呂延方

(1.吉林大學(xué) 商學(xué)院，吉林 長春 130012;2.東北財經(jīng)大學(xué) 數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 大連 116025)

一、問題提出

關(guān)于民生問題，福利經(jīng)濟(jì)學(xué)已構(gòu)筑了較為規(guī)范的理論框架，為政府矯正 (或者減輕)有缺陷的干預(yù)提供了規(guī)則和方針［1］，但因為缺乏關(guān)于政策失靈的綜合性理論，因此無法解釋政策失靈的關(guān)鍵性因素。布羅姆利提出四種制度交易以反映社會群體不同偏好的制度安排，并將公共政策問題與制度變遷問題聯(lián)系起來，視公共經(jīng)濟(jì)政策選擇為制度變遷的一種變量［2］。他的觀點將推動經(jīng)濟(jì)學(xué)家在公共政策上發(fā)揮更大的作用。本文基于他的觀點，結(jié)合我國國情和長遠(yuǎn)規(guī)劃形成較科學(xué)的政策分析的理論參照系。

近年來，我國學(xué)者研究重點轉(zhuǎn)移到收入差距等民生問題。例如，汪偉和郭新強(qiáng)建立了一個考慮兩類代表性家庭的兩期消費決策模型，討論了收入不平等、消費目標(biāo)和中國儲蓄率的相關(guān)關(guān)系［3］;嚴(yán)善平基于20世紀(jì)90年代以來大批農(nóng)村青年涌入沿海發(fā)達(dá)地區(qū)和中小城鎮(zhèn)的社會現(xiàn)象，指出了城市內(nèi)不同就業(yè)群體的收入差距根源，提出了一個制度性改善建議［4］;張學(xué)志和才國偉利用廣東省成人調(diào)查數(shù)據(jù)，對居民幸福感的影響因素進(jìn)行實證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)收入是居民幸福感的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，絕對收入對幸福感有正向作用，但對幸福感提高存在一個“拐點”，尤其考慮相對收入后，絕對收入的作用就不再顯著［5］。已有文獻(xiàn)雖然從不同角度和層面涉及到政府政策與收入的一些關(guān)聯(lián)問題，但都未對現(xiàn)階段正在實施的主要政府政策的績效進(jìn)行更加全面、系統(tǒng)的評價，過于強(qiáng)調(diào)某一政策手段對于某一具體目標(biāo)的影響效應(yīng)，提出的政策建議可能夸大了這一手段的影響效果。本文將科學(xué)測量和橫向比較與主要民生目標(biāo)有緊密聯(lián)系的政策工具向量集的邊際影響方向和大小。

二、理論框架和研究方法

假設(shè)社會上僅存在兩個利益集團(tuán)i和j，那么社會福利函數(shù)表示為:

布羅姆利曾指出，公共政策中的難題是“如何決定相對的社會福利函數(shù)W的性質(zhì)”。如圖1所示，這是一個關(guān)于集團(tuán)i還是j的利益誰更為重要的問題。如果集團(tuán)i的利益相對于集團(tuán)j的利益更為重要，那么公共政策的目標(biāo)趨向于形成犧牲集團(tuán)j的利益而使集團(tuán)i獲益的社會福利函數(shù)W1。假定集團(tuán)i為收入水平低的人群，集團(tuán)j為富人階層，如果新的經(jīng)濟(jì)政策對收入水平低的人群更加重視，相對社會福利函數(shù)會從W2轉(zhuǎn)變到W1，那么收入水平低的人群生活會得到改善。

圖1 不同的效用可能性邊界

關(guān)于具體公共政策的執(zhí)行效果問題，布羅姆利采取的分析方法是判斷制度變遷過程中潛在的收益是否能足夠補償源于這種變遷的其他損失。以利益集團(tuán)i和j為例，下式反映了變遷的會計現(xiàn)值:

如果政策執(zhí)行效率高，則滿足下列條件:

