新形勢下經(jīng)濟增長與財政支出對城鄉(xiāng)收入不平衡性的影響

侯冠平 劉曉梅

摘要：運用我國的數(shù)據(jù)，引入外生變量構(gòu)建向量自回歸模型（VAR模型），并運用各省份數(shù)據(jù)構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，進行實證分析，研究新形勢下經(jīng)濟增長、財政支出對我國城鄉(xiāng)收入不平衡性的影響，為經(jīng)濟政策的制定提供理論依據(jù)。結(jié)果表明，城鄉(xiāng)居民要素稟賦的差異和城鎮(zhèn)傾向性財政支出加劇了城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性。城鄉(xiāng)收入不平衡性的加劇在中、短期內(nèi)進一步加劇自身的不平衡性，并對經(jīng)濟有一定的促進作用，但在較長期則對經(jīng)濟產(chǎn)生不利影響;經(jīng)濟增長會使城鄉(xiāng)收入不平衡性發(fā)生短期波動;財政支出的沖擊在短期會對城鄉(xiāng)收入不平衡性產(chǎn)生同向影響;城鄉(xiāng)收入不平衡性在短期內(nèi)對財政支出的影響并不顯著，在中期會使得財政支出大幅度增加。經(jīng)濟增長和財政支出本身并不會導致城鄉(xiāng)居民收入不平衡性，導致城鄉(xiāng)居民收入不平衡性的原因在于經(jīng)濟增長在城鄉(xiāng)之間的速度差異以及財政支出的傾向性在城鄉(xiāng)之間的差異;城鄉(xiāng)收入不平衡性的加劇會使得農(nóng)村居民無力進行生產(chǎn)資本和人力資本的投入，引起經(jīng)濟增長速度在城鄉(xiāng)之間的差異和城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性進一步加劇。城鄉(xiāng)收入不平衡性對自身的貢獻度超過70%;財政支出和經(jīng)濟增長的貢獻度分別略高于21%和8%。經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入的不平衡性影響主要集中在東部沿海經(jīng)濟比較發(fā)達的省份，最小的省份大多是經(jīng)濟不夠發(fā)達的內(nèi)陸地區(qū)。財政支出對城鄉(xiāng)收入不平衡性影響最大的為一些經(jīng)濟不是很發(fā)達的地區(qū)，影響小的一類是經(jīng)濟比較發(fā)達的省份，一類是欠發(fā)達省份，還有些省份是農(nóng)業(yè)大省。因此，解決城鄉(xiāng)收入不平衡性問題，主要在于搞活農(nóng)村經(jīng)濟，提高農(nóng)村居民的收入;其次要改變城鎮(zhèn)傾向性財政支出政策，提高農(nóng)村經(jīng)濟增長的支持力度，尤其是提高落后地區(qū)的農(nóng)村經(jīng)濟增長支持力度;再次，經(jīng)濟增長要考慮到農(nóng)村居民的切身利益。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長;財政支出;城鄉(xiāng)收入不平衡性;VAR模型;面板數(shù)據(jù)模型

中圖分類號：F291.3 ??文獻標志碼： A ?文章編號：1002-1302（2019）13-0330-07

新中國成立后的一系列重工輕農(nóng)政策，人為擴大了城鄉(xiāng)差異。改革開放后，城鄉(xiāng)收入不平衡性問題隨著政策的逐步放開和經(jīng)濟快速增長而日趨嚴重。城鎮(zhèn)化道路和城鎮(zhèn)性傾向的財政支出，加上農(nóng)村優(yōu)秀人才流向城鎮(zhèn)，使得城鄉(xiāng)收入不平衡性問題更是雪上加霜。習近平同志“一帶一路”的倡議，直接影響進出口，而進出口在各產(chǎn)業(yè)的差別也影響著城鄉(xiāng)居民從業(yè)人員的收入及其不平衡性。黨的十九大提出要健全財政、貨幣、產(chǎn)業(yè)、區(qū)域等經(jīng)濟政策協(xié)調(diào)機制，并指出我國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。這一論斷，把不平衡不充分發(fā)展問題提到了議事日程上來。解決這一問題不僅涉及經(jīng)濟問題，而且涉及政治問題，是個公平與否的問題，也是緩解并消除我國基本矛盾的必然要求。因此，研究城鄉(xiāng)收入的不平衡性問題，緩解城鄉(xiāng)居民收入長期被扭曲的現(xiàn)象，具有重要的現(xiàn)實意義。

國外比較經(jīng)典的收入分配理論主要有要素分配理論[1]、洛倫茲曲線[2]、基尼系數(shù)、收入分配呈倒“U”形曲線[3]等。我國學者結(jié)合我國實際情況，對收入分配問題進行了深入研究。其中，最為重要的一個方面就是對城鄉(xiāng)收入差距的探討。與本研究相關(guān)的主要有2個方面：一是在經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入不平衡性方面。有的學者認為，經(jīng)濟增長和城鄉(xiāng)收入差距正向相關(guān)[4];城鄉(xiāng)收入差距過大致使農(nóng)村居民無力投資人力資本，影響勞動力轉(zhuǎn)移和經(jīng)濟增長[5];我國已經(jīng)出現(xiàn)庫茲涅茨拐點，倒“U”拐點在少數(shù)東部省份已經(jīng)出現(xiàn)[6]。二是在財政支出與城鄉(xiāng)收入不平衡性方面。有的學者發(fā)現(xiàn)，財政支出與泰爾指數(shù)呈倒“U”形或者“U”形關(guān)系[7];城鄉(xiāng)社會保障的差異在一定程度上引發(fā)了城鄉(xiāng)收入差距[8]。

