侯冠平 劉曉梅

摘要：運(yùn)用我國(guó)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(yùn)用各省份數(shù)據(jù)構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，進(jìn)行實(shí)證分析，研究新形勢(shì)下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、財(cái)政支出對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)收入不平衡性的影響，為經(jīng)濟(jì)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(cái)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(jìn)一步加劇自身的不平衡性，并對(duì)經(jīng)濟(jì)有一定的促進(jìn)作用，但在較長(zhǎng)期則對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生不利影響;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)使城鄉(xiāng)收入不平衡性發(fā)生短期波動(dòng);財(cái)政支出的沖擊在短期會(huì)對(duì)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(duì)財(cái)政支出的影響并不顯著，在中期會(huì)使得財(cái)政支出大幅度增加。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)政支出本身并不會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入不平衡性，導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入不平衡性的原因在于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在城鄉(xiāng)之間的速度差異以及財(cái)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(huì)使得農(nóng)村居民無(wú)力進(jìn)行生產(chǎn)資本和人力資本的投入，引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jìn)一步加劇。城鄉(xiāng)收入不平衡性對(duì)自身的貢獻(xiàn)度超過(guò)70%;財(cái)政支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度分別略高于21%和8%。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鄉(xiāng)收入的不平衡性影響主要集中在東部沿海經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)的省份，最小的省份大多是經(jīng)濟(jì)不夠發(fā)達(dá)的內(nèi)陸地區(qū)。財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)收入不平衡性影響最大的為一些經(jīng)濟(jì)不是很發(fā)達(dá)的地區(qū)，影響小的一類是經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)的省份，一類是欠發(fā)達(dá)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(jì)，提高農(nóng)村居民的收入;其次要改變城鎮(zhèn)傾向性財(cái)政支出政策，提高農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的支持力度，尤其是提高落后地區(qū)的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)支持力度;再次，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)要考慮到農(nóng)村居民的切身利益。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);財(cái)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(hào)：F291.3 ??文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A ?文章編號(hào)：1002-1302（2019）13-0330-07

新中國(guó)成立后的一系列重工輕農(nóng)政策，人為擴(kuò)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(jì)快速增長(zhǎng)而日趨嚴(yán)重。城鎮(zhèn)化道路和城鎮(zhèn)性傾向的財(cái)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(xí)近平同志“一帶一路”的倡議，直接影響進(jìn)出口，而進(jìn)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(cái)政、貨幣、產(chǎn)業(yè)、區(qū)域等經(jīng)濟(jì)政策協(xié)調(diào)機(jī)制，并指出我國(guó)社會(huì)主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長(zhǎng)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(lái)。解決這一問題不僅涉及經(jīng)濟(jì)問題，而且涉及政治問題，是個(gè)公平與否的問題，也是緩解并消除我國(guó)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(zhǎng)期被扭曲的現(xiàn)象，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

國(guó)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(guó)學(xué)者結(jié)合我國(guó)實(shí)際情況，對(duì)收入分配問題進(jìn)行了深入研究。其中，最為重要的一個(gè)方面就是對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的探討。與本研究相關(guān)的主要有2個(gè)方面：一是在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城鄉(xiāng)收入不平衡性方面。有的學(xué)者認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和城鄉(xiāng)收入差距正向相關(guān)[4];城鄉(xiāng)收入差距過(guò)大致使農(nóng)村居民無(wú)力投資人力資本，影響勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[5];我國(guó)已經(jīng)出現(xiàn)庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)，倒“U”拐點(diǎn)在少數(shù)東部省份已經(jīng)出現(xiàn)[6]。二是在財(cái)政支出與城鄉(xiāng)收入不平衡性方面。有的學(xué)者發(fā)現(xiàn)，財(cái)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(huì)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(jì)增長(zhǎng)、財(cái)政支出和城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系，從而制定我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策提供了寶貴的理論依據(jù)，但仍存在嚴(yán)重不足。（1）這些研究很多采用了計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，卻沒有將外生變量納入模型體系內(nèi)，因而常常會(huì)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(guò)于注重現(xiàn)象的外在表現(xiàn)和對(duì)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(duì)策上，還是沒有跳出“外因”決定論的怪圈[9]。尤其是在新形勢(shì)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(jìn)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(jì)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?xiàng)l件經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快;二是統(tǒng)治階級(jí)出于國(guó)家戰(zhàn)略需要建都設(shè)郡，導(dǎo)致該區(qū)域資源富集。區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡導(dǎo)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(yuǎn)高于農(nóng)村居民收入的畸形現(xiàn)象及其變化趨勢(shì)。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(xué)習(xí)與提升機(jī)會(huì)。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(huì)保障條件，再加上工作提升、學(xué)習(xí)深造等方面，這是農(nóng)村居民所無(wú)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(gè)動(dòng)態(tài)概念，不僅反映過(guò)去，也體現(xiàn)現(xiàn)在，還是一種發(fā)展趨勢(shì)。由于隱性收入很難計(jì)量，數(shù)據(jù)很難獲得，本研究只采用城鄉(xiāng)收入差距指標(biāo)代替城鄉(xiāng)收入發(fā)展的不平衡性。