式 (3)右面的第二項是集團(tuán)j因為執(zhí)行政策而引起的現(xiàn)值凈收益。這里假定開始時刻集團(tuán)j的利益經(jīng)常被犧牲，所以這一項為負(fù)。利益集團(tuán)i的現(xiàn)值凈收益 (式 (3)左面部分)必須能夠彌補集團(tuán)j為執(zhí)行政策而承擔(dān)的初始成本和現(xiàn)值凈損失。如果這一條件成立，我們可以判斷，經(jīng)濟(jì)政策引起的制度變遷增加了社會的總體效率。

本文著重檢驗以城鄉(xiāng)收入水平和城鄉(xiāng)收入差距為目的的政策目標(biāo)變量和主要公共政策實施的表征變量之間的相關(guān)性，技術(shù)上主要利用面板數(shù)據(jù)回歸下面方程:

yi，t是被解釋變量，表示第i個省級橫截面單元t時期的民生目標(biāo) (收入、收入差距)，xi，t是公共政策實施的表征變量，εi，t為隨機(jī)擾動項。為避免因其他變量的遺漏和反向因果性問題而引起估計結(jié)果偏誤，在公式 (4)基礎(chǔ)上，增加前期被解釋變量，并加入個體效應(yīng)μi，形成動態(tài)面板模型:

公式 (5)中因引入被解釋變量的滯后期將導(dǎo)致解釋變量與隨機(jī)擾動項的非觀測個體效應(yīng)相關(guān)，從而造成估計的內(nèi)生性。此時采用OLS、隨機(jī)效應(yīng)或固定效應(yīng)估計方法將導(dǎo)致參數(shù)估計的有偏性和非一致性。為有效解決這一問題，學(xué)者建議采用廣義矩 (GMM)估計方法以構(gòu)建動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的一致估計量［6－7－8］。

廣義矩GMM主要可以分為系統(tǒng)GMM(system GMM)、一階差分 GMM(diff－GMM)等。差分GMM估計是通過一階差分剔除不隨時間變化的個體效應(yīng)，利用了差分模型中所選取的工具變量與差分?jǐn)_動項正交的矩條件。先做一階差分以消去個體效應(yīng)μi，可得:

其中，Δ 為差分算子。因為 yi，t－1與 εi，t－1相關(guān)，故 Δyi，t－1與 Δεi，t相關(guān)。為了克服所有解釋變量的內(nèi)生性問題以及 Δyi，t－1與 Δεi，t之間的相關(guān)性，需要尋找適當(dāng)?shù)墓ぞ咦兞坎拍艿玫揭恢鹿烙?。對此，采?yi，t－2或以前更多滯后項作為Δyi，t－1的工具變量較為合適，因為這一工具變量均與 Δyi，t－1相關(guān)，但是與 Δεi，t無關(guān)。另外，外生解釋變量也可作為差分方程 (6)的工具變量。

本文采用Hansen檢驗來識別工具變量的有效性。如果檢驗結(jié)果不能拒絕原假設(shè)，即模型內(nèi)過度識別約束有效，說明工具變量的選取是有效的。筆者基于Arellano－Bond AR檢驗和Hansen過度識別檢驗的結(jié)果，選擇了不同形式的GMM。

三、實證設(shè)計

(一)命題設(shè)計

下面在國內(nèi)外關(guān)于主要政策與收入、收入差距等主要民生指標(biāo)的關(guān)聯(lián)性研究基礎(chǔ)上，形成可參照的主要理論觀點。

1.經(jīng)濟(jì)增長

近年來，盡管我國經(jīng)濟(jì)高速增長、居民收入水平顯著提高，但是由于市場機(jī)制不健全、收入分配制度不完善等，居民沒有公平地分享到經(jīng)濟(jì)增長的成果。許啟發(fā)等研究發(fā)現(xiàn)，總體上，沿海城鎮(zhèn)居民的人均收入增長最快，內(nèi)陸農(nóng)村居民的人均收入增長最慢;居民收入差距呈擴(kuò)大趨勢，其中沿海城鎮(zhèn)居民收入差距擴(kuò)大最快［9］。我國城市生活質(zhì)量研究中心的調(diào)查報告表明，盡管我國改革開放以來經(jīng)濟(jì)快速增長，GDP年均遞增9.8%，人均收入年均遞增9.2%，但是高增長沒有必然帶來生活質(zhì)量主觀滿意度的提高，因此政府不應(yīng)該以實現(xiàn)GDP高速增長為終極目標(biāo)進(jìn)行資源配置，需要降低生活成本，著力改善民生，改革和完善收入分配制度，提升生活質(zhì)量主觀滿意度。據(jù)此提出命題1。

