陳萍

（遼寧社會(huì)科學(xué)院，沈陽 110031）

遼寧城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)差距實(shí)證研究
——以最低生活保障制度為切入視角

陳萍

（遼寧社會(huì)科學(xué)院，沈陽 110031）

本文根據(jù)2000年-2012年遼寧省屬14個(gè)城市的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)城鄉(xiāng)最低生活保障制度進(jìn)行了實(shí)證的研究。我們發(fā)現(xiàn)，城市的低保人數(shù)所占比重和城市人均低保資金都高于農(nóng)村。從表面看，這似乎暗示財(cái)政政策具有城市偏向的特征。但我們通過回歸分析進(jìn)行的深入研究發(fā)現(xiàn)，第一，社保支出的增加具有提高農(nóng)村低保人數(shù)比重的作用，因而不具有城市偏向的特征。第二，現(xiàn)階段城市低保人數(shù)比重的高低，與20世紀(jì)90年代國有單位職工人數(shù)的規(guī)模大小，具有正向的關(guān)系。而現(xiàn)階段農(nóng)村低保人數(shù)比重的高低，與20世紀(jì)90年代集體單位職工規(guī)模大小，具有反向關(guān)系。第三，城鄉(xiāng)之間收入差距的擴(kuò)大，具有縮小城鄉(xiāng)之間人均低保資金差異的作用，但其中的作用機(jī)理還有待于進(jìn)一步的研究。

城鄉(xiāng)最低生活保障 國有和集體單位職工規(guī)模 財(cái)政社會(huì)保障支出

一、問題的提出

城鄉(xiāng)一體化已成為中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一項(xiàng)重要內(nèi)容。消除城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)的差距，是這項(xiàng)重要內(nèi)容的一部分。雖然城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)存在差距是一個(gè)基本的事實(shí)，但是，從研究的角度說，我們?nèi)孕枰罁?jù)可獲得的數(shù)據(jù)對(duì)這個(gè)基本事實(shí)進(jìn)行定量的考察和分析。就目前公開發(fā)表的數(shù)據(jù)看，直接涉及遼寧城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)差距的，僅有城鄉(xiāng)最低生活保障人數(shù)和資金支出。雖然數(shù)據(jù)很有限，但結(jié)合其他相關(guān)的數(shù)據(jù)，從城鄉(xiāng)低保的差距方面入手，我們?nèi)阅芗斯芨Q城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)差距的一些特征和影響因素。

我們的數(shù)據(jù)全部來自相關(guān)年份的《遼寧統(tǒng)計(jì)年鑒》，主要包括2000年-2012年13個(gè)年份和省屬14個(gè)城市，部分?jǐn)?shù)據(jù)如國有和集體職工人數(shù)的數(shù)據(jù)涉及1993年-1999年7個(gè)年份和省屬14個(gè)城市，我們沒有對(duì)個(gè)別缺失的數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整，因此，是一個(gè)非平衡的面板數(shù)據(jù)。

在這篇文章中，我們嘗試探討一些基本的問題。在接下來的第二部分，我們將探討什么指標(biāo)可以較好地衡量城鄉(xiāng)之間最低生活保障的差距？遼寧城鄉(xiāng)低保的差距到底有多大？第三部分，我們通過對(duì)面板數(shù)據(jù)的回歸分析，探討歷史的因素對(duì)城鄉(xiāng)低保人數(shù)的形成是否存在影響？經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、收入分配差距和財(cái)政支出政策對(duì)城鄉(xiāng)之間低保的差距又會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響？最后，是簡短的結(jié)論。

二、城鄉(xiāng)低保差距的基本特征

根據(jù)遼寧2000年-2012年14個(gè)城市的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，表1提供了衡量城鄉(xiāng)低保差距的統(tǒng)計(jì)性描述。我們選擇了三個(gè)指標(biāo)來測度城鄉(xiāng)低保的差距：

其一，城市低保人數(shù)占全部低保人數(shù)的比重。這個(gè)指標(biāo)可以粗略地顯示低保政策向城市傾斜的程度。從表1中的第1至第2行可以看出，在所選樣本的13年里，城市低保人數(shù)的均值是農(nóng)村低保人數(shù)均值的兩倍以上。但更為準(zhǔn)確的指標(biāo)是城市低保人數(shù)占全部低保人數(shù)的比重，表1第3行顯示，這個(gè)比重的均值為0.71，就是說，在城鄉(xiāng)全部低保的人群中，城市低保人數(shù)平均占據(jù)了70%，最高值達(dá)到99%（如2003年的朝陽市）。