上述研究為正確處理好經(jīng)濟增長、財政支出和城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系，從而制定我國經(jīng)濟政策提供了寶貴的理論依據(jù)，但仍存在嚴重不足。（1）這些研究很多采用了計量經(jīng)濟模型，卻沒有將外生變量納入模型體系內(nèi)，因而常常會讓所得出的結(jié)論具有很大的局限性;（2）衡量城鄉(xiāng)收入差距普遍采用的是泰爾指數(shù)，但泰爾指數(shù)是否適合研究城鄉(xiāng)收入差距，是一件值得商榷的事情;（3）在研究城鄉(xiāng)收入不平衡性方面，過于注重現(xiàn)象的外在表現(xiàn)和對數(shù)據(jù)的分析，以及背后產(chǎn)生的原因的探究;（4）在解決城鄉(xiāng)不平衡問題的對策上，還是沒有跳出“外因”決定論的怪圈[9]。尤其是在新形勢下，這些變量之間的關(guān)系和城鄉(xiāng)收入不平衡性有必要進一步探討。

1 城鄉(xiāng)居民收入不平衡性的衡量與現(xiàn)狀

從邏輯上看，城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展的不平衡性自從城市產(chǎn)生開始就已經(jīng)存在。城市的產(chǎn)生主要有2種情況：一是憑借優(yōu)越的自然資源和地理條件經(jīng)濟發(fā)展較快;二是統(tǒng)治階級出于國家戰(zhàn)略需要建都設(shè)郡，導致該區(qū)域資源富集。區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的不平衡導致居民收入不平衡[10-11]。

城鄉(xiāng)收入的不平衡性是指城鎮(zhèn)居民隱性收入和顯性收入遠高于農(nóng)村居民收入的畸形現(xiàn)象及其變化趨勢。隱性收入主要指更低的生活成本和更好、更便利的生活與工作條件、環(huán)境和設(shè)施，以及更多的學習與提升機會。城鎮(zhèn)居民擁有完善的基礎(chǔ)設(shè)施、良好的工作環(huán)境及醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障條件，再加上工作提升、學習深造等方面，這是農(nóng)村居民所無法比擬的。顯性收入是指居民到手的收入，城鄉(xiāng)收入的不平衡性中的顯性部分在很大程度上表現(xiàn)為城鄉(xiāng)收入差距。此外，城鄉(xiāng)收入的不平衡性雖然也表現(xiàn)在靜態(tài)的城鄉(xiāng)收入差距上，但更是一個動態(tài)概念，不僅反映過去，也體現(xiàn)現(xiàn)在，還是一種發(fā)展趨勢。由于隱性收入很難計量，數(shù)據(jù)很難獲得，本研究只采用城鄉(xiāng)收入差距指標代替城鄉(xiāng)收入發(fā)展的不平衡性。

我國城鄉(xiāng)收入不平衡性問題日趨嚴重。從城鄉(xiāng)收入相差的倍數(shù)來看，從1978年的2.57倍到1983年的1.82倍開始逐漸擴大，到2009年達到最大值3.33倍。雖然在近2年，這一倍數(shù)略有縮小，但城鄉(xiāng)收入差距絕對數(shù)一直呈擴大的趨勢。由于城鄉(xiāng)居民收入基數(shù)相差甚遠，因此，用城鄉(xiāng)收入相差的倍數(shù)略為縮小來說明城鄉(xiāng)收入差距的縮小本身就是不科學的，掩蓋了城鄉(xiāng)收入差距正在擴大的事實。

衡量城鄉(xiāng)收入差距的另一個應(yīng)用更為廣泛，且為很多人所接受的指標是泰爾系數(shù)。用泰爾系數(shù)和用倍數(shù)衡量城鄉(xiāng)收入差距的原理基本一致，得出的結(jié)論也基本類似。但用泰爾系數(shù)衡量城鄉(xiāng)收入不平衡性，進一步模糊了城鄉(xiāng)收入差距，抹殺了城鄉(xiāng)收入差距日益擴大的事實，且不能讓人直觀感受到城鄉(xiāng)收入差距的大小。因此，在用于說明城鄉(xiāng)收入不平衡性時，泰爾系數(shù)和倍數(shù)只能是作為一種輔助性說明指標。

用于衡量城鄉(xiāng)收入不平衡性的指標只能是用城鄉(xiāng)收入差距的絕對量來代替，其優(yōu)勢在于其直觀性、客觀性和科學性。直觀性表現(xiàn)在讓人一看就知道其差距大小;客觀性表現(xiàn)在衡量差距時沒有含糊;科學性在于從勞動的產(chǎn)出效率來說，差距的縮小應(yīng)該是邊際勞動產(chǎn)出率的趨同，這就意味著差距縮小的結(jié)果必然是“同工同酬”的趨近。

從國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)來看，以1978年不變價格計算，1978年城鄉(xiāng)收入差距為209.8元，超過農(nóng)村人均純收入1.57倍，到1980年這一差距達到261.36元;在以后的幾年中，城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)縮小的態(tài)勢，到1983年縮小到 218.12元?？s小的原因在于經(jīng)濟體制改革中，農(nóng)村先于城市。隨著城鎮(zhèn)經(jīng)濟體制改革的開始，城鄉(xiāng)收入差距又開始日趨嚴重。到2016年，城鄉(xiāng)居民收入絕對數(shù)已經(jīng)達到3 384.44元，用2016年價格指數(shù)計算，則這一差距已經(jīng)達到21 253元。從我國經(jīng)濟增長和財政收支與城鄉(xiāng)居民收入增長的速度來看，從1978年到2016年國內(nèi)生產(chǎn)總值增長了31.2倍，財政收入增長了21.4倍，財政支出增長了25.7倍，但城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入增長了14.6倍，而農(nóng)村居民家庭人均純收入則增長了13.7倍，城鄉(xiāng)居民收入差距的絕對數(shù)增長了 15.1倍。很明顯，經(jīng)濟增長、財政收支的增長速度快于城鄉(xiāng)居民收入的增長速度;城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長速度也快于農(nóng)村居民;城鄉(xiāng)收入差距的增長速度也明顯快于城鄉(xiāng)居民的收入增長速度。