命題1:現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)增長模式導(dǎo)致收入差距擴(kuò)大、分配不公和消費結(jié)構(gòu)不合理等社會問題。

2.城市產(chǎn)業(yè)政策

20世紀(jì)80年代中期以后，我國開始推行城市改革，但農(nóng)村改革相對停滯，農(nóng)村和城市收入差距擴(kuò)大，村民和市民享受不同的待遇和福利。有學(xué)者指出，在城市發(fā)展的同時，農(nóng)村沒有保留自身的文明，還被現(xiàn)代都市發(fā)展引發(fā)的一些問題包圍，例如農(nóng)村的垃圾、衛(wèi)生等環(huán)境和飲水問題［10］。周世軍和周勤的研究還發(fā)現(xiàn)，進(jìn)入21世紀(jì)以來，我國工業(yè)化的深入推進(jìn)使得第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)得到了迅猛發(fā)展，提升了城市經(jīng)濟(jì)水平，但擴(kuò)大了城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)差距，城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)比率由1986年的3.64∶1提高至2008年的14.08∶1，上升了2.87倍，其原因被歸為隨著城市經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和繁榮，政府或企業(yè)通過提高工資、轉(zhuǎn)移支付等形式使得城鎮(zhèn)居民享受到較多的發(fā)展成果，從而拉大了與農(nóng)村居民的收入差距［11］。據(jù)此提出命題2。

命題2:偏重于城市發(fā)展的第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)政策雖整體上提高了居民收入水平，但不利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

3.教育和人力資本發(fā)展政策

已有研究認(rèn)為人力資本對收入分配存在如下四點存量效應(yīng):擴(kuò)張效應(yīng)、平等化效應(yīng)、縮減效應(yīng)和錯位效應(yīng)。焦斌龍進(jìn)一步指出我國目前人力資本存量對收入差距擴(kuò)張效應(yīng)大于平等化效應(yīng)，即中國人力資本存量對收入差距拉大具有明顯的正向作用，表現(xiàn)在，獲得人力資本的居民收入增加，而沒有獲得人力資本的居民收入沒有多大變化，因此擴(kuò)大了收入差距［12］。徐舒和朱南苗研究發(fā)現(xiàn)勞動者異質(zhì)性潛在能力價格效應(yīng)的不斷上升是引起殘差收入不平等隨時間不斷擴(kuò)大的主要原因，其中，高學(xué)歷勞動者潛在能力價格相對于低學(xué)歷勞動者上漲更快，是不同受教育程度勞動者間的實際收入差異增大的一個不可忽視的原因［13］。李俊青和韓其恒基于二元經(jīng)濟(jì)的時代交疊模型的研究表明，改變我國現(xiàn)階段教育市場的二元結(jié)構(gòu)需從根本上縮小城鄉(xiāng)收入差距和全國居民收入差距的基本政策入手［14］?；诖颂岢雒}3。

命題3:經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，教育政策特別是我國著重發(fā)展人力資本的政策促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，但因為忽視了低學(xué)歷勞動者的素質(zhì)培養(yǎng)和未能完善收入差距調(diào)整政策，在一定程度上導(dǎo)致了收入差距的擴(kuò)大。

4.市場化政策

賈康和孟艷認(rèn)為我國居民財產(chǎn)和收入的快速增長正是市場經(jīng)濟(jì)發(fā)揮作用的結(jié)果。陳太明基于波動和增長的福利效應(yīng)兩個視角認(rèn)為我國的改革開放政策是非常有效的，進(jìn)一步深化改革開放是繼續(xù)有效提高居民福利水平的重要政策［15］。但鄧偉和向東進(jìn)基于1999—2008年間的省級面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)無論采取哪種途徑，國有經(jīng)濟(jì)的存在都阻礙了非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和農(nóng)村剩余勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和城市轉(zhuǎn)移，造成城鄉(xiāng)居民收入的不平等，即國有經(jīng)濟(jì)比重越高，城鄉(xiāng)收入差距就越大，最終認(rèn)為我國市場化改革的不徹底導(dǎo)致了中國城鄉(xiāng)收入差距的存在，需要繼續(xù)深化市場化改革［16］。瞿晶和姚先國也堅持了這一論斷，他們認(rèn)為由于個人異質(zhì)性的存在，市場化改革不可避免地會提高人與人之間的收入差距，這就需要個人所得稅政策來調(diào)節(jié)這種收入差距［17］。據(jù)此提出命題4。

