張寬　漆雁斌

內容摘要：財政政策作為地方政府調節(jié)收入分配的主要政策工具，長期以來對城鄉(xiāng)收入差距產生了重要影響。本文以新疆1985-2013年的數(shù)據為例，在城鄉(xiāng)二元經濟結構背景下，將財政城鄉(xiāng)支出結構指標作為核心解釋變量，分析其對城鄉(xiāng)收入差距的影響。同時將經濟發(fā)展水平和固定資產投資等變量納入分析框架，利用SVAR模型分析發(fā)現(xiàn)：財政支出的非農偏好對城鄉(xiāng)收入差距影響最大；城鄉(xiāng)之間經濟發(fā)展水平差距的擴大是影響城鄉(xiāng)收入水平比的直接原因；社會固定資產在城鄉(xiāng)之間人均投資非平等性通過影響經濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距產生了間接影響。總之城鄉(xiāng)財政支出、投資和經濟發(fā)展水平差距擴大了城鄉(xiāng)收入差距，這種影響效力存在一定滯后性。

關鍵詞：財政支出 投資結構 收入差距 SVAR模型

引言

改革開放以來，我國經濟持續(xù)高速發(fā)展，一直堅持的“效率優(yōu)先兼顧公平”的原則雖然使我國經濟總量增長迅速，但社會財富積累的非均衡發(fā)展日益嚴重，社會貧富差距一直處于警戒線以上，城鄉(xiāng)收入差距過大將不利于農業(yè)經濟甚至宏觀經濟協(xié)調可持續(xù)發(fā)展（Perptti，1996；Panizza，2002；陸銘等，2005）。應當承認收入差距特別是城鄉(xiāng)收入差距隨著經濟總量增加呈現(xiàn)不斷擴大的趨勢，引起城鄉(xiāng)收入差距擴大的原因是多方面的，其中財政支出就是一個重要原因。十八屆三中全會將財政定位于“財政是國家治理的基礎和重要支柱”，隨著《深化財稅體制改革總體方案》的發(fā)布，新一輪財稅體制改革全面啟動。國內學者們對財政支出與城鄉(xiāng)收入差距的關系進行廣泛和深入的研究，但研究結論大相徑庭，主要有以下兩種觀點：

第一種觀點認為城鄉(xiāng)二元經濟結構體制下，財政支出擴大了城鄉(xiāng)收入差距。孟勇（2009）認為財政支出有利于城鎮(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模型分析認為當前過分偏向城市的財政支出對城鄉(xiāng)收入差距變動產生正效應。付曉楓等（2014）從收入彈性視角進行實證檢驗，結果表明城鎮(zhèn)居民的財政支出收入彈性大于農村居民。趙霞等（2014）認為經濟不發(fā)達地區(qū)應扭轉財政支出等方面的城市偏向政策，促進城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展。

第二種觀點則從支出項目來研究財政支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響，認為不同項目支出對城鄉(xiāng)收入差距影響不同。李海江等（2008）對云南財政支出項目與城鄉(xiāng)收入差距關系研究發(fā)現(xiàn)，農業(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)廣義矩估計表明只有傾向農業(yè)投入和科教文衛(wèi)支出增加的財政結構才能縮小城鄉(xiāng)收入差距。錢爭鳴等（2014）利用非參數(shù)可加模型的研究結果認為應加大對西部地區(qū)的農村財政投入，以實現(xiàn)城鄉(xiāng)之間長期均衡發(fā)展。

長期以來由于城鄉(xiāng)經濟非均衡發(fā)展，我國形成了獨特的城鄉(xiāng)二元經濟結構特征。本文在城鄉(xiāng)二元經濟結構背景下，重點分析財政支出、固定資產投資與城鄉(xiāng)經濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。

模型構建與指標選取

（一）結構向量自回歸（SVAR）模型

SVAR模型是向量自回歸模型（VAR）的結構表達式（西姆斯1980年提出了VAR模型）。VAR模型把每一個外生變量作為所有內生變量的滯后值的函數(shù)來構造模型，是包含多個方程的非結構化模型，從而對所有內生經濟變量關系進行動態(tài)性描述。VAR模型建模過程不依靠相關經濟理論為基礎，是建立在經濟變量統(tǒng)計性質的基礎上，一般性的無約束VAR模型不能考察經濟變量之間的結構性關系，主要是因為無約束的向量自回歸模型中隨機擾動向量的方差-協(xié)方差矩陣將經濟變量的結構關聯(lián)性轉移了。一般地，一個滯后P階的VAR模型一般形式可以表示為：

