徐綠敏

（廈門大學(xué)，福建廈門361005）

一、研究背景

《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》資料顯示，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距多年來(lái)呈擴(kuò)大趨勢(shì)。2000年城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出為4 998元，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出為1 670元，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距為3 328元，占城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出的66.59%，是農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的1.99倍。2000—2011年間，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距平均每年以24.89%的幅度增長(zhǎng)，至2011年該差距已經(jīng)擴(kuò)大為9 939.76元。2000—2010十年間城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距與城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出的比值均高于66.59%，與農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的比值也均高于1.99倍。直到2011年這一現(xiàn)象有所改善，上述兩個(gè)比值分別下降至了65.56%和1.9倍。城鄉(xiāng)居民消費(fèi)明顯差距的存在是城鄉(xiāng)不公平的體現(xiàn)，也直接限制了我國(guó)內(nèi)需的擴(kuò)大，并影響宏觀經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)運(yùn)行。在初次分配已經(jīng)造成城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，從而導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距增大的情況下，政府有必要通過(guò)政府支出行為來(lái)調(diào)節(jié)縮小城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)水平差距，提高城鄉(xiāng)居民的福利水平和社會(huì)滿足度，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的和諧發(fā)展。近年來(lái)，我國(guó)政府在“民生財(cái)政”的指導(dǎo)思想下，加大了對(duì)居民義務(wù)教育、基本醫(yī)療衛(wèi)生、社會(huì)保障等方面的轉(zhuǎn)移支出力度，這些轉(zhuǎn)移支出對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的作用是擴(kuò)大還是縮小，影響是顯著還是微弱，還是本文關(guān)注的問(wèn)題。

Blanchard和Perotti（2002）構(gòu)建了SVAR模型對(duì)美國(guó)二戰(zhàn)后的宏觀經(jīng)濟(jì)政策效果進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析并得出結(jié)論：政府購(gòu)買性支出增加刺激了消費(fèi)。Steven Barnett和Ray Brooks（2010）指出政府在健康、教育和養(yǎng)老等“社會(huì)安全網(wǎng)”建設(shè)方面的財(cái)政支出會(huì)相應(yīng)地減少居民此類支出，從而增加其它方面的消費(fèi)支出。李廣眾（2005）在消費(fèi)者最優(yōu)消費(fèi)選擇歐拉方程基礎(chǔ)上，構(gòu)建政府支出與居民消費(fèi)之間關(guān)系的計(jì)量模型。通過(guò)對(duì)全國(guó)、城鎮(zhèn)以及農(nóng)村樣本數(shù)據(jù)的的估計(jì)分析，認(rèn)為政府支出與居民消費(fèi)之間表現(xiàn)為互補(bǔ)關(guān)系。劉綺、黃天華（2011）運(yùn)用1997—2006年的省際面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建了省級(jí)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的計(jì)量模型，得出結(jié)論，財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的形成有重要影響，同時(shí)，這種影響還存在一定的區(qū)域差異性。李穎（2010）從消費(fèi)水平、消費(fèi)傾向、消費(fèi)結(jié)構(gòu)三方面分析了城鄉(xiāng)消費(fèi)差距，認(rèn)為財(cái)政基本公共服務(wù)支出的城鄉(xiāng)差別是我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距形成的重要原因。王青、張峁（2010）利用1995—2008年全國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，采用GMM的分析方法，構(gòu)建不同地區(qū)的財(cái)政分權(quán)對(duì)居民消費(fèi)影響的計(jì)量模型，實(shí)證表明，財(cái)政分權(quán)對(duì)居民消費(fèi)影響具有區(qū)域差異性。

二、模型構(gòu)建

英國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家J·M·凱恩斯在《就業(yè)、利息和貨幣通論》（1936）一書中，提出了消費(fèi)函數(shù)這一概念，指出：總消費(fèi)是總收入的函數(shù)，該思想用線性函數(shù)形式表示為：Ct=α+βYt，t=1，2，…，T

凱恩斯的這一理論又被稱為絕對(duì)收入假說(shuō)。上述表達(dá)式是消費(fèi)函數(shù)最簡(jiǎn)單且最主要的形式，其中α是收入為0時(shí)舉債或動(dòng)用過(guò)去的儲(chǔ)蓄也必須要有的最基本生活消費(fèi)，β為邊際消費(fèi)傾向。

Bailey（1971）構(gòu)建了消費(fèi)者的效用函數(shù)U=u（C+θG），其中θ值反映了財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)的影響。若θ＞0，財(cái)政支出“擠入”私人消費(fèi)；否則財(cái)政支出“擠出”私人消費(fèi)。