命題4:作為我國改革開放政策的重點，我國目前推行的市場化改革、私有產(chǎn)權(quán)保護(hù)政策促進(jìn)了產(chǎn)出增加、效率提高和居民整體收入提高，但在一定程度上加大城鄉(xiāng)收入差距，增加了收入風(fēng)險，需要國家政策調(diào)控。

5.對外開放政策

Dixit認(rèn)為如果我們不增加針對私人契約本來特征的任何制約且政府政策是靈活的，全球化會增加福利水平，原因很簡單:如果全球化增加了保險的需求，私人契約安排和允許私人保險的政府政策將被采取。一旦我們允許市場和政府的最適反應(yīng)，那么福利將會增加［18－19－20］。唐東波和王潔華基于1995—2007年我國工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究結(jié)果顯示，無論是進(jìn)口貿(mào)易還是出口貿(mào)易，其對勞動收入份額的影響顯著為正，因此認(rèn)為積極參與全球化貿(mào)易有利于我國初次分配中勞動收入份額的增長［21］。但Fajgelbaum等認(rèn)為許多情況下貿(mào)易自由化常常會使較富裕國家的低收入家庭和低收入國家的較富裕家庭獲益［22］。據(jù)此，如果基于我國仍是低收入國家的現(xiàn)實情況，他們支持貿(mào)易自由化會加大我國貧富差距的觀點。包群等基于企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)的研究結(jié)果顯示出企業(yè)出口對勞動力報酬的改善作用不明顯［23］。邵敏的研究再次證實了總體上我國工業(yè)企業(yè)的出口活動對其員工收入水平產(chǎn)生顯著負(fù)向作用，他還指出針對不同行業(yè)類型，結(jié)論有所不同，例如勞動密集型、中低技術(shù)密集型行業(yè)企業(yè)的出口活動對員工收入影響不顯著;資本、自然資源密集型行業(yè)企業(yè)出口對員工收入有顯著負(fù)向影響;高技術(shù)密集型行業(yè)的效應(yīng)為正向，因此出口貿(mào)易對我國員工收入產(chǎn)生顯著正向影響的主要途徑是使出口產(chǎn)品向高技術(shù)密集型產(chǎn)品轉(zhuǎn)移［24］?；谝陨戏治?，尚不能確定貿(mào)易開放對我國主要福利指標(biāo) (收入和消費結(jié)構(gòu))的影響方向，故提出命題5。

命題5:我國偏向于出口導(dǎo)向的貿(mào)易模式不一定明顯增加收入，甚至有擴(kuò)大收入差距的危險。

6.政府財稅政策

公共財政的收入政策以稅收政策為主，有學(xué)者指出我國目前稅收總體上的態(tài)勢良好，但結(jié)構(gòu)上出現(xiàn)的問題導(dǎo)致了在財政政策中無法運用稅收政策工具進(jìn)行調(diào)節(jié)，無法發(fā)揮再分配、收入調(diào)節(jié)和社會穩(wěn)定功能，需要繼續(xù)優(yōu)化稅收結(jié)構(gòu)［25］。這一說法也被學(xué)者彭海燕的研究進(jìn)一步證實，她認(rèn)為盡管我國個人所得稅起到了正向且進(jìn)一步加強(qiáng)的再分配效應(yīng)，但調(diào)節(jié)效果非常有限，需要在公平視角下改革與完善我國個人所得稅制［26］。王鑫和吳斌珍基于我國2004—2007年36個大中城市面板數(shù)據(jù)，認(rèn)為調(diào)高個人所得稅工薪所得免征額對消費有明顯的刺激效果，此研究為政府通過減稅提高居民可支配收入，進(jìn)而刺激消費提供了經(jīng)驗支持，但結(jié)果還顯示出非東部地區(qū)和低收入地區(qū)的消費沒有顯著變化的客觀事實［27］。個稅調(diào)節(jié)效果甚微的結(jié)論被馬驍?shù)龋?8］的研究證實。故提出可命題6。