矩陣Ψ的主對角元素均為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約束給出了一個遞歸的SVAR系統(tǒng)，包含了n（n-1）/2個約束條件，n為內生變量個數(shù)。Π為結構式中滯后內生變量的系數(shù)矩陣，μt系數(shù)矩陣為單位矩陣的結構誤差項。

（二）指標選取與數(shù)據來源

表1為相關變量的指標構建與說明。YUrban表示城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，YRural為農村居民人均純收入；FUrban與FRural為非農財政支出和農業(yè)財政支出；GUrban表示城鎮(zhèn)經濟發(fā)展總量，考慮到城鎮(zhèn)發(fā)展以二、三產業(yè)為主，因此用第二、三產業(yè)產值之和作為代理變量，GRural表示農村經濟發(fā)展總量，用第一產業(yè)產值表示。PUrban和PRural分別為城鎮(zhèn)戶籍人口和農村戶籍人口，主要是考慮到戶籍制度對城鄉(xiāng)公共資源的影響。IUrban和IRural表示城鎮(zhèn)固定資產投資和農村固定資產投資。

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

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

3.經濟發(fā)展水平（RGDP）。衡量經濟發(fā)展水平的指標主要是人均GDP，為了體現(xiàn)城鄉(xiāng)經濟發(fā)展水平差距，利用城鎮(zhèn)人均GDP比農村人均GDP，比值越大表示城鄉(xiāng)經濟發(fā)展水平差距越大。

4.固定資產投資結構（INVESTMENT）。全社會固定資產投資可以分為農村固定資產投資和城鎮(zhèn)固定資產投資，利用城鎮(zhèn)人均固定資產投資與農村人均固定資產投資比值來表示城鄉(xiāng)固定資產投資結構，指標值越大說明非農投資傾向越嚴重。

上述指標的基礎數(shù)據來源于各年度的《新疆統(tǒng)計年鑒》以及《新疆財政年鑒》。樣本數(shù)據為1985-2013年，由于本文所構建指標主要體現(xiàn)城鄉(xiāng)差距，因此并沒有利用物價指數(shù)平減剔除價格影響因素。采用時間序列數(shù)據進行分析時，為了減弱異方差影響，將原始數(shù)據對數(shù)化，在原數(shù)據變量前加LN表示。從變量的描述性統(tǒng)計各項指標來看，各變量的統(tǒng)計性質良好，可以進行建模分析。

實證分析

（一）變量數(shù)據的平穩(wěn)性檢驗

時間序列數(shù)據由于其往往帶有嚴重的時間趨勢，不滿足現(xiàn)代計量經濟學對數(shù)據平穩(wěn)性的定義，經過對原始序列進行ADF單位根檢驗發(fā)現(xiàn)，原始序列均不平穩(wěn)，因此不能直接建立計量模型。常用的辦法是對數(shù)據進行一階差分，通常對時間序列取一階或者二階差分后，序列均能夠變得平穩(wěn)。對本文研究變量進行一階差分后，經過單位根檢驗發(fā)現(xiàn)數(shù)據均變得平穩(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，檢驗結果見表2。

（二）協(xié)整分析

ADF檢驗結果表明本文研究的變量均為一階單整序列，符合進一步進行協(xié)整關系假設檢驗的前提條件。由于VAR模型是一種對滯后期較為敏感的計量模型，在對相關變量進行JJ協(xié)整檢驗前，必須要估計出VAR模型的最優(yōu)滯后期。滯后期的選擇標準主要是AIC、SC和LR等檢驗結果，同時結合變量的自由度以及VAR模型的穩(wěn)定性。滯后期檢驗結果表明，應該建立滯后1期的VAR模型，同時經過檢驗特征根倒數(shù)的模發(fā)現(xiàn)，均位于單位圓內即小于1，因此建立的VAR模型是穩(wěn)定的，這為進一步的脈沖響應函數(shù)分析奠定了基礎。表3協(xié)整檢驗表明跡檢驗和最大特征根檢驗均支持變量間存在一個協(xié)整關系，即城鄉(xiāng)收入差距、財政城鄉(xiāng)支出結構、經濟發(fā)展水平和固定資產投資結構之間存在長期均衡關系，這種均衡關系可以用協(xié)整方程表示為：

