徐綠敏

（廈門大學，福建廈門361005）

一、研究背景

《中國統(tǒng)計年鑒》資料顯示，城鄉(xiāng)居民消費差距多年來呈擴大趨勢。2000年城鎮(zhèn)居民人均消費支出為4 998元，農(nóng)村居民人均消費支出為1 670元，城鄉(xiāng)居民消費差距為3 328元，占城鎮(zhèn)居民人均消費支出的66.59%，是農(nóng)村居民人均消費支出的1.99倍。2000—2011年間，城鄉(xiāng)居民消費差距平均每年以24.89%的幅度增長，至2011年該差距已經(jīng)擴大為9 939.76元。2000—2010十年間城鄉(xiāng)居民消費差距與城鎮(zhèn)居民人均消費支出的比值均高于66.59%，與農(nóng)村居民人均消費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，上述兩個比值分別下降至了65.56%和1.9倍。城鄉(xiāng)居民消費明顯差距的存在是城鄉(xiāng)不公平的體現(xiàn)，也直接限制了我國內(nèi)需的擴大，并影響宏觀經(jīng)濟的平穩(wěn)運行。在初次分配已經(jīng)造成城鄉(xiāng)收入差距擴大，從而導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民消費差距增大的情況下，政府有必要通過政府支出行為來調(diào)節(jié)縮小城鄉(xiāng)居民的消費水平差距，提高城鄉(xiāng)居民的福利水平和社會滿足度，促進經(jīng)濟社會的和諧發(fā)展。近年來，我國政府在“民生財政”的指導(dǎo)思想下，加大了對居民義務(wù)教育、基本醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障等方面的轉(zhuǎn)移支出力度，這些轉(zhuǎn)移支出對城鄉(xiāng)居民消費差距的作用是擴大還是縮小，影響是顯著還是微弱，還是本文關(guān)注的問題。

Blanchard和Perotti（2002）構(gòu)建了SVAR模型對美國二戰(zhàn)后的宏觀經(jīng)濟政策效果進行經(jīng)驗分析并得出結(jié)論：政府購買性支出增加刺激了消費。Steven Barnett和Ray Brooks（2010）指出政府在健康、教育和養(yǎng)老等“社會安全網(wǎng)”建設(shè)方面的財政支出會相應(yīng)地減少居民此類支出，從而增加其它方面的消費支出。李廣眾（2005）在消費者最優(yōu)消費選擇歐拉方程基礎(chǔ)上，構(gòu)建政府支出與居民消費之間關(guān)系的計量模型。通過對全國、城鎮(zhèn)以及農(nóng)村樣本數(shù)據(jù)的的估計分析，認為政府支出與居民消費之間表現(xiàn)為互補關(guān)系。劉綺、黃天華（2011）運用1997—2006年的省際面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建了省級財政支出結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)居民消費差距的計量模型，得出結(jié)論，財政支出結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)居民消費差距的形成有重要影響，同時，這種影響還存在一定的區(qū)域差異性。李穎（2010）從消費水平、消費傾向、消費結(jié)構(gòu)三方面分析了城鄉(xiāng)消費差距，認為財政基本公共服務(wù)支出的城鄉(xiāng)差別是我國城鄉(xiāng)居民消費差距形成的重要原因。王青、張峁（2010）利用1995—2008年全國省際面板數(shù)據(jù)，采用GMM的分析方法，構(gòu)建不同地區(qū)的財政分權(quán)對居民消費影響的計量模型，實證表明，財政分權(quán)對居民消費影響具有區(qū)域差異性。

二、模型構(gòu)建

英國經(jīng)濟學家J·M·凱恩斯在《就業(yè)、利息和貨幣通論》（1936）一書中，提出了消費函數(shù)這一概念，指出：總消費是總收入的函數(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收入假說。上述表達式是消費函數(shù)最簡單且最主要的形式，其中α是收入為0時舉債或動用過去的儲蓄也必須要有的最基本生活消費，β為邊際消費傾向。

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

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，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分析城鄉(xiāng)消費差距，并將城鄉(xiāng)居民的收入分為兩類：來自于政府的轉(zhuǎn)移收入，以及其他，包括：工資、財產(chǎn)、生產(chǎn)經(jīng)營收入等。再考慮到消費差距一旦形成，可能會有自我增強的影響，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、工資、財產(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，μit為隨機擾動項。我們對模型中各變量取對數(shù)，這樣既可以達到平滑數(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)濟學意義，其中β表示前期消費差距每擴大一個百分點，當期消費差距會擴大β個百分點；同理γ和θ分別表示當期城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均收入每提高一個百分點，當期消費差距會擴大γ和θ個百分點；δ和λ表示，當期政府對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均轉(zhuǎn)移支出，每提高一個百分點，消費差距會擴大δ和λ個百分點。如果δ＞0表示政府向城鎮(zhèn)居民的轉(zhuǎn)移支出對城鄉(xiāng)消費差距產(chǎn)生了擴大作用；δ=0表現(xiàn)為統(tǒng)計上的不顯著，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)移支出對城鄉(xiāng)消費差距產(chǎn)生了縮小作用。

