基于面板數(shù)據(jù)的社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距影響的實證分析

基于面板數(shù)據(jù)的社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距影響的實證分析摘要：本文采用中國31個省市—年的面板數(shù)據(jù)，對中國31個省市的都市化率、社會保障支出與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系進行實證分析，以揭示各地區(qū)都市化率、社會保障支出對該地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的省域影響。成果顯示:就全國而言，都市化率、社會保障支出與城鄉(xiāng)收入差距呈正有關(guān);就地區(qū)而言，大部分地區(qū)都市化率的提高擴大了城鄉(xiāng)收入差距，而半數(shù)以上的地區(qū)其社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距的縮小有一定增進作用，但不同地區(qū)其影響呈現(xiàn)一定的差別性。其政策含義在于，可通過建立都市反哺農(nóng)村機制和完善社會保障體系來縮小城鄉(xiāng)收入差距，增進社會公平。核心字：城鄉(xiāng)收入差距都市化率社會保障支出一、引言自改革開放以來，我國的經(jīng)濟建設(shè)獲得了突飛猛進的進展，城鄉(xiāng)居民生活水平也逐年提高。然而我國在經(jīng)濟高速增加的同時，也出現(xiàn)某些構(gòu)造性問題，例如農(nóng)村經(jīng)濟仍然嚴(yán)重滯后于都市，城鄉(xiāng)分割的二元經(jīng)濟體制仍舊存在，城鄉(xiāng)收入差距也不停加大。從通用的反映國民收入分派狀況不平等程度的基尼系數(shù)來看，近十年中國的基尼系數(shù)始終保持在0.47以上，超出了0.4的國際公認(rèn)警戒線，成為世界上收入不平等程度較為嚴(yán)重的國家之一。與其它收入不平等國家的區(qū)別是，我國居民收入差距擴大重要是由城鄉(xiāng)收入差距推動的。城鄉(xiāng)收入差距對居民收入差距的影響最為深遠(yuǎn)。城鄉(xiāng)收入差距的擴大使得社會公平問題逐步上升為突出的問題，因此，研究城鄉(xiāng)居民收入差距含有重要的現(xiàn)實意義。影響城鄉(xiāng)居民收入差距的因素有諸多，涉及都市化、財政支出、財政支出構(gòu)造等。本文將社會保障因素納入實證分析，單獨考察各地區(qū)財政社會保障支出對城鄉(xiāng)差距的作用效應(yīng)，采用中國31個省市—年的面板數(shù)據(jù)，對中國31個省市的都市化率、社會保障支出與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系進行實證分析，以揭示各地區(qū)都市化率、社會保障支出對該地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的省域影響。二、文獻綜述（1）社會保障收入分派的本質(zhì)林志芬（）指出社會保障制度本質(zhì)上就是一種收入再分派的方式。劉瑋（）則認(rèn)為社會保障是一種轉(zhuǎn)移支付制度，在一定程度上緩和市場的初次分派不公，實現(xiàn)社會公平，并認(rèn)為互助觀念和互濟特性是社會保障制度與生俱來的內(nèi)在規(guī)定劉瑋.個人責(zé)任：養(yǎng)老保險的一種理論分析劉瑋.