王玉鳳 張亞雄 張鵬 肖宏偉

摘要：縮小城鄉(xiāng)收入差距是全面建成小康社會(huì)的重要任務(wù)，財(cái)政收入支出再分配作為調(diào)節(jié)居民收入的重要手段，財(cái)政行為波動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響不容忽視。文章在對(duì)財(cái)政行為波動(dòng)性測算的基礎(chǔ)上，建立動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，運(yùn)用系統(tǒng)GMM估計(jì)方法研究了財(cái)政行為波動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的直接與間接影響，并將經(jīng)濟(jì)發(fā)展和金融發(fā)展同時(shí)納入城鄉(xiāng)收入差距的影響因素模型，發(fā)現(xiàn)這兩個(gè)因素與城鄉(xiāng)收入差距之間存在非線性關(guān)系。研究結(jié)果表明：財(cái)政行為波動(dòng)直接和間接擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民收入差距，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距呈倒U型關(guān)系。我國應(yīng)進(jìn)一步發(fā)揮財(cái)政在調(diào)節(jié)居民收入分配中的作用，減少財(cái)政行為波動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的影響，實(shí)現(xiàn)國民收入分配優(yōu)化格局。

關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)收入差距；財(cái)政行為波動(dòng)；倒U型關(guān)系；系統(tǒng)GMM估計(jì)

一、 引言

我國處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，地方財(cái)政政策在不同政策狀態(tài)間轉(zhuǎn)換的頻率較高，較高的波動(dòng)頻率不僅拉大了居民收入差距，而且造成整個(gè)社會(huì)資源配置效率和社會(huì)福利的下降。因此厘清地方財(cái)政行為波動(dòng)和城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系尤為重要。地方政府財(cái)政行為的波動(dòng)性如何影響城鄉(xiāng)收入差距？直接與間接效應(yīng)如何？ 目前尚未有這方面的研究。本文首次將政府財(cái)政行為波動(dòng)性納入城鄉(xiāng)收入差距影響因素的研究，彌補(bǔ)了這一方面的研究空白。利用我國30個(gè)省份（除重慶、臺(tái)灣、香港、澳門外）1994年～2011年的面板數(shù)據(jù)，通過建立動(dòng)態(tài)面板模型測算出財(cái)政行為的波動(dòng)性，研究了財(cái)政行為的波動(dòng)性對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的直接影響以及財(cái)政行為的波動(dòng)性通過二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的間接影響。

二、 財(cái)政行為波動(dòng)測算

一般來說，關(guān)于財(cái)政行為波動(dòng)的度量方法主要有三種：第一，根據(jù)財(cái)政政策相關(guān)變量的標(biāo)準(zhǔn)差，或者相關(guān)變量增長率的標(biāo)準(zhǔn)差。第二，通過建立GARCH模型，得到財(cái)政政策改革時(shí)的條件方差，用此來衡量財(cái)政行為的波動(dòng)性，這種方法具有一定的針對(duì)性，只針對(duì)于政策變革引起的波動(dòng)性。但是以上兩種度量方法沒有將由經(jīng)濟(jì)波動(dòng)引起的政策波動(dòng)部分剔除出去，從而可能會(huì)引起估計(jì)結(jié)果的不準(zhǔn)確。第三，利用回歸分析將財(cái)政行為分解為相機(jī)性、持續(xù)性和波動(dòng)性三大部分，將由經(jīng)濟(jì)波動(dòng)而進(jìn)行的相機(jī)抉擇和持續(xù)性的財(cái)政行為部分剔除掉，剩余的殘差的波動(dòng)性代表財(cái)政行為的波動(dòng)性。本文利用第三種方法，得到財(cái)政行為波動(dòng)性的有效度量。