其二，城市低保人數(shù)和農(nóng)村低保人數(shù)分別占非農(nóng)人口和農(nóng)業(yè)人口的比重。前面提到的城市低保人數(shù)占全部低保人數(shù)比重指標(biāo)并沒有考慮城鄉(xiāng)的人口結(jié)構(gòu)，因此，只有在城鄉(xiāng)人口結(jié)構(gòu)相同的情況下，它才是準(zhǔn)確地衡量低保政策具有城市偏向的指標(biāo)，而我們知道，遼寧城鄉(xiāng)人口的分布并不是均等的。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2000年非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝?6%，2009年達(dá)到50%。由于此后《遼寧統(tǒng)計(jì)年鑒》不再提供非農(nóng)業(yè)人口和農(nóng)業(yè)人口的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，我們沒有近些年準(zhǔn)確的數(shù)據(jù)，但非農(nóng)人口與農(nóng)業(yè)人口的結(jié)構(gòu)變化是肯定的。為此，衡量城鄉(xiāng)低保差距的指標(biāo)必須根據(jù)人口的分布結(jié)構(gòu)進(jìn)行矯正。從表1的第4至第5行可以看出，城市低保人數(shù)占非農(nóng)人口的比重均值為0.08，也就是說，非農(nóng)人口中低保人數(shù)平均達(dá)到8%，最高值達(dá)到25%（如2003年的阜新市），而農(nóng)村低保人數(shù)占農(nóng)業(yè)人口的比重均值為0.03，也就是說，農(nóng)業(yè)人口中低保人數(shù)平均只有3%，最高值也僅有9%（如2009年的盤錦市）。這個(gè)指標(biāo)應(yīng)該說比較準(zhǔn)確地反映了城鄉(xiāng)之間低保政策覆蓋范圍的差距。平均而言，城鄉(xiāng)低保政策偏向城市的傾向比較明顯。但從動(dòng)態(tài)看，這種城市偏向的低保政策隨著時(shí)間的推移，逐步得到矯正。從圖1可以直觀地看出，城市低保人數(shù)占非農(nóng)人口的比重經(jīng)歷了先上升然后下降的過程，而農(nóng)村低保人數(shù)占農(nóng)業(yè)人口的比重則一直呈上升趨勢。2003年，前者的均值達(dá)到9%以上，而后者只有1%左右，2010年，前者和后者基本上都接近6%左右，根據(jù)人口進(jìn)行調(diào)整后，城鄉(xiāng)社保人數(shù)的覆蓋范圍在平均意義上趨向于相同了。也可以說，就城鄉(xiāng)最低生活保障的覆蓋范圍來說，政策的城市偏向問題逐步得到了矯正。

其三，城市低保人均資金與農(nóng)村低保人均資金之間的差距。低保政策的城市偏向不僅從城鄉(xiāng)覆蓋范圍的程度方面反映出來，也會(huì)體現(xiàn)在城鄉(xiāng)之間享受低保者的人均資金方面的差距。從表1的第6行至第8行可以看出，2000年-2012年期間，城市低保者的人均資金是1310元，而農(nóng)村的人均資金僅有555元，二者之比的均值（如第8行顯示）為2.84倍，最高值達(dá)到33倍（如2012年阜新市），最低值僅有0.2倍（如2002年的大連市）。圖2提供了這個(gè)指標(biāo)的動(dòng)態(tài)變化。2000年，城鄉(xiāng)低保者人均資金的差距平均為1.69倍，2012年上升為4.38倍。一般來說，城市居民最低的生活費(fèi)支出要高于農(nóng)村，因此，城鄉(xiāng)之間最低生活消費(fèi)支出的差距可以部分地解釋城鄉(xiāng)之間低保者人均資金的差距，剔除這個(gè)因素之外，就是低保政策中城市偏向的影響了。由于我們沒有系統(tǒng)的城鄉(xiāng)最低生活消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)，還不能準(zhǔn)確地判斷低保政策中資金支出的城市偏向程度。

表1 遼寧城鄉(xiāng)低保差距相關(guān)變量的統(tǒng)計(jì)描述

圖1 城市低保人數(shù)占非農(nóng)人口比重（ulsn/nrp）和農(nóng)村低保人數(shù)占農(nóng)業(yè)人口比重（rlsn/rp）