個人責(zé)任：養(yǎng)老保險的一種理論分析[J].云南社會科學(xué)，（3）：73高霖宇.發(fā)達國家社會保障水平與收入分派差距關(guān)系及對中國的其實[J].地方財政研究，（7）：75-80（2）社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響李智（）認(rèn)為我國在社會保障支出提高的同時，城鄉(xiāng)居民的收入差距也進一步擴大，造成這些問題最重要的因素就在于中國存在十分明顯的城鄉(xiāng)二元化的社會保障制度，致使城鄉(xiāng)社會發(fā)展不平衡。張翼（）認(rèn)為，城鄉(xiāng)收入差距水平與城鄉(xiāng)社會保障支出資金的數(shù)額之間存在親密的關(guān)系。徐倩、李放（）為了得到社會保障支出對中國城鄉(xiāng)收入差距的影響，使用系統(tǒng)廣義矩預(yù)計的辦法，通過對1998-年的各省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)進行分析得到成果。分析成果表明，人均社會保障支出、社會保障占財政支出的比例與我國的城鄉(xiāng)差距之間的正有關(guān)關(guān)系十分明顯，即財政用于社會保障方面的支出并沒有起到縮小收入差距的作用，反而還擴大了收入差距。王莜欣、鮑捷（）通過對1998-年的中國社會保障支出占GDP比重、社會保障支出水平數(shù)據(jù)以及基尼系數(shù)進行研究，來發(fā)現(xiàn)后者與前兩者之間存在的有關(guān)聯(lián)系，成果發(fā)現(xiàn)我國的社會保障支出占GDP比重以及社會保障支出這兩項數(shù)據(jù)呈現(xiàn)基本相似的變化趨勢，而這兩項數(shù)據(jù)與基尼系數(shù)之間并不存在明顯的規(guī)律。三、實證分析（一）模型設(shè)定本文在實證檢查中建立以下計量經(jīng)濟模型:URIit=αi+β其中:變量下標(biāo)代表不同地區(qū)；變量下標(biāo)代表不同年份。βi和γi分別為都市化率與社會保障支出的回歸系數(shù)；αi截距項體現(xiàn)為個體效應(yīng)；μit為隨機誤差項；URIit是代表城鄉(xiāng)收入差距的變量，依以往文獻的研究經(jīng)驗，這里取都市居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比作為其表征指標(biāo)，這個指標(biāo)的值越大，闡明城鄉(xiāng)收入差距越大，反之則相反；選用的樣本區(qū)間為—，文中的省級面板數(shù)據(jù)涉及全國31個省、直轄市及自治區(qū)。研究所選用的省際面板數(shù)據(jù)重要來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫以及各省市的地方統(tǒng)計年鑒。（二）檢查及回歸分析1、單位根檢查按照協(xié)整的定義，如果城鄉(xiāng)收入差距與都市化率、社會保障支出水平存在長久均衡關(guān)系，他們之間必須含有相似的單整階數(shù)。因此，進行協(xié)整檢查前，先要對各變量進行單位根檢查，檢查成果見表3.1。表3.1城鄉(xiāng)收入差距與都市化率、社會保障支出的ADF檢查LLC檢查ADF檢查PP檢查VariableStatisticsP-ValueStatisticsP-ValueStatisticsP-ValueURI-1.368640.085624.38461.000046.76330.9249△URI-17.1052