雖然地方財(cái)政行為由財(cái)政支出行為和財(cái)政收入行為兩部分構(gòu)成，但是本文僅用財(cái)政支出行為的波動(dòng)來刻畫財(cái)政行為的波動(dòng)性對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，主要原因如下：通過2000年～2010年的數(shù)據(jù)可看出，中央與地方財(cái)政收入占比波動(dòng)很小，比例基本穩(wěn)定，地方占比一般在47%左右，2002年相差最高，當(dāng)時(shí)地方財(cái)政收入占比為45%，中央占比55%，兩者相差10%。而同期中央與地方財(cái)政支出的占比變化很大，地方財(cái)政支出占比由2000年的65.3%升至2010年的82.2%（劉偉，2012）?？梢?，我國地方財(cái)政收入政策相對(duì)穩(wěn)定，而財(cái)政支出政策具有較大的波動(dòng)性，從而導(dǎo)致了中央財(cái)政與地方財(cái)政的結(jié)構(gòu)性失衡。因此我們主要以財(cái)政支出政策的波動(dòng)性代替財(cái)政政策的波動(dòng)性，且本文主要以城鄉(xiāng)收入差距為研究對(duì)象，有研究表明，政府支出政策中的轉(zhuǎn)移支付不僅未能有效的縮小地區(qū)城鄉(xiāng)收入差別，反而可能擴(kuò)大地區(qū)間競爭力和效率的差異，而財(cái)政收入政策對(duì)收入差距影響不大（劉偉，2012）。所以，本論文主要由模型（1）的殘差來度量財(cái)政政策的波動(dòng)性，財(cái)政收入政策的波動(dòng)性暫不考慮。

此模型為變系數(shù)的動(dòng)態(tài)面板模型，我們采用分組回歸的方法，分別得到各組回歸的殘差，然后求殘差的標(biāo)準(zhǔn)差，用其表示排除經(jīng)濟(jì)波動(dòng)等因素后的財(cái)政政策波動(dòng)，并取對(duì)數(shù)來進(jìn)行進(jìn)一步回歸分析。不可忽視的是回歸模型的內(nèi)生性問題，解決該問題最好的方法就是引入工具變量，采用差分廣義距（GMM，Generalized Methods of Moments）方法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。我們先對(duì)式（1）取差分，把不可觀測的地區(qū)固定效應(yīng)從模型中剔除，然后用GAPit-2等滯后值為工具變量來加以估計(jì)，它們都通過了內(nèi)生變量的相關(guān)性檢驗(yàn)和相對(duì)于殘差項(xiàng)的外生性檢驗(yàn)。

三、 財(cái)政行為波動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響實(shí)證分析

2. 模型估計(jì)方法。由于回歸模型（3）中解釋變量包含了被解釋變量的滯后一期值，因此該模型是一個(gè)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，該模型中存在內(nèi)生性問題，直接對(duì)方程回歸會(huì)產(chǎn)生偏差?；诖?，本文使用兩步系統(tǒng)廣義距方法（GMM）對(duì)方程進(jìn)行回歸。估計(jì)時(shí)將自變量的滯后值作為工具變量，為了避免異方差的影響，使用異方差穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)差。系統(tǒng)GMM估計(jì)使用的前提是要求殘差不存在二階自相關(guān)，且需要檢驗(yàn)工具變量的有效性，于是本文還對(duì)模型進(jìn)行了AR（2）檢驗(yàn)和Hansen檢驗(yàn)，以驗(yàn)證系統(tǒng)GMM估計(jì)的適用性。

3. 模型估計(jì)結(jié)果。表1給出了模型（3）的估計(jì)結(jié)果。其中第（1）～（4）列給出了基本變量的系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果，第（5）、（6）列分別給出了混合回歸和隨機(jī)效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，用于結(jié)果對(duì)比分析。主要解釋變量的符號(hào)與理性預(yù)期一致，AR（1）和AR（2）結(jié)果表明，殘差不存在二階自相關(guān)，Hansen檢驗(yàn)結(jié)果表明了系統(tǒng)GMM方法的有效性。

估計(jì)結(jié)果具體分析如下：

（1）財(cái)政行為波動(dòng)（FBV）與城鄉(xiāng)收入差距正相關(guān)。除了統(tǒng)計(jì)上的顯著性，財(cái)政行為波動(dòng)。對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響在定量分析上也比較可觀。從列（2）來看，財(cái)政行為波動(dòng)每變化一個(gè)百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大0.193個(gè)百分點(diǎn)。與列（1）和列（3）比較來看，如果通過二元結(jié)構(gòu)的間接作用，直接影響會(huì)弱一些，但仍然是正相關(guān)關(guān)系。交互項(xiàng)FBV*S的系數(shù)為正，說明對(duì)于二元結(jié)構(gòu)越顯著的省份，財(cái)政行為波動(dòng)性越大，城鄉(xiāng)收入差距越大，說明這些地區(qū)的財(cái)政行為越缺乏有效的監(jiān)督和管理。