從各省份1994—2016年以1993年不變價格計算的數(shù)據(jù)來看，地區(qū)生產(chǎn)總值增長速度最快的是天津，地區(qū)生產(chǎn)總值增長了12.54倍，財政收支分別增長了29.14倍和27.39倍，城鄉(xiāng)居民人均收入分別增長了4.17倍和5.07倍，城鄉(xiāng)收入差距增長了3.40倍;地區(qū)生產(chǎn)總值增長最慢的是遼寧，增長了4.10倍，財政收支分別增長了7.07倍和10.55倍（財政支出的增長速度也為最慢），城鄉(xiāng)居民收入分別增長了5.09倍和 4.10倍，城鄉(xiāng)收入差距增長了5.95倍。財政收支增長最快的是重慶（重慶在設(shè)為直轄市前，數(shù)據(jù)為前重慶市的數(shù)據(jù)），分別增長了44.80倍和38.75倍，經(jīng)濟增長了10.94倍，城鄉(xiāng)居民收入分別增長了3.93倍和4.61倍，城鄉(xiāng)收入差距增長了3.58倍;除重慶外，財政收入增長速度最快的是江蘇，財政支出增長最快的是北京，分別增長了31.28倍和31.87倍，經(jīng)濟分別增長了9.36倍和10.33倍，城鎮(zhèn)居民收入分別增長了 4.77 倍和6.12倍，農(nóng)村居民收入分別增長了4.22倍和3.70倍，收入差距分別增長了5.29倍和6.58倍。北京成為城鄉(xiāng)收入差距增長速度最快的地區(qū)。財政收入增長最慢的是黑龍江，增長了7.07倍，地區(qū)生產(chǎn)總值增長了4.32倍，城鄉(xiāng)居民收入分別增長了4.50倍和3.71倍，城鄉(xiāng)收入差距增長了5.41倍。城鄉(xiāng)收入差距增長速度最慢的是廣東，增長了2.32倍。廣東地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值增長了9.49倍，財政收支分別增長了19.84倍和18.32倍，城鄉(xiāng)居民收入分別增長了2.55倍和 2.98倍。

整體來看，各省份的財政收支和經(jīng)濟增長速度遠快于城鄉(xiāng)居民收入增長速度。在城鄉(xiāng)居民收入增長速度方面，少數(shù)省份農(nóng)村快于城鎮(zhèn)，絕大多數(shù)省份城鎮(zhèn)快于農(nóng)村，但由于農(nóng)村居民的收入基數(shù)遠小于城市居民的收入基數(shù)，所以，所有各省份的城鄉(xiāng)居民收入差距都呈現(xiàn)擴大的趨勢。

2 經(jīng)濟增長和財政支出對城鄉(xiāng)收入不平衡性的影響機制

經(jīng)濟增長和財政收支對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收入的影響各不相同，所以會對城鄉(xiāng)居民收入不平衡性產(chǎn)生影響。生產(chǎn)技術(shù)和組織方式?jīng)Q定了生產(chǎn)函數(shù)的形式，而生產(chǎn)要素的多少決定了投入能力，并進一步?jīng)Q定產(chǎn)出能力。這也正是決定經(jīng)濟增長的因素，它們主要從以下6個方面影響城鄉(xiāng)收入的不平衡性：（1）城鎮(zhèn)居民在生產(chǎn)技術(shù)和組織方式方面遠優(yōu)于農(nóng)村居民，所以，即使是同樣的投入，城鎮(zhèn)的產(chǎn)出也會大于農(nóng)村。（2）城鎮(zhèn)居民人力資源投入遠多于農(nóng)村居民。城鎮(zhèn)有優(yōu)越的教育資源，享受良好的教育服務(wù)。此外，城鎮(zhèn)居民參加工作后還有很多素質(zhì)和職位提升機會，這些都不是農(nóng)村居民所能擁有的。（3）城鄉(xiāng)生產(chǎn)性投資相差甚遠，導致城鄉(xiāng)資本存量的巨大差異。在工業(yè)已經(jīng)進入高科技、信息化已經(jīng)融入經(jīng)濟社會生活方方面面的時代，農(nóng)村的生產(chǎn)條件卻仍然非常落后。生產(chǎn)技術(shù)與生產(chǎn)工具的落后，注定了勞動生產(chǎn)率的低下。（4）城鎮(zhèn)交通便利，基礎(chǔ)設(shè)施完善，消費市場集中。而農(nóng)民地處偏僻、交通落后的地區(qū)，物流費用的高昂也阻止了農(nóng)村產(chǎn)品的商品化。（5）城鎮(zhèn)的人口、資本、資源的集聚能力特別強。而農(nóng)村分散經(jīng)營，不利于現(xiàn)代化生產(chǎn)工具的投入使用和勞動生產(chǎn)率的提高，而且，孤立的農(nóng)民在談判中也會處于不利地位，其利益很難得到保障。（6）近些年，我國農(nóng)產(chǎn)品進出口出現(xiàn)龐大的逆差，導致農(nóng)產(chǎn)品邊際產(chǎn)品價值的降低和勞動力邊際產(chǎn)出下降。