0.0000229.696

0.0000355.201

0.0000平穩(wěn)U-77.

0.0000104.199

0.000682.8633

0.0396△U

-14.9373

0.0000

163.2510.0000230.890

0.0000平穩(wěn)SCE-4.02951

0.000066.62010.321156.9004

0.6594△SCE-15.6448

0.0000175.5290.0000250.435

0.0000平穩(wěn)（注：該表由附表1-6匯總而來）從上表能夠看出，根據(jù)對各變量的水平值進行檢查所得的成果，城鄉(xiāng)收入差距與都市化率、社會保障支出原始序列均為非平穩(wěn)變量。對變量進行一階差分后，得到其一階差分序列顯著平穩(wěn)。因此，通過檢查能夠判斷它們都是一階單整。2.協(xié)整檢查在完畢單位根檢查后，為了進一步檢查城鄉(xiāng)收入差距與都市化率、社會保障支出之間與否存在長久均衡關(guān)系，還需要進行協(xié)整檢查，得檢查成果如表3.2所示。表3.2城鄉(xiāng)收入差距與都市化率、社會保障支出的Johansen協(xié)整檢查成果協(xié)整序列H跡統(tǒng)計量P值URI與U0227.90.0000187.790.0173URI與SCE094.010.0054183.980.0330（注：該表由附表7-8匯總而來）從表3.2能夠看出，城鄉(xiāng)收入差距與都市化率、社會保障支出存在著長久穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。3.模型的選擇首先建立隨機效應(yīng)回歸y另首先用Hausman檢查該模型與否是隨機效應(yīng)模型。在研究面板數(shù)據(jù)時，固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型模型是普通使用的兩種回歸模型，但它們之間存在差別。前者認(rèn)為個體間存在明顯差別，但是對于特定的個體而言，組內(nèi)不存在時間序列上的差別；后者則假設(shè)個體效益服從均值為零、方差為的隨機數(shù)，且與解釋變量不有關(guān)，與互相獨立。因此需要對兩種模型的回歸成果進行對比篩選，以獲得更精確的結(jié)論。表3.3給出了Hausman檢查的成果，以此來檢查本文所選樣本應(yīng)當(dāng)用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。表3.3城鄉(xiāng)收入差距模型形式設(shè)定的Hausman檢查由表3.3能夠看出Hausman檢查的p=0.0007<0.05的明顯性水平，因此回絕原假設(shè)（個體影響與解釋變量不有關(guān)），認(rèn)為個體影響與解釋變量間存在有關(guān)關(guān)系，將模型設(shè)定為固定效應(yīng)模型。PanelData模型有三種形式：無個體影響的不變系數(shù)模型（又稱混合模型）、變截距模型、含有個體影響的變系數(shù)模型，擬定模型的形式為固定效應(yīng)后，就要檢查本文研究的樣本合用于哪種模型。普通合用的檢查是協(xié)方差分析檢查。原假設(shè)為:,模型為變截距模型；，模型為混合模型。構(gòu)造F統(tǒng)計量：其中，、、分別為變系數(shù)模型、變截距模型和混合模型的殘差平方和，K為解釋變量的個數(shù)，N為截面?zhèn)€體數(shù)量，為常數(shù)項，為系數(shù)向量。如果計算所得到的統(tǒng)計量的值不不大于給定置信度下的對應(yīng)臨界值，則回絕原假設(shè)，繼續(xù)檢查假設(shè)。反之，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合不變系數(shù)模型。類似地，若計算得到的統(tǒng)計量的值不不大于給定置信度下的對應(yīng)臨界值，則回絕原假設(shè)，用變系數(shù)模型擬合樣本，反之，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合變截距模型。運用eviews6.0對樣本數(shù)據(jù)分別就三種模型形式進行預(yù)計，得到三種模型的殘差平方和以下表所示。表3.4三種模型形式的殘差平方和匯總表變系數(shù)模型S1變截距模型S2混合模型S3殘差平方和17.2257835.43166127.8485（注：該表由附表9-11匯總而來）將數(shù)據(jù)代入公式得出：F2=26.5445：F90,372都遠(yuǎn)不不大于5%明顯性水平下各自的臨界值(其中，N=31，T=15，k=2)，因此均回絕原假設(shè)，因此用變系數(shù)模型擬合樣本。4.模型的回歸分析由上述分析懂得，選擇變系數(shù)模型對樣本進行擬合，擬合成果如表3.5所示。表3.5模型參數(shù)的預(yù)計表?