胡書東（2002）根據(jù)貝利（Bailey，1971）等人的研究推導(dǎo)出公共福利支出與居民消費(fèi)之間的關(guān)系方程式：

Ct=b0+b1Gt+b2Ct-1，t=1，2，…，T

其中，Ct和Ct-1：表示居民t期和t-1期的消費(fèi)，Gt為政府t期公共福利支出，b1、b2為回歸系數(shù)。

依據(jù)上述理論，本文以收入為主要因素來(lái)分析城鄉(xiāng)消費(fèi)差距，并將城鄉(xiāng)居民的收入分為兩類：來(lái)自于政府的轉(zhuǎn)移收入，以及其他，包括：工資、財(cái)產(chǎn)、生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)收入等。再考慮到消費(fèi)差距一旦形成，可能會(huì)有自我增強(qiáng)的影響，因此本文將模型構(gòu)建成為：LnGAPit=αit+βLnGAPit-1+γLnCIit+θLnRIit+δLnCGEit+λLnRGEit+μit

其中，t=1，2，…，T，i=1，2，…，n

模型中i代表不同的省市，t代表年份。GAPit表示t期城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，CIit和RIit分別表示城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的人均收入（包括生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、工資、財(cái)產(chǎn)等收入，不包括政府轉(zhuǎn)移收入）。CGEit和RGEit分別指的是t期政府對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的人均轉(zhuǎn)移支出。αit是常數(shù)項(xiàng)，μit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。我們對(duì)模型中各變量取對(duì)數(shù)，這樣既可以達(dá)到平滑數(shù)據(jù)，減輕異方差影響的效果，又賦予了模型中各變量系數(shù)“彈性”的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義，其中β表示前期消費(fèi)差距每擴(kuò)大一個(gè)百分點(diǎn)，當(dāng)期消費(fèi)差距會(huì)擴(kuò)大β個(gè)百分點(diǎn)；同理γ和θ分別表示當(dāng)期城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均收入每提高一個(gè)百分點(diǎn)，當(dāng)期消費(fèi)差距會(huì)擴(kuò)大γ和θ個(gè)百分點(diǎn)；δ和λ表示，當(dāng)期政府對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均轉(zhuǎn)移支出，每提高一個(gè)百分點(diǎn)，消費(fèi)差距會(huì)擴(kuò)大δ和λ個(gè)百分點(diǎn)。如果δ＞0表示政府向城鎮(zhèn)居民的轉(zhuǎn)移支出對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距產(chǎn)生了擴(kuò)大作用；δ=0表現(xiàn)為統(tǒng)計(jì)上的不顯著，意味著政府向城鎮(zhèn)居民的轉(zhuǎn)移支出與城鄉(xiāng)消費(fèi)差距不存在關(guān)系；λ＜0表示政府向農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移支出對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距產(chǎn)生了縮小作用。

三、估計(jì)和檢驗(yàn)

本文采用的數(shù)據(jù)是2000—2010年我國(guó)31個(gè)省、自治區(qū)和直轄市的農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與政府轉(zhuǎn)移支出的相關(guān)面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源為2000—2011年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

動(dòng)態(tài)面板模型中，由于以因變量的滯后項(xiàng)作為解釋變量，這可能引起解釋變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)的相關(guān)性和解釋變量的內(nèi)生性問(wèn)題。另一方面可能會(huì)導(dǎo)致誤差項(xiàng)存在移動(dòng)平均過(guò)程。Arellano和Bond（1991）給出的差分矩估計(jì)法（DIF GMM）有效的克服了OLS回歸造成的估計(jì)有偏（Biased）的問(wèn)題，采用t-2期前的因變量的滯后項(xiàng)作為因變量一階差分滯后項(xiàng)的工具變量，得到一致且更為有效的估計(jì)結(jié)果。另一種有效方法是系統(tǒng)矩估計(jì)法（SYS GMM），它由 Arellano和 Bover（1995）與Blundell和Bond（1998）提出，該方法增加了因變量的一階差分的滯后項(xiàng)作為工具變量，在有限樣本下比差分GMM估計(jì)的偏差更小，有效性更高。

由于動(dòng)態(tài)面板模型估計(jì)中使用了大量的工具變量，需要檢驗(yàn)工具變量是否有效，Arellano和Bover（1995）與Blundell和Bond（1998）提出使用Sargan檢驗(yàn)。其原假設(shè)是：過(guò)度識(shí)別約束是有效的。如果不能拒絕原假設(shè)，則系統(tǒng)GMM估計(jì)中選擇的工具變量是有效的。另外，他們使用AR檢驗(yàn)來(lái)判斷隨機(jī)誤差項(xiàng)（μit）是否存在序列相關(guān)性。其原假設(shè)是：μit不存在序列相關(guān)性。在原假設(shè)下，經(jīng)過(guò)差分變換后的殘差一定會(huì)產(chǎn)生一階序列相關(guān)性，但是，如果不存在二階序列相關(guān)性，則可判斷原假設(shè)成立，即μit不存在序列相關(guān)性。聯(lián)合顯著性Wald檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)?zāi)Ｐ涂傮w上是否顯著的。

利用STATA 12.0對(duì)面板數(shù)據(jù)分別用兩步差分矩估計(jì)和兩步系統(tǒng)矩估計(jì)方法進(jìn)行回歸，并做相關(guān)的Sargan 檢驗(yàn)、AR（1）、AR（2）檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果如下：