總之，城鎮(zhèn)依賴資源稟賦優(yōu)勢，經(jīng)濟增長較快，其居民必然獲得較快的收入增長;而農(nóng)村，落后的生產(chǎn)、經(jīng)營、組織方式和貧瘠的資源稟賦，再加上國際競爭的引入，阻礙了農(nóng)村居民收入的提高，從而加劇了城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性。

從財政支出來看，不管是中央預算支出還是地方預算支出，最終會讓一部分人受益，或到達某些人手里，或由某些群體享受財政支出帶來的好處。從支出科目的內(nèi)容中可以看出，財政支出的受益群體絕大多數(shù)是在城鎮(zhèn)生活與工作的居民，具有明顯的城鎮(zhèn)傾向性。這種城鎮(zhèn)性傾向的財政支出加重了城鄉(xiāng)經(jīng)濟的不平衡性和城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性。

從城鎮(zhèn)傾向性支出與農(nóng)村傾向性支出的差距來看，天津的差距最大，其次是上海和廣東;最小的為黑龍江，其次是新疆和內(nèi)蒙古。雖然各省份城鄉(xiāng)傾向性財政預算支出不一樣，而且城鄉(xiāng)傾向性財政預算支出對比也相差甚遠，但是，城鎮(zhèn)傾向性財政預算支出要遠遠多于農(nóng)村。

通過以上分析可以看出，經(jīng)濟增長通過要素報酬的方式影響著城鄉(xiāng)居民的收入，要素稟賦的差異導致城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性。財政預算支出也直接或間接流入到城鄉(xiāng)居民的手中，或者成為居民的隱性收入。但由于財政預算的城鎮(zhèn)傾向性支出遠大于農(nóng)村傾向性支出，導致二次分配在城鄉(xiāng)居民之間的不平衡，從而加劇了城鄉(xiāng)居民收入的不平衡。

3 模型構(gòu)建

為了研究我國經(jīng)濟增長、財政支出對城鄉(xiāng)收入不平衡性的影響，下面分別利用全國數(shù)據(jù)和省際面板數(shù)據(jù)加以分析。

3.1 基于全國總體數(shù)據(jù)的動態(tài)分析

改革開放以來，社會投資在引領(lǐng)經(jīng)濟發(fā)展方面起著越來越重要的作用。社會投資的傾向性，影響城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展并進一步影響城鄉(xiāng)居民收入，從而引發(fā)城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性?！耙粠б宦贰背h直接影響進出口，進一步影響著城鄉(xiāng)居民從業(yè)人員的收入及其不平衡性。通過反復比較、篩選和以上分析，最后敲定將全社會固定資產(chǎn)投資、進出口、城鎮(zhèn)化作為模型的外生變量，用它們代表模型內(nèi)生變量所處的環(huán)境，將經(jīng)濟增長、財政支出和城鄉(xiāng)收入差距作為模型內(nèi)生變量。

3.1.1 數(shù)據(jù)說明 為了研究方便，經(jīng)濟增長用國內(nèi)生產(chǎn)總值表示，符號為GDP，財政支出、進口、出口、全社會固定資產(chǎn)投資分別用FE、IM、EX、FI表示;以上各變量的單位為億元。用城鄉(xiāng)居民收入差距的絕對數(shù)來代表城鄉(xiāng)收入不平衡性，用G表示，單位為元。城鎮(zhèn)化用UR表示，代表人口城鎮(zhèn)化，即用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘陌俜謹?shù)表示。選用1978—2016年全國相應(yīng)數(shù)據(jù)，對以上價值指標數(shù)據(jù)用1978年為基期的商品零售價格指數(shù)平減后，取自然對數(shù)，取對數(shù)后的變量在原符號之前加L表示，分別為LGDP、LFE、LIM、LEX、LFI、LG、LUR。以下所有操作都是在Eviews 10.0下完成的。該VAR模型以及面板數(shù)據(jù)模型中的所有數(shù)據(jù)，除個別作了特殊說明外，均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

3.1.2 模型檢驗 要構(gòu)建向量自回歸模型（VAR模型），需要檢驗變量間的因果關(guān)系。在進行Granger因果關(guān)系檢驗時發(fā)現(xiàn)，檢驗結(jié)果不僅隨滯后期選擇不同而不同，而且會因外生變量的不同而不同。由Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果可知：（1）LGDP和LG互為Granger原因。這說明我國經(jīng)濟增長引起了城鄉(xiāng)居民收入不平衡性，城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性反過來又影響經(jīng)濟增長。我國經(jīng)濟增長在城鄉(xiāng)之間存在嚴重不平衡，這種不平衡導致城鄉(xiāng)居民收入的不平衡。而城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性，使得社會資本集中在城鎮(zhèn)居民手中，有利于資本的集聚與積累，在一定程度上會促進經(jīng)濟發(fā)展。（2）LG為LFE的單向Granger原因?？赡茉蛑皇浅青l(xiāng)收入不平衡性加劇，使得貧困人口增加，使國家不得不增加財政支出;可能原因之二是城鄉(xiāng)收入不平衡的加劇，使資源更加集中，從而有利于經(jīng)濟增長，進一步引發(fā)財政支出增加。而財政預算支出不會引發(fā)城鄉(xiāng)收入的不平衡性，可能原因是城鎮(zhèn)傾向性財政預算支出更多的是成為了城鎮(zhèn)居民的公共資源與隱性收入，直接導致城鎮(zhèn)居民顯性收入增長并不明顯。（3）LGDP與LFE互為Granger原因。經(jīng)濟增長必然引起財政收入的增長，財政收入的增長又會引起財政支出的變化。而財政支出的變化會引發(fā)經(jīng)濟增長的變化，這說明我國現(xiàn)有生產(chǎn)要素還沒有得到充分利用，經(jīng)濟并非處于一種充分就業(yè)狀態(tài)。（4）3個變量中的任意2個變量不能同時Granger引起另一變量的假設(shè)被拒絕，即任意1個變量可以由另外2個變量Granger引起。