命題6:已實施的減稅政策可以刺激居民消費，提高收入，但總體效果甚微，尤其是低收入地區(qū)效果不明顯，需要結(jié)合地區(qū)和對象特征有的放矢地制定和調(diào)整政策目標(biāo)。

(二)數(shù)據(jù)選取與指標(biāo)測量方法

為了考察政府實施的主要政策表征變量對民生指標(biāo)的影響作用選取了主要民生指標(biāo)和表示主要政策特征的指標(biāo)。總樣本涵蓋了1992—2010年30個省的面板數(shù)據(jù)。省級數(shù)據(jù)主要取自國家信息中心中國經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

1.被解釋變量的指標(biāo)選取方法

本文選取年鑒中易獲取的城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和農(nóng)村居民家庭人均純收入作為反映城市收入水平 (crev)和農(nóng)村收入水平 (nrev)的代理變量。收入水平指標(biāo)均采用不變價 (基期1991年=100)。本文選取城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和農(nóng)村居民家庭人均純收入的比值來作為反映城鄉(xiāng)收入差距 (cnre)的代表性指標(biāo)。

2.解釋變量名稱及指標(biāo)處理方法

增長政策指標(biāo) (rgdp):本文使用各地區(qū)的實際生產(chǎn)總值除以各地年底總?cè)丝跀?shù)來測算人均實際生產(chǎn)總值 (單位:萬元/人)，它被用來衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長政策實施總體狀態(tài)，其中，各地區(qū)實際生產(chǎn)總值是利用居民消費價格指數(shù)不變價(基期1991年=100)對各地區(qū)現(xiàn)價國內(nèi)生產(chǎn)產(chǎn)值平減得到。城市產(chǎn)業(yè)政策指標(biāo)包括第二產(chǎn)業(yè)政策 (ind1)和第三產(chǎn)業(yè)政策 (ind2)兩個指標(biāo):第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比值 (均為現(xiàn)價)體現(xiàn)各地第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)政策的實施狀況。人力資本發(fā)展政策指標(biāo)(hcap)是指高等學(xué)校本、專科在校學(xué)生數(shù)占當(dāng)?shù)氐哪甑卓側(cè)丝跀?shù)的比值。市場化政策指標(biāo)(mark)是指非國有企業(yè)從業(yè)人員 (私營企業(yè)年末從業(yè)人員數(shù)與個體年末從業(yè)人員數(shù)的加總)占整個地區(qū)年末從業(yè)人員數(shù)的比值。對外開放政策指標(biāo) (open)是指進(jìn)出口總額①進(jìn)出口總額需要通過國際貨幣基金組織提供的實際有效匯率指數(shù)換算成實際人民幣金額。占整個地區(qū)實際生產(chǎn)產(chǎn)值的比值。公共財政政策指標(biāo) (fisc)是指地方財政預(yù)算收入占當(dāng)?shù)厣a(chǎn)總值 (現(xiàn)價)的比值。

四、經(jīng)驗結(jié)果分析

(一)模型選擇方法

本文所有估計結(jié)果都是基于STATA11.0運算而成，且表1中最終給出的AR檢驗和Hansen檢驗結(jié)果均顯示模型設(shè)置合理。首先我們對以對數(shù)城市收入水平 (crev)為解釋變量的模型進(jìn)行一步差分GMM估計，Sargan過度識別檢驗結(jié)果為0，表明一步差分GMM估計模型所選工具變量不是很好的工具變量。當(dāng)我們再對所建模型進(jìn)行兩步差分GMM估計時，回歸結(jié)果匯報了Hansen過度識別檢驗和IV類型工具變量檢驗P值均為1，這表明GMM估計所選工具變量有效。且AR(1)P值為0.000(＜0.1)，AR(2)P值為0.169(＞0.1)，檢驗結(jié)果表明擾動項的差分存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，則說明模型設(shè)置是合理的。滯后一期的被解釋變量對當(dāng)期被解釋變量的邊際系數(shù)不僅具有統(tǒng)計顯著性，而且也具有明顯的經(jīng)濟(jì)顯著性，這說明本文的動態(tài)面板模型選擇是合理的。因篇幅有限，其他檢驗過程不再贅述。