三、估計和檢驗

本文采用的數(shù)據(jù)是2000—2010年我國31個省、自治區(qū)和直轄市的農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費與政府轉(zhuǎn)移支出的相關(guān)面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為2000—2011年《中國統(tǒng)計年鑒》。

動態(tài)面板模型中，由于以因變量的滯后項作為解釋變量，這可能引起解釋變量與隨機誤差項的相關(guān)性和解釋變量的內(nèi)生性問題。另一方面可能會導(dǎo)致誤差項存在移動平均過程。Arellano和Bond（1991）給出的差分矩估計法（DIF GMM）有效的克服了OLS回歸造成的估計有偏（Biased）的問題，采用t-2期前的因變量的滯后項作為因變量一階差分滯后項的工具變量，得到一致且更為有效的估計結(jié)果。另一種有效方法是系統(tǒng)矩估計法（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作為工具變量，在有限樣本下比差分GMM估計的偏差更小，有效性更高。

由于動態(tài)面板模型估計中使用了大量的工具變量，需要檢驗工具變量是否有效，Arellano和Bover（1995）與Blundell和Bond（1998）提出使用Sargan檢驗。其原假設(shè)是：過度識別約束是有效的。如果不能拒絕原假設(shè)，則系統(tǒng)GMM估計中選擇的工具變量是有效的。另外，他們使用AR檢驗來判斷隨機誤差項（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)過差分變換后的殘差一定會產(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檢驗用于檢驗?zāi)Ｐ涂傮w上是否顯著的。

利用STATA 12.0對面板數(shù)據(jù)分別用兩步差分矩估計和兩步系統(tǒng)矩估計方法進行回歸，并做相關(guān)的Sargan 檢驗、AR（1）、AR（2）檢驗，估計結(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，不存在過度識別問題。聯(lián)合顯著性Wald檢驗的P值說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)居民消費差距的對數(shù)滯后項LnGAPit-1對當期消費差距的影響較大，DIF—GMM和SYS—GMM回歸得到的彈性系數(shù)分為43%和53%，說明我國城鄉(xiāng)居民消費差距有較大的慣性作用，該差距有自我增強的作用。（2）對數(shù)城鎮(zhèn)居民人均收入（LnCIit）對當期城鄉(xiāng)居民消費差距影響較大，彈性系數(shù)為51%～63%，城鎮(zhèn)居民人均收入的增加會進一步拉大城鄉(xiāng)消費差距。（3）對數(shù)農(nóng)村居民人均收入（LnRIit）與當期城鄉(xiāng)居民消費差距的彈性系數(shù)為-5%～-12%。農(nóng)村居民人均收入的增加會縮小城鄉(xiāng)消費差距，但這個縮小作用遠比不上城鎮(zhèn)居民人均收入增加帶來的擴大差距作用。（4）對數(shù)政府對城鎮(zhèn)居民人均轉(zhuǎn)移支出（LnCGEit）對當期城鄉(xiāng)居民消費差距的影響并不顯著。（5）對數(shù)政府對農(nóng)村居民人均轉(zhuǎn)移支出（LnRGEit）與當期城鄉(xiāng)居民消費差距的彈性系數(shù)僅為-2%～-3%。這說明農(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)致政府對農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移支出在縮小城鄉(xiāng)居民消費差距方面影響微弱的原因主要在于：農(nóng)村養(yǎng)老保險、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)村居民對未來大額剛性需求的預(yù)期。具體而言：農(nóng)村養(yǎng)老保險和新型農(nóng)村合作醫(yī)療沒有實現(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助和地方財政補貼的落實到位。財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)在國民收入再分配中加大對農(nóng)民傾斜力度，增加中央和地方政府對農(nóng)村養(yǎng)老保險的財政投入。同時，完善市、縣、鄉(xiāng)（村）三級衛(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)境等方面的財政投入，并逐步提高農(nóng)民醫(yī)藥費用的報銷比例。農(nóng)村義務(wù)教育仍然存在保障水平偏低、辦學條件較差、教學質(zhì)量不高等問題，因而要求在“以縣為主”的農(nóng)村義務(wù)教育管理體制下，縣級政府負起主要責任，省、市級財政給以充分支持，以保證農(nóng)村教育財政支出的增長速度高于國家財政支出的增長速度，盡快改善農(nóng)村辦學條件，加強學校教學設(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)移性支出對提振居民消費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)居民消費差距方面作用也十分微弱。

總之，政府對農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移支出，雖然目前對縮小城鄉(xiāng)居民消費差距的作用并不明顯，但仍是有積極作用的。為了推進城鄉(xiāng)社會的和諧發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)居民生活差距，政府需要進一步完善對農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、義務(wù)教育、撫恤救濟以及補貼等制度，加大對農(nóng)村地區(qū)的轉(zhuǎn)移支出力度，促進城鄉(xiāng)社會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)消費差距方面的巨大作用。

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