Granger因果關(guān)系分析結(jié)果說明，變量之間存在著統(tǒng)計意義上的聯(lián)系，要構(gòu)建VAR模型，還需要檢驗?zāi)Ｐ妥兞渴欠駞f(xié)整。協(xié)整檢驗結(jié)果表明，在99%的置信度水平下，內(nèi)生變量LG、LGDP、LFE之間，在以LIM、LEX、LFI、LUR為外生變量的情況下，存在2個協(xié)整方程。該結(jié)果表明，變量之間存在長期均衡關(guān)系。采用AR特征根檢驗法檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性，結(jié)果表明，AR特征方程的特征根的倒數(shù)絕對值都小于1，即都位于單位圓內(nèi)，所以模型是穩(wěn)定的。最后，還需要確定模型的滯后階數(shù)。采用赤池信息準則（AIC）和施瓦茨（SC）準則選擇滯后期值，用Eviews 10.0軟件求出各滯后期的AIC和SC，選擇兩者均最小的那一期作為滯后期。結(jié)果表明，應(yīng)選擇滯后期為4，構(gòu)建VAR（4）模型。

3.1.3 模型分析 用Eviews 10.0軟件可得以LIM、LEX、LFI、LUR為外生變量，以LG、LGDP、LFE為內(nèi)生變量的VAR（4）方程。該模型的主要檢驗指標：R2=0.998 963，調(diào)整后的R2=0.998 041，F(xiàn)=1 083.743。為了排除排序?qū)Y(jié)果的影響，引入廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)，并選擇時期為30年，與本研究相關(guān)的脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果如圖1所示。

圖1為與城鄉(xiāng)收入不平衡性相關(guān)的脈沖響應(yīng)函數(shù)。圖1-a 是LG對自身1個標準差新息的響應(yīng)函數(shù)。LG對自身1個標準差新息的響應(yīng)從第1期的正向最大值迅速衰減到第2期極小值，并在第3期略有回升后，繼續(xù)迅速衰減，到第5期達到最小值且為負值后，再迅速提升，到第9年完成第1個周期，即第1個周期時長大約為9年。以后波幅迅速衰減，到第17期達到極大值，完成第2個周期。在經(jīng)過微小的波動，到第25期達到極大值之后，響應(yīng)幾乎已經(jīng)消失。從總體

上看，城鄉(xiāng)收入不平衡性的加劇，在短期內(nèi)會在一定程度上進一步加劇城鄉(xiāng)收入的不平衡性?？赡艿脑蚴浅青l(xiāng)收入的不平衡性的加劇會使得農(nóng)村居民無力進行生產(chǎn)資本和人力資本的投入。

圖1-b是LG對LGDP 1個標準差新息的響應(yīng)函數(shù)。LG對1個LGDP沖擊的響應(yīng)在第2期就會達極小值，第3期即達到最大值，完成第1個周期，1個周期時長大約為3年。然后迅速衰減，到第4期達到最小值后迅速攀升，并在第5期達到極大值，完成第2個周期。然后波幅逐漸衰弱，到第13期后波幅基本已經(jīng)消除。因此，經(jīng)濟增長會使得城鄉(xiāng)收入的不平衡性發(fā)生短期波動。由此可以看出，經(jīng)濟增長本身不會導致城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性，從而導致城鄉(xiāng)居民收入不平衡性加劇的原因在于城鄉(xiāng)經(jīng)濟增長速度的不平衡，導致城鄉(xiāng)居民收入增長速度的差異。

圖1-c是LG對LFE 1個標準差新息的響應(yīng)函數(shù)。LG對LFE 1個標準差新息的響應(yīng)開始時變動比較緩慢，到第3期達到最大值，在第5期開始急劇下降，并在第6期轉(zhuǎn)為負值，且達到極小值，完成第1個周期。以后波幅迅速衰減，從第11期響應(yīng)為負開始，一直保持到第25期。從第25期之后波幅變得非常微弱。從總體上看，財政支出的波動在短期內(nèi)會對城鄉(xiāng)收入不平衡性產(chǎn)生同向影響，但在中期，則會產(chǎn)生反向影響。財政支出導致城鄉(xiāng)居民收入不平衡性的可能原因在于財政支出的城鎮(zhèn)性傾向和城鄉(xiāng)經(jīng)濟個體在獲得這些“收入”后消費方式的差異。

圖1-d是LGDP對LG 1個標準差新息的響應(yīng)函數(shù)。LGDP對LG 1個標準差新息的響應(yīng)在第1期就迅速上升，到第2期達到極大值，然后迅速下降，并在第3期急劇降至極小值，完成第1個小周期，第1個小周期大約為3年。然后繼續(xù)上升，到第7期達到最大值后急劇下降，到第11期達到極小值，完成第2個周期。到第15期后，其響應(yīng)變?yōu)樨撝?，負值雖小，但一直維持到第29期，其響應(yīng)呈逐漸消失的態(tài)勢。從總體上看，城鄉(xiāng)收入不平衡性在短期和中期對經(jīng)濟增長有一定的促進作用，但在較長期內(nèi)則不會產(chǎn)生不利影響?？赡茉蛟谟诔青l(xiāng)收入不平衡性的加劇，使得城鎮(zhèn)居民有了過剩的資金用于生產(chǎn)性資本的積累。