表1 城市居民收入各模型估計結(jié)果

(二)公共政策與城市居民家庭收入的相關(guān)性分析

表1顯示，與城市居民家庭收入水平顯著正相關(guān)的政策變量包括:經(jīng)濟(jì)增長 (rgdp)、第二產(chǎn)業(yè)政策 (ind1)、第三產(chǎn)業(yè)政策 (ind2)和人力資本發(fā)展政策 (hcap)，這些變量的回歸結(jié)果均通過了1%水平檢驗。其中，經(jīng)濟(jì)意義上影響最顯著的變量是第三產(chǎn)業(yè)政策 (ind2)，樣本數(shù)據(jù)結(jié)果顯示服務(wù)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值每增加1個單位，城市居民家庭收入相應(yīng)增加0.233個單位;其次是第二產(chǎn)業(yè)政策 (ind1)，工業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重每增加1個單位，城市居民家庭收入相應(yīng)增加0.195個單位;隨后是以增加人均GDP為目的的經(jīng)濟(jì)增長政策 (rgdp)，人均地區(qū)生產(chǎn)總值實際值每增加1個百分點，城市家庭收入水平會上升0.172個百分點;人力資本發(fā)展政策 (hcap)對城市居民家庭收入有較小的影響，這一政策變量每增加1個百分點，城市家庭收入水平會上升0.109個百分點。

表1還顯示出對外開放政策變量 (open)與城市居民家庭收入水平負(fù)相關(guān)，通過了10%水平檢驗，結(jié)果顯示對外開放政策表征變量每增加1個百分點，城市家庭收入水平會微弱下降0.01個百分點。因此對外開放政策對城市居民家庭收入的負(fù)向影響不僅統(tǒng)計意義上不顯著，而且經(jīng)濟(jì)意義上也不顯著。市場化政策表征變量(mark)、公共財政政策表征變量 (fisc)與城市居民家庭收入水平基本不相關(guān)，統(tǒng)計上沒有通過10%水平檢驗，并且系數(shù)回歸值也非常小，因此本文樣本數(shù)據(jù)結(jié)果無法證明市場化政策和公共財政政策對城市居民家庭收入的影響。

(三)公共政策與農(nóng)村居民家庭收入的相關(guān)性分析

表2顯示，與農(nóng)村居民家庭收入水平顯著正相關(guān)的政策變量僅包括兩個，即經(jīng)濟(jì)增長(rgdp)和市場化政策 (mark)，回歸結(jié)果均通過了1%水平檢驗。經(jīng)濟(jì)意義上影響最顯著的變量是以增加人均GDP為目的的經(jīng)濟(jì)增長政策(rgdp)，人均地區(qū)生產(chǎn)總值實際值每增加1個百分點，農(nóng)村居民家庭收入水平會上升0.231個百分點;市場化政策表征變量 (mark)對農(nóng)村居民家庭收入也有不小的經(jīng)濟(jì)影響，這一政策表征變量每增加1個百分點，農(nóng)村居民家庭收入水平會上升0.122個百分點。

表2顯示出大部分政策表征變量與農(nóng)村居民家庭收入負(fù)相關(guān)。其中，經(jīng)濟(jì)意義上影響最顯著的變量是城市產(chǎn)業(yè)政策 (ind1、ind2)，樣本數(shù)據(jù)結(jié)果顯示工業(yè)、服務(wù)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值每增加1個單位，農(nóng)村居民家庭收入分別大幅度減少0.321和0.432個單位;其次是人力資本發(fā)展政策 (hcap)，這一政策表征變量每增加1個百分點，農(nóng)村居民家庭收入水平會下降0.188個百分點;公共財政政策表征變量 (fisc)和對外開放政策變量 (open)在統(tǒng)計意義上對農(nóng)村居民家庭收入有非常顯著的影響，但在經(jīng)濟(jì)意義上呈微弱的負(fù)向影響，這兩個政策表征變量每增加1個百分點，農(nóng)村居民家庭收入水平分別小幅度下降0.066和0.019個百分點。