圖2 城市低保人均資金（ulsf/ulsn）和農(nóng)村低保人均資金（rlsf/rlsn），單位：（元）

三、影響城鄉(xiāng)之間低保差距因素的計(jì)量分析

前面的統(tǒng)計(jì)描述表明，無論是在覆蓋的范圍，還是在人均資金的分配上，低保政策在城鄉(xiāng)之間都存在一定的差異。在這個(gè)部分，我們將利用回歸分析方法探索和發(fā)現(xiàn)影響城鄉(xiāng)低保差距的原因。表2提供了全部回歸分析的結(jié)果，其中，所有回歸模型的F檢驗(yàn)都支持固定效應(yīng)的設(shè)定。

首先，我們探討歷史因素對(duì)城鄉(xiāng)低保人數(shù)規(guī)模的影響。就統(tǒng)計(jì)描述看，遼寧實(shí)施低保政策在城市覆蓋的范圍大于農(nóng)村，這是歷史因素導(dǎo)致的結(jié)果，還是現(xiàn)實(shí)政策偏向的選擇？在表2中，回歸模式（1）將城市享受低保的人數(shù)作為被解釋變量，而將滯后13年的國有和集體職工人數(shù)，以及現(xiàn)階段的社保支出占一般財(cái)政支出的比重作為解釋變量，采用截面固定效應(yīng)的方法進(jìn)行最小二乘估計(jì)。結(jié)果是，社保支出的財(cái)政政策對(duì)城市低保人數(shù)規(guī)模在統(tǒng)計(jì)上沒有顯著的作用，也就是說不是財(cái)政政策更偏向城市。滯后13年的集體單位職工人數(shù)的作用也不顯著，但是，滯后13年的國有單位職工人數(shù)與現(xiàn)階段城市享受低保的人數(shù)，在統(tǒng)計(jì)上顯著的正相關(guān)，估計(jì)系數(shù)為0.60，在5%水平上統(tǒng)計(jì)顯著。這意味著，1993年的國有單位職工人數(shù)較多，導(dǎo)致2006年的城市低保人數(shù)也較多。按照同樣的邏輯，1999年較高的國有單位職工較多，也會(huì)導(dǎo)致2012年的城市低保人數(shù)較高。這個(gè)回歸分析結(jié)果的經(jīng)驗(yàn)背景是，在20世紀(jì)90年代國企進(jìn)行的“下崗”和“減員”的改革中，一些下崗職工未能再就業(yè)，導(dǎo)致個(gè)人或家庭成員成為現(xiàn)階段的城市低保人員。換句話說，現(xiàn)階段城市低保人數(shù)的增加，在一定程度上，是因?yàn)樵缙趪袉挝宦毠と藬?shù)太多了。

在農(nóng)村低保者身上發(fā)生故事與城市低保者相反。回歸模式（2）顯示出，社保支出的比重對(duì)農(nóng)村低保人數(shù)的變化具有顯著的正效應(yīng)，估計(jì)系數(shù)為0.67，在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著。這意味著，社保支出并沒有產(chǎn)生城市偏向的特征，相反，隨著社保支出占一般財(cái)政支出比重的增加，農(nóng)村享受低保的人數(shù)也會(huì)增加?；貧w模型（2）還顯示出，滯后13年的國有單位職工規(guī)模對(duì)農(nóng)村低保人數(shù)也沒有統(tǒng)計(jì)上的影響，但是，滯后13年的集體單位職工的規(guī)模對(duì)農(nóng)村現(xiàn)階段的低保人數(shù)具有反向影響，估計(jì)系數(shù)為-0.44，在5%水平上統(tǒng)計(jì)顯著。換句話說，現(xiàn)階段農(nóng)村低保人數(shù)的增加，在一定程度上，是因?yàn)樵缙诩w單位職工人數(shù)太少了。