圖1-e是LFE對1個LG標準差新息的響應(yīng)函數(shù)。LFE對1個LG標準差新息的響應(yīng)在第3期降為極小值后急劇上升，并在第7期達到最大值，完成第1個周期，即第1個周期時長大約為7年。然后開始一路下滑，到第18期時響應(yīng)轉(zhuǎn)為負值，并在第20期達到最小值，然后以逐漸衰弱的態(tài)勢趨于消失。從總體上看，LFE對1個LG標準差新息的響應(yīng)在短期內(nèi)影響較小，但在中期影響是顯著的，具有同向影響。在較長期內(nèi)，則會成為反向影響?？赡艿脑蛟谟诔青l(xiāng)收入不平衡性的加劇，導致生產(chǎn)性資本積累和經(jīng)濟增長，進一步導致國家稅收（財政收入）的增加，政府為了平衡財政收支，必然增加財政支出。

為了研究內(nèi)生變量對標準差的貢獻度，可以引入方差分解。方差分解是Sims于1980年提出的一種通過預測殘差的標準差在不同新息沖擊下影響的比例，以測定內(nèi)生變量對標準差貢獻度的方法。對上述VAR（5）模型作方差分解，Cholesky順序為LG、LGDP、LFE，結(jié)果如圖2所示。

圖2-a是LG對自身的貢獻度。LG對自身的貢獻度從第1期的100%迅速降至第4期的74.93%，雖然以后還有些波動，但幾乎是越來越平穩(wěn)地下滑，最后基本穩(wěn)定在70.28%。

圖2-b是LGDP對LG的貢獻度。LGDP對LG的貢獻度一直不大，從第1期的0緩慢上升到第4期的7.53%，然后繼續(xù)緩慢上升到第6期的最大值8.54%。再然后緩慢下滑，最后基本穩(wěn)定在8.26%。

圖2-c是LFE對LG的貢獻度。LFE對LG的貢獻度從第1期的0迅速上升到第2期的8.05%，然后上升到第4期的17.54%，再然后緩慢上升，最后基本穩(wěn)定在21.47%。

圖2-d是LG對LGDP的貢獻度。LG對LGDP的貢獻度從第1期的5.79%迅速上升至第2期的17.31%后有所下降，然后從第4期的11.86%迅速上升到第7期的27.43%，并在第10期達到最大值30.05%，以后緩慢下滑，最后基本穩(wěn)定在28.74%。

圖2-e是LG對LFE的貢獻度。LG對LFE的貢獻度從第1期的5.82%緩慢下降至第4期的1.33%后，開始迅速上升，到第8期達到16.62%。然后開始平穩(wěn)上升，并基本穩(wěn)定在17.97%。

從方差分解的分析可知，對LG貢獻度最大的是LG自身，始終超過70%，最后基本穩(wěn)定在略高于70%的水平上;其次是LFE，最終超過21%;最后是LGDP，略高于8%。因此，解決城鄉(xiāng)收入不平衡性問題，主要還是在于提高農(nóng)村居民的收入，其次要有恰當?shù)呢斦С稣?，再次，?jīng)濟增長要考慮到農(nóng)村居民的利益。

另外，城鄉(xiāng)收入的不平衡性對經(jīng)濟增長有一定的促進作用，但也要考慮到農(nóng)村居民的利益。而城鄉(xiāng)收入的不平衡性對財政支出的貢獻度不是很大，但也占有不小的比率。

以上是從全國整體上分析經(jīng)濟增長、財政支出對城鄉(xiāng)收入不平衡性的影響。但各省份情況不同，他們之間的關(guān)系也有所差別。因此，需要對各省份的具體情況進行進一步分析。

3.2 基于省際面板數(shù)據(jù)的模型分析

為了進一步研究經(jīng)濟增長和財政支出對城鄉(xiāng)收入不平衡性的影響，可以引入省際面板數(shù)據(jù)模型。選用1993—2016年我國各省份的相應(yīng)指標，并用1993年為基期的消費不變價格指數(shù)平減，對上述各變量取自然對數(shù)。各變量符號和單位保持與上文一致。除1993—1995年重慶數(shù)據(jù)來源于《重慶統(tǒng)計年鑒》外，所有數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局。

3.2.1 數(shù)據(jù)檢驗 為了防止偽回歸，需檢驗數(shù)據(jù)是否同階平穩(wěn)。檢驗結(jié)果表明，LG？、LGDP？和LFE？都是不平穩(wěn)序列，但其一階差分ΔLG？和變量ΔLGDP？、ΔLFE？都拒絕存在單位根的原假設(shè)，都是平穩(wěn)序列I（1）。要構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，還需檢驗面板數(shù)據(jù)是否協(xié)整。采用Pedroni檢驗法進行檢驗，結(jié)果表明，面板數(shù)據(jù)檢驗只有v檢驗的P值略高于0.05，其余3個檢驗都可以通過檢驗;數(shù)據(jù)組中的rho檢驗不能通過，但其他2個檢驗都可以通過檢驗。所以綜合判斷可以通過檢驗。即采用Pedroni檢驗法的檢驗結(jié)果表明，該模型變量是協(xié)整的。采用Kao檢驗，結(jié)果ADF的t值為-4.241 384，P值為0.000 0。因此，采用Kao檢驗的結(jié)果也顯示模型變量是協(xié)整的。再采用Fisher檢驗，結(jié)果表明，方程數(shù)據(jù)不協(xié)整的原假設(shè)被拒絕。因此，采用Fisher檢驗的結(jié)果也顯示模型變量是協(xié)整的。3種方法的協(xié)整檢驗都表明模型變量是協(xié)整的。協(xié)整關(guān)系說明變量間存在某種穩(wěn)定的關(guān)系。

