■仇曉潔，李 玥

本文基于1994～2016年中國省際面板數(shù)據(jù)，利用σ收斂、絕對β收斂和條件β收斂等方法檢驗了中國農(nóng)村居民收入差距的收斂性，并通過子樣本進行收斂回歸分析，探討了中國農(nóng)村社會保障支出對農(nóng)村居民收入差距的調節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)，2003～2015年農(nóng)村社會保障支出對于全國范圍以及東中西部三大地區(qū)的農(nóng)民收入差距皆具有“正向收入分配”的作用，且在不同地區(qū)，效果也存在差異，說明存在其他因素導致農(nóng)村居民收入差距拉大，產(chǎn)生“逆向收入分配”的效果。

一、引言與文獻綜述

改革開放以來，中國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平不斷提高，農(nóng)村居民快速增長。但同時，中國農(nóng)村居民收入差距也在不斷拉大，且已成為中國收入不平等的重要原因，尤其是區(qū)域間的農(nóng)村居民收入差距更為明顯（任媛，2015）。過大的農(nóng)村居民收入差距會影響區(qū)域農(nóng)村經(jīng)濟的均衡發(fā)展，阻礙中國經(jīng)濟健康發(fā)展和改革推進。但現(xiàn)有研究對此并未引起足夠重視。社會保障作為調節(jié)居民收入差距的重要工具和手段，具有綜合性的收入分配調節(jié)功能（鄭功成，2010），其中農(nóng)村社會保障支出針對農(nóng)村居民收入差距發(fā)揮了調節(jié)作用。那么，農(nóng)村社會保障支出能否有效調節(jié)農(nóng)村居民收入差距呢？調節(jié)效果又如何？現(xiàn)有研究對此鮮有涉及。為解決以上問題，本文通過1994～2016年中國省際面板數(shù)據(jù)檢驗中國農(nóng)村居民收入差距的收斂性，并探究全國范圍以及三大地區(qū)農(nóng)村社會保障支出對農(nóng)村居民收入差距的調節(jié)效應。本文研究有助于更好認識農(nóng)村社會保障支出與農(nóng)村居民收入差距的關系。

目前，關于社會保障支出與收入差距關系的研究，學術界主要從以下兩個角度進行：第一，社會保障支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響。學者們就此主要有三種結論：一是認為社會保障支出擴大了居民收入差距（王藝明和蔡翔，2010；雷根強和蔡翔，2012）；二是認為存在負相關，即社會保障支出縮小了城鄉(xiāng)收入差距（Wang&Caminad，2011）。三是全國范圍、不同地區(qū)，不同時期社會保障支出與城鄉(xiāng)收入差距的關系具有差異性（余菊和劉新，2014；黃文正等，2014）。第二，社會保障支出對地區(qū)收入差距的影響。學者們主要有兩種結論：一是社會保障支出作為轉移支付的重要組成部分對地區(qū)收入差距的作用非常有限，甚至于會拉大收入差距（Moene&Wallerstein，2003；楊天宇，2009）；二是社會保障支出可有效調節(jié)地區(qū)收入差距（劉毅，2014）。

綜上可知，不同學者皆是將社會保障支出作為整體進行觀察，而根據(jù)不同時期數(shù)據(jù)，構建不同模型，就社會保障支出與城鄉(xiāng)間收入差距、居民收入差距間的關系得出差異性結論，則鮮有提及。伴隨城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險制度以及城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險制度的合并，城鄉(xiāng)間的居民收入差距可能會越來越小。而農(nóng)村居民收入差距相比城鎮(zhèn)居民收入差距和總體的收入差距更大，且已成為收入差距的重要原因，尤其是地區(qū)間的農(nóng)村居民收入差距需引起學界關注。理論上看，社會保障支出調節(jié)的是整體收入差距，作為社會保障支出的重要組成——農(nóng)村社會保障支出，能夠發(fā)揮調節(jié)農(nóng)村居民收入差距的作用。但目前研究很少將農(nóng)村社會保障支出作為研究對象進行分析。本文將針對農(nóng)村社會保障支出與農(nóng)村居民收入差距的關系進行分析，借用新古典增長理論建立收斂模型，觀察農(nóng)村居民收入的收斂性，并對農(nóng)村社會保障支出能否有效調節(jié)地區(qū)間以及地區(qū)內(nèi)部農(nóng)村居民收入差距的問題作出回答。

二、研究設計

本文理論模型的基礎是新古典經(jīng)濟增長模型的收斂性分析。目前該理論已拓展到能源、碳排放、財稅政策等多個領域。收斂性常用的測度方法包括收斂、絕對收斂和條件收斂，本文在借鑒貝克爾理論模型的基礎上，將收斂模型拓展為如下形式：