其次，我們探討影響城鄉(xiāng)低保覆蓋范圍的差異問題。前面部分的統(tǒng)計(jì)描述已經(jīng)表明，城市低保人數(shù)占全部城鄉(xiāng)低?？倲?shù)的比例，平均而言達(dá)到71%，政策有向城市傾斜的特征。什么因素影響城市低保人員所占比重？表2的回歸模式（3）提供了解釋。在那里，同樣采用截面固定效應(yīng)的估計(jì)方法。財(cái)政社保支出占一般財(cái)政支出的比重，表示反映財(cái)政支出結(jié)構(gòu)和政策傾向，這個(gè)變量對(duì)城市低保人數(shù)所占比重產(chǎn)生負(fù)向影響，估計(jì)系數(shù)為-0.26，在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著。也就是說，隨著財(cái)政社保支出比重的增加，農(nóng)村低保人數(shù)的比重也會(huì)增加，從而對(duì)城市低保人數(shù)的比重有一個(gè)向下的拉動(dòng)作用。另一個(gè)解釋變量滯后13年的國有單位職工人數(shù)，它與城市低保人數(shù)所占比重呈正向關(guān)系。估計(jì)系數(shù)為0.78，在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著。這個(gè)估計(jì)結(jié)果也意味著，早期國有單位職工的規(guī)模越大，現(xiàn)階段城市低保人數(shù)所占的比重就越高。簡言之，財(cái)政的社保支出政策有助于縮小低保人數(shù)覆蓋率的城鄉(xiāng)差異，而歷史上職工就業(yè)的所有制結(jié)構(gòu)對(duì)擴(kuò)大現(xiàn)階段低保人數(shù)覆蓋率的城鄉(xiāng)差異，有顯著的影響。

表2 影響城鄉(xiāng)之間低保差距的回歸分析

再次，分別考察影響城市低保人均資金和農(nóng)村低保人均資金的因素。回歸模式（4）和（5）仍然采用截面固定效應(yīng)的估計(jì)方法。我們選擇了相同的兩個(gè)變量作為解釋變量。一個(gè)是反映財(cái)政支出結(jié)構(gòu)特征的社保支出所占比重，另一個(gè)是反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值，對(duì)于后者，我們已經(jīng)根據(jù)2000年的價(jià)格對(duì)此后年份的數(shù)值進(jìn)行了矯正?；貧w估計(jì)的結(jié)果對(duì)于城市低保人均資金和農(nóng)村低保人均資金的效應(yīng)是相似的。社保支出所占比重對(duì)城鄉(xiāng)低保人均資金的變化都沒有統(tǒng)計(jì)意義上的影響，相反，實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值的增加對(duì)城鄉(xiāng)低保人均資金的增加會(huì)產(chǎn)生正向效應(yīng)，對(duì)于城市和農(nóng)村來說，估計(jì)系數(shù)分別為1.32和0.98，而且都在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著。這個(gè)結(jié)果意味著，城鄉(xiāng)低保人均資金的增加與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈正比，只不過經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變化影響城市人均資金變化的彈性要大于農(nóng)村。

最后，探討影響城鄉(xiāng)低保人均資金差異的因素。在表2最后一列回歸模式（6）中，我們選擇了三個(gè)解釋性變量。第一是社保支出占財(cái)政一般支出的比重，反映財(cái)政政策的特征。第二是實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值，反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。第三是城鄉(xiāng)居民人均收入比，反映城鄉(xiāng)收入分配結(jié)構(gòu)。我們采用截面和時(shí)間雙向固定效應(yīng)的估計(jì)方法，結(jié)果是，財(cái)政社保支出比重的估計(jì)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著，說明財(cái)政政策在低保方面沒有顯示出城市偏向的特征。人均實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值的估計(jì)系數(shù)為0.79，在10%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，說明隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，城鄉(xiāng)低保人均資金的差異會(huì)擴(kuò)大。城鄉(xiāng)人均收入比的估計(jì)系數(shù)為-0.87，在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，顯示出，城鄉(xiāng)收入分配的差距與城鄉(xiāng)低保的人均資金分配的差異呈反向變動(dòng)。城鄉(xiāng)收入差距越大，城鄉(xiāng)低保人均資金的差異越小，反之則反是。圖3提供了二者關(guān)系的散點(diǎn)分布，向下傾斜的是回歸線。我們猜測這個(gè)負(fù)向關(guān)系存在的邏輯是，當(dāng)市場因素導(dǎo)致城鄉(xiāng)人均收入差距擴(kuò)大，農(nóng)村居民的人均收入水平相對(duì)城市處于較低的地位，農(nóng)村中低保申請(qǐng)者的生活水平所處的地位會(huì)更低，在其他因素不變的情況下，政府可能增加農(nóng)村低保者的人均資金，以平衡最低生活保障在城鄉(xiāng)之間的差異。