3.2.2 省際面板模型分析 為了準確估計模型變量之間的關(guān)系，需要確定模型形式。Hausman檢驗結(jié)果顯示，P值為 0.000 0，拒絕構(gòu)建隨機效應(yīng)模型的原假設(shè)，應(yīng)該建立固定效應(yīng)模型。固定效應(yīng)模型有3種形式，因此需要計算F值來判斷所要建立的模型形式。計算結(jié)果顯示，F(xiàn)1=4.173，F(xiàn)2=678.088。由于F1和F2都大于臨界值，所以應(yīng)建立變系數(shù)形式的面板數(shù)據(jù)模型。用AR（1）消除模型變量的自相關(guān)，并選擇截面加權(quán)法和在系數(shù)協(xié)方差方法中選擇“White Period”以消除異方差。面板數(shù)據(jù)模型可以表示為下式：

式中：Cji為待估系數(shù)矩陣，j=0，1，2，3;Gi表示i省份的城鄉(xiāng)收入差距;i=1，2，3，…，31，分別表示各省份相應(yīng)變量;ξ為各省份的個體效應(yīng);μ為隨機擾動項?；貧w結(jié)果如表1所示。

加權(quán)后的統(tǒng)計量：R2=0.992 912，校正后的R2=0.991 432，F(xiàn)=670.798 1，杜賓-瓦特森檢驗值（DW）=1.645 361。加權(quán)前的統(tǒng)計量：R2=0.990 751，DW=1.702 744。觀測期為23年（1994—2016年）。

由于各變量都取了自然對數(shù)，因此，各自變量的系數(shù)可以理解成各自變量對因變量的彈性。從回歸結(jié)果來看，擬合優(yōu)度較好，且各檢驗指標都能較好地通過檢驗。

從經(jīng)濟增長的回歸系數(shù)看，系數(shù)最大的為福建，其次為上海、山東，主要集中在華東地區(qū)，再次是北京和廣東，這些地區(qū)的經(jīng)濟都比較發(fā)達，經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)收入的不平衡性影響比較大，這也進一步說明經(jīng)濟增長會加劇城鄉(xiāng)收入的不平衡性。系數(shù)最小的為黑龍江，然后是山西、河南、新疆，這些省份的系

數(shù)都為負值，即經(jīng)濟增長會降低這些省份的城鄉(xiāng)收入不平衡性;再然后是內(nèi)蒙古、廣西、甘肅、江西，這些省份大多是經(jīng)濟不夠發(fā)達或者農(nóng)業(yè)與農(nóng)產(chǎn)品加工產(chǎn)業(yè)方面有自己特色的內(nèi)陸地區(qū)。

從財政支出的回歸系數(shù)看，系數(shù)最大的為山西，其次為內(nèi)蒙古和河南，再次是廣西、甘肅、河北、江西和新疆，這些地區(qū)基本上都是內(nèi)陸地區(qū)，為了追逐經(jīng)濟增長，政府可能采取的是一些“集中力量辦大事”的做法，在財政支出方面往往不知不覺地采取了城鎮(zhèn)性傾向政策。財政支出系數(shù)最小的為福建、廣東和山東3個沿海省份，其次是西藏、天津、湖南、寧夏、上海、遼寧、貴州、云南。這些省份中，一類經(jīng)濟比較發(fā)達，如其中的沿海省份福建、廣東、天津、上海，這些省份由于經(jīng)濟比較發(fā)達，有足夠的財政收入改善農(nóng)村的經(jīng)濟現(xiàn)狀，因而在財政預算的時候可以兼顧農(nóng)業(yè)的發(fā)展，甚至可以反哺農(nóng)業(yè)。另一些省份經(jīng)濟欠發(fā)達，如西藏、寧夏、貴州等，由于財政預算有限，既要考慮經(jīng)濟發(fā)展，又不得不兼顧貧困人口，在財政支出方面采取一些比較中性的財政支出政策。還有的省份，如湖南、遼寧、云南，本來就是農(nóng)業(yè)大省，財政預算支出不得不考慮農(nóng)業(yè)的發(fā)展，在財政支出方面，也不得不采取較為中性的財政支出政策。

AR（1）是1個綜合性的變量，在模型中表現(xiàn)為滯后一期各變量（自變量和因變量）對本期的影響。從回歸的結(jié)果來看，影響最大的為東北3省（遼寧、黑龍江和吉林），其次為河南、江西，以及西北的新疆、青海和甘肅。這些省份城鄉(xiāng)收入的不平衡性在受本期經(jīng)濟增長和財政支出影響的同時，受上一期各經(jīng)濟變量的影響也很大。受上期變量影響最小的是西藏。

截距項分為2個部分，一部分為共同項，反映我國總體上的情況。另一部分是各省份的個體效應(yīng)，反映各省份的不同情況。從截距項來看，截距最大的為黑龍江，其次是西部的廣西、西藏、新疆、青海和甘肅;截距項最小的為遼寧，為負值，其次是華東地區(qū)的福建、上海、山東、江蘇。

4 結(jié)論

經(jīng)濟增長通過要素報酬的方式影響著城鄉(xiāng)居民收入，要素稟賦的差異直接導致城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性。我國嚴重的城鎮(zhèn)傾向性財政支出加重了城鄉(xiāng)經(jīng)濟的不平衡性;農(nóng)產(chǎn)品進出口出現(xiàn)較大的逆差，對我國第一產(chǎn)業(yè)也是一種強烈沖擊;龐大的逆差，也導致農(nóng)產(chǎn)品競爭加劇和農(nóng)村勞動力邊際產(chǎn)出下降。