（一）σ收斂

它是指各地區(qū)農(nóng)村居民收入水平的離差隨時間推移而逐漸下降，是對農(nóng)村居民收入存量的粗略描述，一般采用標準差、變異系數(shù)、泰爾指數(shù)等統(tǒng)計指標進行衡量。具體計算公式為：

其中，ln（yi，t）為i地區(qū)在t時期的農(nóng)村居民人均收入水平的對數(shù)值為ln（yi，t）的均值，N表示地區(qū)數(shù)目。

（二）絕對β收斂

它是指農(nóng)民居民收入水平低的地區(qū)在逐漸追趕農(nóng)村居民人均收入水平高的地區(qū)，并達到相同的穩(wěn)態(tài)水平。具體的收斂方程為：

其中，α為常數(shù)項，β為估計系數(shù)，θ為收斂速度（也稱作為收斂系數(shù)），T為時間跨度，ln（yi，t+T/yi，t）/T為i地區(qū)在t到t+T時間內(nèi)農(nóng)村居民收入水平的年均增長率，μi，t為誤差項。收斂速度β可以通過-（1-e-θt）/T計算出。若β＜0且在統(tǒng)計上顯著，表示存在絕對收斂，即農(nóng)村居民收入水平低的地區(qū)最終會趕上農(nóng)村居民收入水平高的地區(qū)。

（三）條件β收斂

它與絕對β收斂都是對農(nóng)村居民收入水平增量的考察。不同的是，條件β收斂放松了絕對收斂關于各地區(qū)經(jīng)濟初始條件完全相同的假設，即假定各地區(qū)的農(nóng)村居民人均收入水平將沿著不同路徑收斂于自身各自的穩(wěn)態(tài)水平而非相同的穩(wěn)態(tài)水平。在絕對β收斂的基礎上引入一些影響收斂狀態(tài)的控制變量便構成以下條件β收斂的檢驗方程：

本文依據(jù)Cashin&Sahay（1996）的做法，在式（2）的基礎上加入控制變量。相比式（2）和式（3）只選取農(nóng)村社會保障支出Tri，t作為控制變量。由于式（2）已包含農(nóng)村社會保障支出對農(nóng)村居民收入的收斂效應，式（3）將農(nóng)村社會保障支出作為控制變量即表示剔除農(nóng)村社會保障支出后的收斂效應。若農(nóng)村社會保障支出對農(nóng)村居民收入差距具有“正向調節(jié)”作用，那么式（2）的估計系數(shù)βa就會小于式（3）的估計系數(shù)βb，即收斂系數(shù)θa＞θb。反之，則說明農(nóng)村社會保障支出對農(nóng)村居民收入具有“逆向分配”的作用。除農(nóng)村社會保障支出會影響農(nóng)村居民收入差距外，還有其他因素會影響農(nóng)村居民收入差距，故而本文根據(jù)以往研究文獻，將農(nóng)村社會保障支出和其他因素作為控制變量集合Ki，t，通過式（4）進行實證分析。若估計參數(shù)β＜0（即λ＞0）且在統(tǒng)計上顯著，則表示存在條件β收斂。

三、數(shù)據(jù)來源及變量解釋

（一）數(shù)據(jù)來源

新一輪農(nóng)村社會保障體系的建立與完善以2003年新型農(nóng)村合作醫(yī)療改革為起點，故以2003年為時間節(jié)點，又因1994年中國進行了財政體制改革，進一步將起始年份定為1994年，即將時間段劃分為 1994～2002年、2003～2015年、1994～2015年。考慮到部分指標數(shù)據(jù)缺失，又因在計算 ln（yi，t+T/yi，t）/T時以2016年農(nóng)村居民收入數(shù)據(jù)為基數(shù)，故實際數(shù)據(jù)為1994～2016年29省市面板數(shù)據(jù)。本文首先通過全國29個省市面板數(shù)據(jù)得出全國農(nóng)村居民收入收斂狀況，繼而考慮東、中、西三個地區(qū)情況，以便從整體到局部全面分析農(nóng)村社會保障支出對農(nóng)村居民收入的影響。在進行三大區(qū)域劃分時，基于地理位置因素以及經(jīng)濟發(fā)展程度的考慮，在傳統(tǒng)三大區(qū)域劃分基礎上進行微調，將東部地區(qū)的廣西和中部地區(qū)的內(nèi)蒙古調整到西部地區(qū)，具體劃分為：東部地區(qū)包括11個省市，分別是北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)包括8個省份，分別是山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括10個省份，分別是蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。本文數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