表2中差分GMM和系統(tǒng)GMM中AR（1）和AR（2）的P值反映出，殘差序列的差分雖然存在一階序列相關(guān)，但不存在二階序列相關(guān)。由Sargan檢驗(yàn)得到的P值0.999 2和1.000可知，工具變量的選擇是合理的，不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題。聯(lián)合顯著性Wald檢驗(yàn)的P值說(shuō)明模型總體上是非常顯著的。

四、結(jié)論及政策建議

從表2中各列的回歸結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)：（1）城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的對(duì)數(shù)滯后項(xiàng)LnGAPit-1對(duì)當(dāng)期消費(fèi)差距的影響較大，DIF—GMM和SYS—GMM回歸得到的彈性系數(shù)分為43%和53%，說(shuō)明我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距有較大的慣性作用，該差距有自我增強(qiáng)的作用。（2）對(duì)數(shù)城鎮(zhèn)居民人均收入（LnCIit）對(duì)當(dāng)期城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距影響較大，彈性系數(shù)為51%～63%，城鎮(zhèn)居民人均收入的增加會(huì)進(jìn)一步拉大城鄉(xiāng)消費(fèi)差距。（3）對(duì)數(shù)農(nóng)村居民人均收入（LnRIit）與當(dāng)期城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的彈性系數(shù)為-5%～-12%。農(nóng)村居民人均收入的增加會(huì)縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差距，但這個(gè)縮小作用遠(yuǎn)比不上城鎮(zhèn)居民人均收入增加帶來(lái)的擴(kuò)大差距作用。（4）對(duì)數(shù)政府對(duì)城鎮(zhèn)居民人均轉(zhuǎn)移支出（LnCGEit）對(duì)當(dāng)期城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響并不顯著。（5）對(duì)數(shù)政府對(duì)農(nóng)村居民人均轉(zhuǎn)移支出（LnRGEit）與當(dāng)期城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的彈性系數(shù)僅為-2%～-3%。這說(shuō)明農(nóng)村居民人均轉(zhuǎn)移支出的增加雖有利于縮小城鄉(xiāng)差距，但這種縮小作用目前仍比較微弱。

導(dǎo)致政府對(duì)農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移支出在縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距方面影響微弱的原因主要在于：農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)、農(nóng)村合作醫(yī)療以及農(nóng)村義務(wù)教育等制度仍然不夠完善，保障力度不大，因而并不能改變農(nóng)村居民對(duì)未來(lái)大額剛性需求的預(yù)期。具體而言：農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)和新型農(nóng)村合作醫(yī)療沒(méi)有實(shí)現(xiàn)基本覆蓋，農(nóng)民的參保積極性很大程度上取決于集體補(bǔ)助和地方財(cái)政補(bǔ)貼的落實(shí)到位。財(cái)力的明顯不足必然影響新農(nóng)保和新農(nóng)合制度的推廣。因此，政府應(yīng)在國(guó)民收入再分配中加大對(duì)農(nóng)民傾斜力度，增加中央和地方政府對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)的財(cái)政投入。同時(shí)，完善市、縣、鄉(xiāng)（村）三級(jí)衛(wèi)生網(wǎng)絡(luò)，加大政府在基層衛(wèi)生醫(yī)療單位的基礎(chǔ)設(shè)施及醫(yī)療環(huán)境等方面的財(cái)政投入，并逐步提高農(nóng)民醫(yī)藥費(fèi)用的報(bào)銷比例。農(nóng)村義務(wù)教育仍然存在保障水平偏低、辦學(xué)條件較差、教學(xué)質(zhì)量不高等問(wèn)題，因而要求在“以縣為主”的農(nóng)村義務(wù)教育管理體制下，縣級(jí)政府負(fù)起主要責(zé)任，省、市級(jí)財(cái)政給以充分支持，以保證農(nóng)村教育財(cái)政支出的增長(zhǎng)速度高于國(guó)家財(cái)政支出的增長(zhǎng)速度，盡快改善農(nóng)村辦學(xué)條件，加強(qiáng)學(xué)校教學(xué)設(shè)施，提高教師待遇。通貨膨脹因素和不確定收入前景的制約也是目前政府轉(zhuǎn)移性支出對(duì)提振居民消費(fèi)的影響并不大的重要原因，這使政府轉(zhuǎn)移性支出在縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距方面作用也十分微弱。

總之，政府對(duì)農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移支出，雖然目前對(duì)縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的作用并不明顯，但仍是有積極作用的。為了推進(jìn)城鄉(xiāng)社會(huì)的和諧發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)居民生活差距，政府需要進(jìn)一步完善對(duì)農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)、義務(wù)教育、撫恤救濟(jì)以及補(bǔ)貼等制度，加大對(duì)農(nóng)村地區(qū)的轉(zhuǎn)移支出力度，促進(jìn)城鄉(xiāng)社會(huì)保障等制度的銜接和統(tǒng)一，才能真正發(fā)揮政府轉(zhuǎn)移支出在縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差距方面的巨大作用。

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