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）β1γ北京1.686（0.465）-1.330（-0.505）天津-0.829（-1.157）9.359（1.780）河北-0.068（-0.050）1.671（0.913）山西0.401（0.332）2.809（1.222）內(nèi)蒙古0.088（0.049）1.462（0.557）遼寧1.041（1.389）1.275（0.575）吉林-12.516（-2.361）5.152（2.181）黑龍江-10.240（-1.957）2.362（0.82）上海0.957（0.368）0.066（0.020）江蘇-0.632（-0.355）8.710（1.559）浙江-1.565（-0.459）1.726（0.275）安徽-1.495（-1.403）2.278（0.962）福建-0.925（-0.775）3.578(1.606)江西-1.047（-1.078）3.143（1.221）山東-0.894（-0.756）4.082（1.168）河南-2.383（-1.893）4.360（1.720）湖北-3.169（-2.614）3.890（1.930）湖南-2.169（-1.847）3.827（1.728）廣東-0.028（-0.014）-0.386（-0.138）廣西-0.932（-2.409）-1.984（-1.077）海南-0.153（-0.214）2.370（0.961）重慶-2.867（-3.074）-0.172（-0.083）四川-3.445（-2.259）2.232（0.837）貴州-5.937（-4.775）-3.293（-4.147）云南-6.964（-4.781）1.267（0.713）西藏1.139（0.875）-64.532（-9.033）陜西-4.680（-4.311）6.656（2.506）甘肅-3.466（-2.220）5.294（2.369）青海-4.914（-3.638）1.208（1.040）寧夏0.081（0.096）-0.394（-0.216）新疆-8.365（-4.868）1.808（0.709）（注：括號內(nèi)的值為t檢查值；明顯性水平取5%，該表由附表15整頓而來）從上表能夠看出，即使有些省份的檢查不是很明顯，但是本文研究的重要是都市化率和社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距影響的區(qū)域差別，中國大部分省份的都市化率回歸系數(shù)為負(fù)，大部分省份都市化率的提高減小了城鄉(xiāng)收入差距，但影響效應(yīng)的方向及大小存在地區(qū)差別。但是，不同地區(qū)其影響效應(yīng)也有所不同，也有的省份如北京、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、上海、西藏、寧夏等地方，都市化率的提高加劇城鄉(xiāng)收入差距?？赡艿慕忉屖牵捎诙际袚碛写罅康馁Y金、信息、知識和技術(shù)等資源，再加上地方政府財政支出的政策導(dǎo)向，使得農(nóng)村地區(qū)處在相對劣勢，從而使得農(nóng)村居民收入水平難以提高，城鄉(xiāng)收入差距進一步拉大。大部分地區(qū)其社會保障支出的回歸系數(shù)為正，社會保障支出越大，城鄉(xiāng)收入差距越大，其社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距有一定的負(fù)面效應(yīng)，但其作用的方向及大小存在地區(qū)差別。有的省份如廣東、廣西、重慶、貴州、西藏、寧夏等，它們的社會保障支出越大，城鄉(xiāng)收入差距越小。四、政策建議根據(jù)以上結(jié)論，得到以下政策啟示:首先，應(yīng)建立都市反哺農(nóng)村的有效機制，充足發(fā)揮都市對農(nóng)村的集聚、反哺以及輻射效應(yīng)，增進城鄉(xiāng)化與新農(nóng)村建設(shè)良性互動。例如，地方政府應(yīng)放松城鄉(xiāng)分割的戶籍政策和管理政策，在發(fā)揮都市化增進經(jīng)濟增加作用的同時，讓更多的農(nóng)村居民享有到都市化帶來的好處。另首先，完善社會保障體系，優(yōu)化地方財政支出構(gòu)造。例如，變化地方財政支出的都市傾向，推行農(nóng)村偏向的政策，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，提高社會保障覆蓋面，使經(jīng)濟發(fā)展的成果惠及農(nóng)村，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距，力求社會公平。參考文獻［1］劉瑋.個人責(zé)任：養(yǎng)老保險的一種理論分析[J].云南社會科學(xué)，（3）：73［2］高霖宇.發(fā)達國家社會保障水平與收入分派差距關(guān)系及對中國的其實[J].地方財政研究，（7）：75-80［3］陸銘，陳釗.都市化、都市傾向的經(jīng)濟政策與城鄉(xiāng)收入差距［J］.經(jīng)濟研究，(6):50－58.［4］許秀川，王釗.都市化、工業(yè)化與城鄉(xiāng)收入差距互動關(guān)系的實證研究［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，(12):65－71.［5］廖信林.財政支出、都市化對城鄉(xiāng)收入差距的作用機理及動態(tài)分析［J］