（二）變量選擇

1.收入收斂趨勢（ln（yi，t+T/yi，t）/T）。它表示i地區(qū)在t到t+T時間內(nèi)各省市農(nóng)村居民收入水平的年均增長率用來衡量農(nóng)村居民收入差距。以2016年各省市農(nóng)村居民純收入為基數(shù)分別與各省市當年農(nóng)村居民純收入相除，并求出對數(shù)再除以T得出。

2.收入水平（ln（yi，t））。它表示各省市農(nóng)村居民純收入的對數(shù)。

3.農(nóng)村社會保障支出（tr）?？紤]到2012年城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險合并后，無法獲取農(nóng)村養(yǎng)老保險支出數(shù)據(jù)，但考慮到農(nóng)村養(yǎng)老保險支出是農(nóng)村社會保障支出的重要組成部分，農(nóng)村轉移性收入的主要由農(nóng)村社會保障支出構成，故而用農(nóng)村轉移性收入數(shù)據(jù)代替農(nóng)村社會保障支出數(shù)據(jù)。

4.農(nóng)村居民撫養(yǎng)比（fy）。它表示為各省市65歲以上老人和6歲以下兒童人口數(shù)總和與勞動人口數(shù)的比值，用來描述家庭結構。由于家庭收入主要由18～60歲之間的勞動力創(chuàng)造，家庭內(nèi)部又存在公共物品，可以在家庭成員間共享，故而家庭結構的差異勢必影響到消費差距和收入差距（熊亮，2018）。

5.對外開放度（open）。它表示當年各省市根據(jù)美元和人民幣中間價折算得到的進出口總額和國內(nèi)生產(chǎn)總值的比，用來反映各地區(qū)的經(jīng)濟開放程度。農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易是增加農(nóng)民收入的重要途徑（余新平和俞佳佳，2010；趙滌非等，2012）。對外經(jīng)濟開放程度越高，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易越活躍，對地區(qū)間農(nóng)民收入差距會產(chǎn)生重大影響。

6.經(jīng)濟發(fā)展水平（gdp）。它用各省市經(jīng)濟增長率來衡量。經(jīng)濟發(fā)展水平的高低與農(nóng)村居民收入水平的高低呈正比，經(jīng)濟發(fā)展水平差異過大會拉大地區(qū)間農(nóng)村居民收入差距。

7.受教育水平（eduy與edu）。它用平均受教育年限和平均受教育年限的平方兩個指標來衡量。受教育年限通過各省市學歷人數(shù)乘以相應年限的總和，再除以各省市6歲及6歲以上人口得出。其中，小學6年、初中9年、高中12年和大專以上文化程度按16年計算，文盲為0年。受教育年限越長，文化程度越高，接受新鮮事物能力越強，收入水平越高。但在受教育的同時也會增加支出、減少收入，且教育不是提高未來收入的唯一途徑，故而受教育年限未必與收入完全成正比。由于教育因素對農(nóng)村收入不平等的貢獻率呈現(xiàn)出增大趨勢（曲直和呂之望，2014），故而在觀察農(nóng)村居民收入差距時將教育納入考慮。

8.城鎮(zhèn)化水平（city）。它用城鎮(zhèn)化率表示，即各省市城鎮(zhèn)常住人口數(shù)與各省市總人口的比率。城鎮(zhèn)化率越高，農(nóng)村居民增加收入的途徑越多，收入也就越高。工資性收入是造成目農(nóng)村居民收入差距的主要原因（馬德俊，2018），而城鎮(zhèn)化水平對于農(nóng)村工資性收入有重要影響，故而會對農(nóng)村居民收入差距也會產(chǎn)生影響。

四、實證分析結果

（一）σ收斂檢驗

由表1可知，全國層面的變異系數(shù)值皆大于σ系數(shù)，前者的收斂速度為1.62%，后者的收斂速度為1.59%，在2003～2016年期間，整體呈現(xiàn)農(nóng)村居民收入的地區(qū)差異較為平穩(wěn)的收斂趨勢。而中國三大地區(qū)計算的農(nóng)村居民收入的變異系數(shù)及σ系數(shù)則顯示出不同特征，斂散性變化與全國層面有很大不同。

具體而言，整個觀察期里，東部地區(qū)的收斂走勢變化與全國的收斂走勢變化非常相近。中部和西部地區(qū)其中有所波動，但2012年后全國及三大地區(qū)皆呈現(xiàn)明顯的收斂趨勢。東、中、西部三大地區(qū)的農(nóng)村居民收入差距由大到小排為：東部地區(qū)、西部地區(qū)、中部地區(qū)。