表2 農(nóng)村居民收入各模型估計結(jié)果

(四)公共政策與城鄉(xiāng)收入差距相關(guān)性分析

表3顯示大部分政策表征變量與城鄉(xiāng)收入差距有明顯的正相關(guān)關(guān)系，它們是城市產(chǎn)業(yè)政策(ind1、ind2)、人力資本發(fā)展政策 (hcap)、公共財政政策 (fisc)和對外開放政策 (open)。其中，城市產(chǎn)業(yè)政策 (ind1、ind2)對城鄉(xiāng)收入差距的影響最大，樣本數(shù)據(jù)結(jié)果顯示工業(yè)、服務(wù)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值每增加1個百分點，城鄉(xiāng)收入差距分別擴(kuò)大0.514和0.487個單位;人力資本發(fā)展政策 (hcap)對城鄉(xiāng)收入差距也有較大的正向影響，這一政策表征變量每增加1個百分點，城鄉(xiāng)收入差距會擴(kuò)大0.299個百分點;公共財政政策 (fisc)和對外開放政策 (open)對城鄉(xiāng)收入差距有比較微弱的經(jīng)濟(jì)影響，這兩個政策表征變量每增加1個百分點，城鄉(xiāng)收入差距會小幅度擴(kuò)大0.057和0.020個百分點。

表3 城鄉(xiāng)收入差距各模型估計結(jié)果

表3還顯示出兩個政策變量對縮小城鄉(xiāng)收入差距有積極的影響。它們是經(jīng)濟(jì)增長 (rgdp)和市場化政策，回歸結(jié)果均通過了1%水平檢驗。其中，經(jīng)濟(jì)意義上影響較大的變量是市場化政策表征變量 (mark)，這一政策表征變量每增加1個百分點，城鄉(xiāng)收入差距會縮小0.073個百分點;以增加人均GDP為目的的經(jīng)濟(jì)增長政策(rgdp)對縮小城鄉(xiāng)收入差距也有一定的積極影響，樣本數(shù)據(jù)顯示人均地區(qū)生產(chǎn)總值實際值每增加1個百分點，城鄉(xiāng)收入差距會小幅度縮小0.031個百分點。

五、結(jié)論與政策建議

鑒于新時期我國面臨的民生問題，本文以布羅姆利的社會福利模型作為理論參照系，重點研究已實施的公共政策與城鄉(xiāng)居民家庭收入、城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)聯(lián)性。先基于已有研究總結(jié)了它們之間關(guān)聯(lián)性的基本觀點，遴選出民生政策目標(biāo)變量和主要政策變量，然后基于1992—2010年30個省的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建動態(tài)面板模型，運用廣義矩估計方法對影響不同民生目標(biāo)的主要政策變量進(jìn)行實證檢驗。本文結(jié)論和政策建議如下:

第一，經(jīng)濟(jì)增長政策?；诮?jīng)濟(jì)增長指標(biāo)基本與收入水平呈正方向變化、與城鄉(xiāng)收入差距呈反方向的檢驗結(jié)果，我們認(rèn)為以提高人均GDP為目的的增長政策與收入增長、縮小收入差距的民生目標(biāo)并不矛盾，隨著大部分地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高，城鄉(xiāng)收入開始呈現(xiàn)單邊上行的趨勢，且城鄉(xiāng)收入差距也呈縮小態(tài)勢。但我們也注意到，收入與經(jīng)濟(jì)增長并沒有同比例變化，這暴露了一個現(xiàn)實問題:地方政府在追求GDP增長的同時，忽視了當(dāng)?shù)鼐用袷杖氲耐壤鲩L。