圖3 城鄉(xiāng)居民人均收入比（luh/lrh）和城鄉(xiāng)低保人均資金比（（ulsf/ulsn）/（rlsf/rlsn））

四、簡短的結(jié)論

一般認(rèn)為，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)存在差異，城鄉(xiāng)最低生活保障制度作為其中的一個(gè)基礎(chǔ)性部分，可能也不例外。在這篇文章中，我們根據(jù)14個(gè)省屬城市的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)遼寧城鄉(xiāng)最低生活保障制度進(jìn)行了實(shí)證的研究。我們采用兩個(gè)主要的指標(biāo)來衡量城鄉(xiāng)低保的差異，其一是城市低保人數(shù)占城鄉(xiāng)全部低保人數(shù)的比重，其二是城市低保人均資金與農(nóng)村低保人均資金的比例，并對(duì)影響這兩個(gè)指標(biāo)的因素進(jìn)行了回歸分析。

通過對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的初步分析，我們發(fā)現(xiàn)，在2000年-2012年，城市低保人數(shù)占全部低保人數(shù)的比重均值達(dá)到70%，而且城市低保人數(shù)占非農(nóng)人口的8%，農(nóng)村低保人口僅占3%，特別是，城市人均低保資金是農(nóng)村的2.84倍。從這些數(shù)據(jù)看，城市的低保覆蓋率和人均資金都高于農(nóng)村，顯示出政策向城市傾斜的特征。

我們對(duì)影響城市低保人數(shù)比重的因素進(jìn)行了回歸分析，研究發(fā)現(xiàn)，社保支出的增加具有降低城市低保人數(shù)比重的作用，因而沒有顯示出城市偏向特征。我們最重要的發(fā)現(xiàn)是，20世紀(jì)90年代國有單位職工人數(shù)的規(guī)模大小，與現(xiàn)階段城市低保人數(shù)比重的高低具有正向的關(guān)系。早期國有職工規(guī)模越大，現(xiàn)階段城市低保人數(shù)越多，所占比重越高。我們還發(fā)現(xiàn)，20世紀(jì)90年代集體單位職工規(guī)模大小，與現(xiàn)階段農(nóng)村低保人數(shù)比重的高低具有反向關(guān)系，早期集體單位的職工規(guī)模越小，現(xiàn)階段農(nóng)村低保人數(shù)越多，所占比重越高。簡言之，對(duì)于城鄉(xiāng)低保的差異來說，歷史因素的影響可能比現(xiàn)實(shí)的財(cái)政政策影響要負(fù)更多的責(zé)任。

我們對(duì)影響城鄉(xiāng)低保人均資金差異的因素進(jìn)行回歸分析發(fā)現(xiàn)，財(cái)政社保支出對(duì)城鄉(xiāng)低保人均資金的差異是中性的，沒有擴(kuò)大或縮小的影響。人均地區(qū)生產(chǎn)總值的增加產(chǎn)生了擴(kuò)大城鄉(xiāng)低保差異的效應(yīng)，而城鄉(xiāng)之間收入差距的擴(kuò)大具有縮小城鄉(xiāng)低保差異的作用，而其中的作用機(jī)理還有待于進(jìn)一步的研究。

〔1〕Lewis，W.Arthur：Economic Development with Unlimited Supplies of Labor[J].The Manchester School，1954，22：139-191.

〔2〕Lipton，M.：Urban Bias Revisited[J].Journal of Development Studies，1984，20：139-166

〔3〕世界銀行.重塑世界經(jīng)濟(jì)地理（2009年世界銀行發(fā)展報(bào)告）[M].北京：清華大學(xué)出版社，2009.

〔4〕世界銀行.中國：推動(dòng)公平的經(jīng)濟(jì)增長（中國國家經(jīng)濟(jì)研究備忘錄）[M].北京：清華大學(xué)出版社，2003.

〔5〕陸銘，陳釗.城市化、城市傾向的經(jīng)濟(jì)政策與城鄉(xiāng)收入分配差距.[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004（6）.

【責(zé)任編輯 孟憲民】

F812.0

A

1672-9544（2014）11-0031-05

2014-09-10

陳萍，經(jīng)濟(jì)研究所研究員，主要研究方向?yàn)樨?cái)經(jīng)理論與政策。