（二）全國層面的絕對β和相對β收斂檢驗

為準確把握農(nóng)村居民收入水平的收斂情況的地區(qū)差異，本文將 1994～2002年、2003～2015年、1994～2015年三個時期的全國層面樣本，根據(jù)模型（2）～（4）進行面板模型估計。通過LSDV法考察，發(fā)現(xiàn)存在個體效應，不可使用混合回歸。通過Hausman檢驗，顯示拒絕“隨機效應模型”原假設，故選擇固定效應模型。為避免自相關，設置時間虛擬變量，并檢驗所有年度的虛擬變量，結果強烈拒絕“無時間效應”的原假設，故在模型中包括時間效應，最終通過雙向固定效應模型進行估計。回歸結果如表2。

表1 全國、三大地區(qū)變異系數(shù)及σ系數(shù)

表2 全國層面的絕對β和相對β收斂檢驗結果

將農(nóng)村居民收入水平及其年增長率分別代入三個時期的模型（2），得到三個時期的絕對β收斂值。其中，1994～2002年的絕對收斂系數(shù)在10%的顯著水平上大于0，說明該時期中國農(nóng)村居民收入水平不具有絕對收斂特征，而1994～2015年和2003～2015年的絕對收斂系數(shù)在1%的顯著水平上小于0，說明2003～2015年存在較強的絕對收斂趨勢，使得1994～2015整個時期都表現(xiàn)絕對收斂趨勢。根據(jù)表2，在1994～2002年間，模型（1）未加入控制變量，中國農(nóng)村居民收入水平在10%的統(tǒng)計水平上顯著為正；加入農(nóng)村社會保障支出這個控制變量后，模型（2）的發(fā)散趨勢便不再顯著。

2003～2015年間，加入控制變量農(nóng)村社會保障支出的模型（2）和加入控制變量束的模型（3）與同期模型（1）相比，各自的中國農(nóng)村居民收入水平的收斂系數(shù)β分別在5%和1%的統(tǒng)計水平上顯著為負，且數(shù)值都小于模型（1）的農(nóng)村居民收入水平的收斂系數(shù)β，說明中國農(nóng)村居民收入水平的地區(qū)差異存在條件β收斂。另外，同期模型（2）的中國農(nóng)村居民收入水平的收斂系數(shù)也小于1994～2002年間模型（2）的中國農(nóng)村居民收入水平的收斂系數(shù)β，說明農(nóng)村社會保障支出對農(nóng)村居民收入水平的地區(qū)差異的調節(jié)更為明顯。根據(jù)表2，1994～2015年間，比較模型（1）～（3）的中國農(nóng)村居民收入水平的收斂系數(shù)β，可知該時期中國農(nóng)村居民收入水平的地區(qū)差異存在條件β收斂。

表3 1994～2002年三大地區(qū)絕對β和相對β收斂檢驗

表4 2003～2015年三大地區(qū)絕對β和相對β收斂檢驗

（三）三大地區(qū)的絕對β和相對β收斂檢驗

由表3可知，除東部和西部地區(qū)的1994～2002年的農(nóng)村居民收入之外，其他不同地區(qū)的不同時期的絕對β收斂值皆為負，即其他不同地區(qū)的不同時期都具有農(nóng)村居民收入呈現(xiàn)絕對收斂特征。1994～2002年三個地區(qū)在模型（1）的基礎上加入農(nóng)村社會保障支出這個控制變量后，東部地區(qū)和中部地區(qū)內(nèi)部的農(nóng)村居民收入差距縮小，呈現(xiàn)相對收斂特征，但西部地區(qū)無相對收斂特征，但農(nóng)民居民收入發(fā)散趨勢不再顯著，且三個地區(qū)農(nóng)村社會保障支出系數(shù)為正，說明三個地區(qū)的農(nóng)村社會保障支出拉大了三個地區(qū)內(nèi)部的農(nóng)村居民收入差距。加入控制束的模型（3）中，三個地區(qū)內(nèi)的農(nóng)村居民收入差距在縮小，依然呈現(xiàn)相對收斂特征，但農(nóng)村社會保障支出系數(shù)在5%水平下顯著為正?？芍?，在1994～2002年期間，三大地區(qū)的農(nóng)村社會保障支出皆拉大了農(nóng)村居民收入差距，撫養(yǎng)比可顯著縮小收入差距。