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

從長期影響系數(shù)的符號來看，變量系數(shù)均為正，這是符合預期假設和經濟理論的。財政支出通過財政轉移支付和財政投資對城鄉(xiāng)收入產生直接和間接的雙重影響，因此財政支出、城鄉(xiāng)結構對城鄉(xiāng)收入差距的長期影響效力最大，達到1.1017。經濟發(fā)展水平差距對城鄉(xiāng)收入差距的影響效力大于固定資產投資，可能是因為固定資產投資對城鄉(xiāng)收入差距的影響是間接的，而經濟發(fā)展水平差距對其影響是直接的。表4的VAR模型參數(shù)估計結果表明除了投資結構滯后期變量外，其他變量的滯后1期對城鄉(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、財政結構、經濟發(fā)展水平和投資結構。

（三）格蘭杰因果檢驗

基于VAR模型的格蘭杰檢驗結果如表5所示，在LNGAP方程中，方程的聯(lián)合格蘭杰檢驗非常顯著，除投資結構變量外其余變量均是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因，說明從數(shù)據統(tǒng)計性質來看，本文指標構建相對合理。

（四）SVAR模型參數(shù)估計及脈沖響應分析

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

最后，隨著滯后期的增加各個變量對城鄉(xiāng)收入差距沖擊強度逐漸減弱，但財政變量的沖擊強度仍然維持在所有變量之上，其次是經濟發(fā)展水平、投資和城鄉(xiāng)收入差距本身?？傮w看來，財政支出對城鄉(xiāng)收入差距具有較強的正向作用，經濟發(fā)展水平和投資對城鄉(xiāng)收入差距的正向影響效應次之，并且均有2至3期的滯后期，這種正向效應才能完全體現(xiàn)出來。

結論與啟示

本文利用新疆1985-2013年的時間序列數(shù)據，構建了城鄉(xiāng)收入差距、財政城鄉(xiāng)支出結構、投資結構和經濟發(fā)展水平等變量，利用協(xié)整理論，分析發(fā)現(xiàn)變量之間存在長期均衡關系。變量的長期影響效力系數(shù)表明，城鄉(xiāng)之間財政支出、固定資產投資和經濟發(fā)展水平之間的差距都有助于擴大城鄉(xiāng)收入差距，其中城鄉(xiāng)之間財政支出差距對城鄉(xiāng)收入差距具有較強的影響。VAR參數(shù)估計發(fā)現(xiàn)，財政城鄉(xiāng)支出結構和經濟發(fā)展水平滯后變量對城鄉(xiāng)收入差距都有顯著性影響，說明財政城鄉(xiāng)支出差距和經濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響具有一定滯后期。基于SVAR模型的脈沖響應函數(shù)分析結果與前面分析結論基本一致，過分偏向城市的財政支出和投資對城鄉(xiāng)收入差距的變動都產生正效應，這與廖信林（2012）研究結果趨同。城鄉(xiāng)之間經濟發(fā)展水平的差距也是城鄉(xiāng)收入差距擴大的重要原因，這與我國城鄉(xiāng)二元經濟結構的現(xiàn)實相吻合。

以上研究結論對于統(tǒng)籌城鄉(xiāng)一體化發(fā)展、優(yōu)化財政支出、縮小城鄉(xiāng)收入差距具有以下政策啟示：第一，優(yōu)化財政支農政策，增加財政支農偏好。雖然每年國家的財政支農資金絕對數(shù)保持較高增長，但偏向農村的財政支出占整個財政支出的比重并無明顯變化，財政的非農偏好并無明顯改善。擴大財政支農在整個財政支出比例，加大對農村公共服務等民生性財政支出，促進城鄉(xiāng)公共服務均等化，是縮小城鄉(xiāng)收入差距的有力措施。第二，強化農村投資偏好，扭轉長期以來存在的投資非農偏好問題。由于農村投資回報率較低、周期長等問題，長期以來投資非農偏好嚴重，應該充分利用財政政策結合引導社會資本加大對農村基礎設施投入，改善農村經濟發(fā)展環(huán)境，讓農村共享改革開放成果，建設幸福新村。第三，加快現(xiàn)代農業(yè)發(fā)展，促進農業(yè)經濟提質增效。城鄉(xiāng)經濟發(fā)展水平的差距對城鄉(xiāng)收入差距具有直接影響，應該積極發(fā)展農村特色產業(yè)，加大財政對現(xiàn)在農業(yè)發(fā)展的支持力度，提高農業(yè)經濟發(fā)展質量和效益，讓農民真正富起來。

參考文獻：

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