第二，城市產(chǎn)業(yè)政策。檢驗的結(jié)果基本符合命題2。第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)政策變量對城市收入水平的回歸系數(shù)均為正值，這說明隨著地區(qū)城市產(chǎn)業(yè)的擴(kuò)張，城市居民家庭的收入明顯獲得了改善。但另一方面，第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)政策變量對農(nóng)村居民家庭收入的回歸系數(shù)均為負(fù)值，且經(jīng)濟(jì)上有顯著的負(fù)向影響，這反映了一個現(xiàn)實問題:如果一個地區(qū)資源向城市產(chǎn)業(yè)傾斜，那么一定程度上忽視了農(nóng)業(yè)的發(fā)展，農(nóng)村居民的家庭可支配收入一定會出現(xiàn)相對于城市下降的風(fēng)險。由此推理，第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的擴(kuò)張與城鄉(xiāng)收入差距一定存在正相關(guān)關(guān)系。檢驗結(jié)果也驗證了這一點。一方面，政府需要通過均衡發(fā)展三大產(chǎn)業(yè)來縮小城鄉(xiāng)收入差距和改善農(nóng)民收入，應(yīng)該在繼續(xù)發(fā)展工業(yè)和服務(wù)業(yè)的同時，從政策上積極引導(dǎo)和激勵農(nóng)民采取現(xiàn)代化技術(shù)和管理方法發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，以增加收入。

第三，人力資本發(fā)展政策。結(jié)果顯示，人力資本的發(fā)展有利于提高城市居民家庭的收入水平，但是它與農(nóng)村居民家庭收入水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且一定程度上導(dǎo)致了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。本文檢驗結(jié)果從側(cè)面反映出，當(dāng)前政策過于偏向城市居民的人力資本結(jié)構(gòu)的改善，不僅忽視了農(nóng)村居民的基礎(chǔ)教育，更忽視了農(nóng)村主要勞動力的人力資本發(fā)展。因此，一方面我們應(yīng)該繼續(xù)通過發(fā)展教育促進(jìn)整個地區(qū)人力資本結(jié)構(gòu)的改善;另一方面通過改善農(nóng)村居民的知識結(jié)構(gòu)，努力提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，發(fā)展新型現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，改善農(nóng)村實際生活水平［29］。

第四，市場經(jīng)濟(jì)政策。模型結(jié)果雖不能證明市場化政策與城市收入水平的相關(guān)性，但基本顯示出它與農(nóng)村收入水平的正向關(guān)系，它與城鄉(xiāng)收入差距呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。因此，本文的檢驗結(jié)果說明了，積極的市場化建設(shè)對農(nóng)村居民的收入水平有明顯的改善作用，且在一定程度上縮小了城鄉(xiāng)收入的差距?，F(xiàn)階段我國應(yīng)該繼續(xù)推行市場化建設(shè)，以農(nóng)村為例，當(dāng)前我國農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度僵化，急需改革，以便讓農(nóng)民獲得財產(chǎn)性收入，并通過市場機(jī)制提高土地的產(chǎn)出效率。

第五，對外開放政策。結(jié)果顯示對外開放政策對城鄉(xiāng)居民家庭收入均有微弱的負(fù)向影響，并一定程度上導(dǎo)致了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。顯然，壓低勞動者工資成本造成了城鄉(xiāng)居民從對外開放中獲得偏低的勞動報酬，尤其是壓低農(nóng)村產(chǎn)品收購價格而片面的出口戰(zhàn)略是造成城鄉(xiāng)收入差距過大的原因之一。

第六，公共財政政策。結(jié)果顯示公共財政政策對城市居民家庭收入沒有顯著的影響，對農(nóng)村居民家庭收入有微弱的負(fù)向影響，并且一定程度上造成了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。因此，如果考慮提高居民生活水平和縮小城鄉(xiāng)收入差距等民生政策目標(biāo)，降低全社會的稅收和其他財政收費負(fù)擔(dān)將是一個明智的政策選擇。

總之，我們認(rèn)為地方政府GDP應(yīng)與居民家庭收入同步增長，任何造成收入偏低和收入差距擴(kuò)大的經(jīng)濟(jì)政策都不符合民生發(fā)展戰(zhàn)略。應(yīng)當(dāng)建立經(jīng)濟(jì)增長中的民眾共享機(jī)制，實施產(chǎn)業(yè)均衡發(fā)展戰(zhàn)略，提高勞動者質(zhì)量和人口素質(zhì)，深化市場經(jīng)濟(jì)改革，減少社會稅收和政府各項費用，大幅度提高民眾的實際收入水平，最終改善經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量［30－31］。

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