表5 1994～2015年三大地區(qū)絕對β和相對β收斂檢驗

表4顯示，2003～2015年三個地區(qū)在模型（1）的基礎上加入農(nóng)村社會保障支出這個控制變量后，東部地區(qū)和西部地區(qū)的β系數(shù)明顯變小，農(nóng)村社會保障支出系數(shù)顯著為負，說明農(nóng)村社會保障支出有效縮小了地區(qū)內(nèi)部的農(nóng)村居民收入差距，呈現(xiàn)相對收斂特征。中部地區(qū)的β系數(shù)變大，但農(nóng)村社會保障支出系數(shù)為負，說明是其他因素導致中部地區(qū)內(nèi)部的農(nóng)村居民收入差距拉大；農(nóng)村社會保障支出系數(shù)仍顯著為負，經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化顯著為正，說明農(nóng)村社會保障支出有利于縮小中部地區(qū)內(nèi)部收入差距，而經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化則拉大了中部地區(qū)內(nèi)部的收入差距。比較2003～2015年間東、中、西部地區(qū)在加入農(nóng)村社會保障支出這一控制變量的模型（2）和加入控制束的模型（3）中的農(nóng)村社會保障支出系數(shù)，可知農(nóng)村社會保障支出調節(jié)地區(qū)內(nèi)部農(nóng)村居民收入最為明顯的是中部地區(qū)，其次是西部地區(qū)，最后是東部地區(qū)。

由表5可知，1994～2015年三個地區(qū)模型（1）中β值皆為負，呈現(xiàn)絕對收斂特征。加入農(nóng)村社會保障支出的模型（2）中，農(nóng)村社會保障支出的系數(shù)只有中部地區(qū)的β值大于模型（1）的β值，說明還存在其他拉大農(nóng)村居民收入差距的因素。加入控制束的模型（3）中，三個地區(qū)的農(nóng)村社會保障支出系數(shù)顯著為負，但東部、西部地區(qū)的β值小于相應地區(qū)的模型（1）的β值。根據(jù)表3、表5可知，東部地區(qū)開放程度和經(jīng)濟增長是拉大東部地區(qū)農(nóng)村居民收入差距的重要因素，西部地區(qū)經(jīng)濟增長和教育是拉大農(nóng)村居民收入差距的重要原因。由表5可知，中部地區(qū)模型（3）中經(jīng)濟增長、開放度顯著為正，拉大農(nóng)村居民收入差距而農(nóng)村社會保障支出和撫養(yǎng)比顯著為負，縮小農(nóng)村居民收入差距，進而導致模型（3）的β值顯著小于模型（2）的β值。

五、主要結論

本文基于1994～2016年中國省際面板數(shù)據(jù)，利用絕對β收斂和條件β收斂等方法檢驗了中國農(nóng)村居民收入差距的收斂性，并通過收斂回歸分析，觀察中國農(nóng)村社會保障支出對農(nóng)村居民收入差距的作用。主要結論包括：第一，由于1994～2002年農(nóng)村社會保障更多依賴農(nóng)民自給自足，故農(nóng)村社會保障支出對農(nóng)村居民收入起到“逆向分配”作用，尤其是東、西部地區(qū)。第二，2003～2015年農(nóng)村社會保障支出對農(nóng)村居民收入起到“正向調節(jié)”作用，縮小了農(nóng)村居民收入差距，且在三大地區(qū)也呈現(xiàn)出同樣作用，作用由強到弱排序：中部，西部，東部。第三，存在其他因素導致農(nóng)村居民收入差距拉大，以致產(chǎn)生“逆向收入分配”的反效果；但不同地區(qū)，拉大農(nóng)村居民收入差距的原因不同。

據(jù)此，本文提出以下相關建議：第一，無論是全國還是分地區(qū)，自2003年農(nóng)村社會保障改革開始，農(nóng)村社會保障支出對農(nóng)村居民收入具有顯著的正向調節(jié)作用，因此應在原有基礎之上進一步調整財政支出結構，加大農(nóng)村社會保障支出比重，進而增加農(nóng)村居民收入，更好地調節(jié)區(qū)域間以及區(qū)域內(nèi)的農(nóng)村居民收入差距。第二，考慮到各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異較大，應確定不同的農(nóng)村社會保障支出水平，且農(nóng)村社會保障工作應與當?shù)氐慕?jīng)濟社會發(fā)展相協(xié)調；另外，影響不同地區(qū)的農(nóng)村居民收入差距的顯著因素與影響程度不同，相當程度是由各地區(qū)制度差異本身造成，考慮到矯正制度本身比較困難，建議人為地從制度外加大對低收入地區(qū)農(nóng)民的傾斜力度，在現(xiàn)有的農(nóng)村社會保障支出的基礎上額外構建一個援貧資金穩(wěn)定增長機制。