（2）在控制經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展水平變量之一的情況下，經(jīng)濟(jì)增長平方項(xiàng)（GDP2）、金融發(fā)展平方項(xiàng)（FD2）的系數(shù)仍然顯著為負(fù)。說明經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距并非簡單的線性關(guān)系，而是呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，這進(jìn)一步驗(yàn)證了庫茲涅茲倒U型曲線和Greenvood等（1990）的結(jié)論。

（3）二元結(jié)構(gòu)（S）、對(duì)外開放程度（OP）與城鄉(xiāng)收入差距正相關(guān)，說明這些變量都擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，特別是對(duì)外開放程度越大，城鄉(xiāng)收入差距越大這一結(jié)論與陸銘和陳釗（2004）的研究結(jié)論一致。城市化水平（UN）與城鄉(xiāng)收入差距負(fù)相關(guān)，說明城市化水平越高，城鄉(xiāng)收入差距越小，這也是我國不斷提高城市化水平的原因之一。城鄉(xiāng)收入差距的滯后項(xiàng)高度顯著，表明了收入差距具有持續(xù)性。

（4）列（4）去掉了所有的平方項(xiàng)和交互項(xiàng)，此時(shí)財(cái)政行為波動(dòng)與城鄉(xiāng)收入差距依然是。正相關(guān)關(guān)系，二元結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響更加顯著。GDP卻與城鄉(xiāng)收入差距呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)增長越快，城鄉(xiāng)收入差距越小，雖然與我們現(xiàn)狀有些相悖，但是從長遠(yuǎn)來看（結(jié)合列（1）和列（2）），這一結(jié)論還是成立的。金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，金融發(fā)展對(duì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)率為7.3%。

（5）列（5）和列（6）分別為靜態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸方法得出的估計(jì)結(jié)果。由于模型（4）中需要估計(jì)個(gè)體效應(yīng)FBV，為了與前4列結(jié)果作對(duì)比，列（5）使用了混合回歸（POOL）的方法，列（6）采用了隨機(jī)效應(yīng)模型。結(jié)果顯示財(cái)政行為波動(dòng)與城鄉(xiāng)收入差距依然為正相關(guān)，且平方項(xiàng)、交互項(xiàng)顯著為負(fù)。

4. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)財(cái)政行為波動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響結(jié)論的穩(wěn)健性，我們將從以下兩個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性分析。（1）用財(cái)政支出的標(biāo)準(zhǔn)差刻畫財(cái)政行為波動(dòng)。結(jié)果表明，解釋變量及控制變量的符號(hào)及顯著性基本保持不變。同時(shí)，Hansen檢驗(yàn)和AR（1）及AR（2）的值也符合要求，說明財(cái)政行為波動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距呈穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系，即財(cái)政行為波動(dòng)越大，城鄉(xiāng)居民收入差距越大。并且經(jīng)濟(jì)增長及金融發(fā)展的平方項(xiàng)都顯著為負(fù)，驗(yàn)證了它們與城鄉(xiāng)居民收入差距呈倒U型曲線關(guān)系。（2）增加年度虛擬變量對(duì)年度效應(yīng)加以控制，實(shí)證結(jié)果與正文中的研究結(jié)論基本一致。

四、 結(jié)論與政策啟示

基于我國以經(jīng)濟(jì)增長為地方政府主要考核指標(biāo)以及地方財(cái)政自主權(quán)增大的背景下，地方財(cái)政支出的不平衡性和波動(dòng)性，本文首次考察了地方政府財(cái)政行為波動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，即將財(cái)政行為波動(dòng)的研究由國家間擴(kuò)展到地區(qū)間，并首次將這一變量引入到城鄉(xiāng)收入差距影響因素的研究中。本文將財(cái)政行為分解為相機(jī)性、持續(xù)性和波動(dòng)性三大部分，用回歸分析的方法測算了財(cái)政行為的波動(dòng)性，并建立動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型研究其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的直接影響和間接影響，結(jié)論顯示：財(cái)政行為波動(dòng)直接和間接擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民收入差距。財(cái)政行為波動(dòng)越大，對(duì)于城鄉(xiāng)居民收入差距的直接影響越大，并且通過二元結(jié)構(gòu)的間接作用更加擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。