因果關(guān)系檢驗結(jié)果表明，經(jīng)濟增長和城鄉(xiāng)收入的不平衡性互為Granger原因;城鄉(xiāng)收入的不平衡性為財政支出的單向Granger原因;經(jīng)濟增長和財政支出互為Granger原因。我國仍處于一種非充分就業(yè)狀態(tài)，擴大內(nèi)需或擴大國際市場需求仍可以促進我國經(jīng)濟增長。

從脈沖響應(yīng)函數(shù)來看，城鄉(xiāng)收入不平衡性的加劇在中、短期內(nèi)進一步加劇了城鄉(xiāng)收入的不平衡性。經(jīng)濟增長會使得城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性發(fā)生短期波動，但在中、長期，這種效應(yīng)會逐漸消失。財政支出的波動在短期內(nèi)會對城鄉(xiāng)居民收入不平衡性產(chǎn)生同向影響，但在中期，則會產(chǎn)生反向影響，在長期，影響會逐漸消失。城鄉(xiāng)居民收入不平衡性在短期和中期對經(jīng)濟增長有一定的促進作用，但在較長期則會產(chǎn)生不利影響。城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性在短期內(nèi)對財政支出影響并不顯著，在中期會使得財政支出大幅度增加;但在中長期，則會使得財政支出減少;在長期，以上各種效應(yīng)都將逐漸消失。

經(jīng)濟增長本身不會導致城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性，導致城鄉(xiāng)居民收入不平衡性加劇的原因在于城鄉(xiāng)經(jīng)濟增長速度的不平衡。城鄉(xiāng)收入不平衡性的加劇會使得農(nóng)村居民無力進行生產(chǎn)資本和人力資本的投入，從而導致城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性進一步加劇，也必然引起經(jīng)濟增長速度在城鄉(xiāng)之間的差異。財政支出導致城鄉(xiāng)居民收入不平衡性的可能原因在于財政支出的城鎮(zhèn)性傾向和城鄉(xiāng)經(jīng)濟個體在獲得這些“收入”后的消費方式的差異。城鄉(xiāng)收入不平衡性的加劇，導致生產(chǎn)性資本積累在城鄉(xiāng)居民之間的差異，并進一步引起經(jīng)濟增長。經(jīng)濟增長引起國家稅收（財政收入）的增加，政府為了平衡財政收支，必然增加財政支出;財政收入的增加，也使得政府有財力增加財政支出。

從貢獻度來看，城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性對自身的貢獻度最大，超過70%;經(jīng)濟增長的貢獻度最小，略高于8%;財政支出的貢獻度超過21%。城鄉(xiāng)居民收入不平衡性對經(jīng)濟增長的貢獻度接近29%，對財政支出的貢獻度接近18%。因此，解決城鄉(xiāng)居民收入不平衡性問題，主要還是在于搞活農(nóng)村經(jīng)濟，提高農(nóng)村居民的收入;其次要有恰當?shù)呢斦С稣?再次，經(jīng)濟增長要考慮到農(nóng)村居民的切身利益。

從省際面板數(shù)據(jù)模型來看，城鄉(xiāng)收入的不平衡性、經(jīng)濟增長和財政支出為同階平穩(wěn)序列，存在協(xié)整關(guān)系，具有固定效應(yīng)和變系數(shù)效應(yīng)，經(jīng)濟變量前一期對本期存在顯著影響。

從經(jīng)濟增長的回歸系數(shù)看，系數(shù)最大的主要集中在東部沿海經(jīng)濟都比較發(fā)達的省份，這些省份的經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)居民收入不平衡性影響最大;系數(shù)最小的為黑龍江、山西、河南、新疆，其次是內(nèi)蒙古、廣西、甘肅、江西，這些省份大多是經(jīng)濟不夠發(fā)達的內(nèi)陸地區(qū)，這些省份的經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)居民收入不平衡性的影響最小。

從財政支出的回歸系數(shù)看，最大的是山西，其次是內(nèi)蒙古和河南，再次是廣西、甘肅、河北、江西和新疆。為了追逐經(jīng)濟增長，政府往往不知不覺地采取了城鎮(zhèn)傾向性財政支出政策。財政支出系數(shù)最小的是福建、廣東和山東3個沿海城市，其次是西藏、天津、湖南、寧夏、上海、遼寧、貴州、云南。經(jīng)濟發(fā)達的省份，有實力改善農(nóng)村的經(jīng)濟現(xiàn)狀;經(jīng)濟欠發(fā)達的省份，由于財政預算有限，在財政支出方面不得不采取一些比較中性的財政支出政策。還有些農(nóng)業(yè)大省，財政預算支出不得不考慮農(nóng)業(yè)的發(fā)展，也不得不采取較為中性的財政支出政策。由此可以看出，財政政策的傾向性與經(jīng)濟發(fā)展無關(guān)，可能與決策者的偏好有關(guān)。

從滯后項的系數(shù)來看，“上一期”各經(jīng)濟變量對“本期”城鄉(xiāng)收入不平衡性影響最大的為東北3?。ㄟ|寧、黑龍江和吉林），其次為河南、江西，與西北的3個省份（新疆、青海和甘肅）。這些省份城鄉(xiāng)收入的不平衡性受本期經(jīng)濟增長和財政支出影響的同時，受上一期各經(jīng)濟變量的影響也很大?！皯T性”最小的是西藏。

從截距項來看，截距最大的是黑龍江，其次是廣西、西藏、新疆、青海和甘肅;截距最小的是遼寧，為負數(shù);其次是華東地區(qū)的福建、上海、山東、江蘇。

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