo)構(gòu)建相對(duì)合理。

（四）SVAR模型參數(shù)估計(jì)及脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)圖很好地從時(shí)間效應(yīng)和沖擊強(qiáng)度兩個(gè)維度刻畫了城鄉(xiāng)收入差距對(duì)其他變量沖擊的響應(yīng)路徑。圖1中橫軸為時(shí)間年度，表示沖擊影響作用的滯后期數(shù)，縱軸表示城鄉(xiāng)收入差距的變化強(qiáng)度。從圖1中可以看出，第1期財(cái)政支出、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鄉(xiāng)投資信息對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的沖擊均為正，這符合本文的經(jīng)濟(jì)理論假設(shè)。在第1期，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)本身的新息反應(yīng)最為強(qiáng)烈，達(dá)到0.0487，說(shuō)明在當(dāng)期收入差距受本身影響較大；其次是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、投資和財(cái)政支出，然而未到第2期，財(cái)政支出變量信息對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的沖擊強(qiáng)度就超過(guò)了其他變量，并且持續(xù)上升在第3期達(dá)到頂峰，沖擊函數(shù)值達(dá)到0.6198，維持到第4期的高沖擊強(qiáng)度后開始走弱；城鄉(xiāng)收入差距變量對(duì)自身沖擊響應(yīng)開始為正后隨即迅速減弱，到第3期后投資和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的沖擊強(qiáng)度已經(jīng)超越了城鄉(xiāng)收入差距本身，分別達(dá)到0.0303和0.0348。

最后，隨著滯后期的增加各個(gè)變量對(duì)城鄉(xiāng)收入差距沖擊強(qiáng)度逐漸減弱，但財(cái)政變量的沖擊強(qiáng)度仍然維持在所有變量之上，其次是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、投資和城鄉(xiāng)收入差距本身。總體看來(lái)，財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有較強(qiáng)的正向作用，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和投資對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的正向影響效應(yīng)次之，并且均有2至3期的滯后期，這種正向效應(yīng)才能完全體現(xiàn)出來(lái)。

結(jié)論與啟示

本文利用新疆1985-2013年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，構(gòu)建了城鄉(xiāng)收入差距、財(cái)政城鄉(xiāng)支出結(jié)構(gòu)、投資結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等變量，利用協(xié)整理論，分析發(fā)現(xiàn)變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。變量的長(zhǎng)期影響效力系數(shù)表明，城鄉(xiāng)之間財(cái)政支出、固定資產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間的差距都有助于擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，其中城鄉(xiāng)之間財(cái)政支出差距對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有較強(qiáng)的影響。VAR參數(shù)估計(jì)發(fā)現(xiàn)，財(cái)政城鄉(xiāng)支出結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平滯后變量對(duì)城鄉(xiāng)收入差距都有顯著性影響，說(shuō)明財(cái)政城鄉(xiāng)支出差距和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響具有一定滯后期?；赟VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果與前面分析結(jié)論基本一致，過(guò)分偏向城市的財(cái)政支出和投資對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的變動(dòng)都產(chǎn)生正效應(yīng)，這與廖信林（2012）研究結(jié)果趨同。城鄉(xiāng)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差距也是城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的重要原因，這與我國(guó)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的現(xiàn)實(shí)相吻合。

以上研究結(jié)論對(duì)于統(tǒng)籌城鄉(xiāng)一體化發(fā)展、優(yōu)化財(cái)政支出、縮小城鄉(xiāng)收入差距具有以下政策啟示：第一，優(yōu)化財(cái)政支農(nóng)政策，增加財(cái)政支農(nóng)偏好。雖然每年國(guó)家的財(cái)政支農(nóng)資金絕對(duì)數(shù)保持較高增長(zhǎng)，但偏向農(nóng)村的財(cái)政支出占整個(gè)財(cái)政支出的比重并無(wú)明顯變化，財(cái)政的非農(nóng)偏好并無(wú)明顯改善。擴(kuò)大財(cái)政支農(nóng)在整個(gè)財(cái)政支出比例，加大對(duì)農(nóng)村公共服務(wù)等民生性財(cái)政支出，促進(jìn)城鄉(xiāng)公共服務(wù)均等化，是縮小城鄉(xiāng)收入差距的有力措施。第二，強(qiáng)化農(nóng)村投資偏好，扭轉(zhuǎn)長(zhǎng)期以來(lái)存在的投資非農(nóng)偏好問(wèn)題。由于農(nóng)村投資回報(bào)率較低、周期長(zhǎng)等問(wèn)題，長(zhǎng)期以來(lái)投資非農(nóng)偏好嚴(yán)重，應(yīng)該充分利用財(cái)政政策結(jié)合引導(dǎo)社會(huì)資本加大對(duì)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入，改善農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境，讓農(nóng)村共享改革開放成果，建設(shè)幸福新村。第三，加快現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展，促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)提質(zhì)增效。城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差距對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有直接影響，應(yīng)該積極發(fā)展農(nóng)村特色產(chǎn)業(yè)，加大財(cái)政對(duì)現(xiàn)在農(nóng)業(yè)發(fā)展的支持力度，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量和效益，讓農(nóng)民真正富起來(lái)。

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