可以從以下兩個(gè)方面理解財(cái)政行為波動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的傳導(dǎo)機(jī)制：一方面，財(cái)政行為波動(dòng)性越大，意味著地方財(cái)政支出的隨機(jī)性越大。分稅制改革后，地方政府為了競爭獲得中央政府的專項(xiàng)性轉(zhuǎn)移支付，與同級(jí)政府進(jìn)行非正當(dāng)?shù)母偁?，想方設(shè)法來迎合上級(jí)政府，在這種收入激勵(lì)下，地方政府會(huì)有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)在財(cái)政開支和投資方面建設(shè)形象工程，甚至不惜扭曲財(cái)政收支結(jié)構(gòu)，不能從根本上提高居民收入，特別是農(nóng)村居民的生活水平，從而擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。另一方面，在以GDP為地方政府主要考核指標(biāo)的背景下，地方財(cái)政自主權(quán)的增大使得地方政府更加偏向于增加經(jīng)濟(jì)增長方面的支出（比如城市的基礎(chǔ)建設(shè)支出），從而擠出了投入大產(chǎn)出小的三農(nóng)支出，通過我國特殊的二元結(jié)構(gòu)，使得城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大。

根據(jù)以上研究結(jié)論，本文得到以下政策啟示：（1）財(cái)政行為波動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有不利影響，地方政府縮小城鄉(xiāng)收入差距的努力與其行為特征之間存在著一定的矛盾。因此，我們建議，我國政府要繼續(xù)保持發(fā)揮我國財(cái)政政策的積極作用，特別是增強(qiáng)對(duì)外生財(cái)政政策沖擊的快速恰當(dāng)反應(yīng)能力，能夠避免突發(fā)沖擊的不利影響，減少地方財(cái)政行為波動(dòng)，促成地方政府財(cái)政行為模式的合理化。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時(shí)期，進(jìn)一步加強(qiáng)地方財(cái)政行為監(jiān)管，完善對(duì)地方政府財(cái)政行為的約束、減少波動(dòng)性是深化和完善財(cái)政改革的內(nèi)在要求。（2）鑒于財(cái)政政策波動(dòng)性對(duì)我國城鄉(xiāng)收入差距的重要影響，我國政府應(yīng)努力降低我國財(cái)政政策的自我調(diào)整頻率與程度，較長時(shí)期內(nèi)保持穩(wěn)定的財(cái)政政策類型與目標(biāo)，降低財(cái)政支出增長率對(duì)其他宏觀經(jīng)濟(jì)變量反應(yīng)波動(dòng)，這有利于縮小我國城鄉(xiāng)收入差距，提高我國居民消費(fèi)水平，增強(qiáng)我國經(jīng)濟(jì)增長的可持續(xù)性與穩(wěn)定性。（3）在經(jīng)濟(jì)發(fā)展和金融發(fā)展背景下，我國城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大與我國所處的發(fā)展階段有關(guān)，雖然短期內(nèi)這些變量對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大有促進(jìn)作用，但是由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展和金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距呈倒U型關(guān)系，長期來看還是有利于縮小差距的?？s小城鄉(xiāng)收入差距是一項(xiàng)復(fù)雜的社會(huì)系統(tǒng)工程，必須大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)，加快推進(jìn)金融發(fā)展的進(jìn)程，統(tǒng)籌兼顧城鄉(xiāng)發(fā)展，做到全面性、整體性和協(xié)調(diào)性相統(tǒng)一。政府要立足當(dāng)前，把目光放長遠(yuǎn)，要從財(cái)政和政策上對(duì)農(nóng)村給予扶持與幫助。

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基金項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“實(shí)現(xiàn)”十二五“至2020年收入分配政策目標(biāo)的測算——中國國民收入分配宏觀CGE模型研制與應(yīng)用”（項(xiàng)目號(hào)：70473043）；對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國內(nèi)外聯(lián)合培養(yǎng)研究生項(xiàng)目； 對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)研究生科研創(chuàng)新基金（項(xiàng)目號(hào)：A2012004）。

作者簡介：王玉鳳，對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院博士生；張亞雄，國家信息中心經(jīng)濟(jì)預(yù)測部副主任、研究員；張鵬，國家信息中心經(jīng)濟(jì)預(yù)測部政策仿真實(shí)驗(yàn)室主任、副研究員；肖宏偉，中國人民大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，國家信息中心經(jīng)濟(jì)預(yù)測部助理研究員。

收稿日期：2014-05-27。