我國(guó)城鄉(xiāng)收入不平衡性問題日趨嚴(yán)重。從城鄉(xiāng)收入相差的倍數(shù)來(lái)看，從1978年的2.57倍到1983年的1.82倍開始逐漸擴(kuò)大，到2009年達(dá)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(duì)數(shù)一直呈擴(kuò)大的趨勢(shì)。由于城鄉(xiāng)居民收入基數(shù)相差甚遠(yuǎn)，因此，用城鄉(xiāng)收入相差的倍數(shù)略為縮小來(lái)說(shuō)明城鄉(xiāng)收入差距的縮小本身就是不科學(xué)的，掩蓋了城鄉(xiāng)收入差距正在擴(kuò)大的事實(shí)。

衡量城鄉(xiāng)收入差距的另一個(gè)應(yīng)用更為廣泛，且為很多人所接受的指標(biāo)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(jìn)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(kuò)大的事實(shí)，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(shuō)明城鄉(xiāng)收入不平衡性時(shí)，泰爾系數(shù)和倍數(shù)只能是作為一種輔助性說(shuō)明指標(biāo)。

用于衡量城鄉(xiāng)收入不平衡性的指標(biāo)只能是用城鄉(xiāng)收入差距的絕對(duì)量來(lái)代替，其優(yōu)勢(shì)在于其直觀性、客觀性和科學(xué)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(shí)沒有含糊;科學(xué)性在于從勞動(dòng)的產(chǎn)出效率來(lái)說(shuō)，差距的縮小應(yīng)該是邊際勞動(dòng)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(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)來(lái)看，以1978年不變價(jià)格計(jì)算，1978年城鄉(xiāng)收入差距為209.8元，超過(guò)農(nóng)村人均純收入1.57倍，到1980年這一差距達(dá)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(shì)，到1983年縮小到 218.12元?？s小的原因在于經(jīng)濟(jì)體制改革中，農(nóng)村先于城市。隨著城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)體制改革的開始，城鄉(xiāng)收入差距又開始日趨嚴(yán)重。到2016年，城鄉(xiāng)居民收入絕對(duì)數(shù)已經(jīng)達(dá)到3 384.44元，用2016年價(jià)格指數(shù)計(jì)算，則這一差距已經(jīng)達(dá)到21 253元。從我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)政收支與城鄉(xiāng)居民收入增長(zhǎng)的速度來(lái)看，從1978年到2016年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)了31.2倍，財(cái)政收入增長(zhǎng)了21.4倍，財(cái)政支出增長(zhǎng)了25.7倍，但城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入增長(zhǎng)了14.6倍，而農(nóng)村居民家庭人均純收入則增長(zhǎng)了13.7倍，城鄉(xiāng)居民收入差距的絕對(duì)數(shù)增長(zhǎng)了 15.1倍。很明顯，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、財(cái)政收支的增長(zhǎng)速度快于城鄉(xiāng)居民收入的增長(zhǎng)速度;城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長(zhǎng)速度也快于農(nóng)村居民;城鄉(xiāng)收入差距的增長(zhǎng)速度也明顯快于城鄉(xiāng)居民的收入增長(zhǎng)速度。

從各省份1994—2016年以1993年不變價(jià)格計(jì)算的數(shù)據(jù)來(lái)看，地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)速度最快的是天津，地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)了12.54倍，財(cái)政收支分別增長(zhǎng)了29.14倍和27.39倍，城鄉(xiāng)居民人均收入分別增長(zhǎng)了4.17倍和5.07倍，城鄉(xiāng)收入差距增長(zhǎng)了3.40倍;地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)最慢的是遼寧，增長(zhǎng)了4.10倍，財(cái)政收支分別增長(zhǎng)了7.07倍和10.55倍（財(cái)政支出的增長(zhǎng)速度也為最慢），城鄉(xiāng)居民收入分別增長(zhǎng)了5.09倍和 4.10倍，城鄉(xiāng)收入差距增長(zhǎng)了5.95倍。財(cái)政收支增長(zhǎng)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(zhǎng)了44.80倍和38.75倍，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)了10.94倍，城鄉(xiāng)居民收入分別增長(zhǎng)了3.93倍和4.61倍，城鄉(xiāng)收入差距增長(zhǎng)了3.58倍;除重慶外，財(cái)政收入增長(zhǎng)速度最快的是江蘇，財(cái)政支出增長(zhǎng)最快的是北京，分別增長(zhǎng)了31.28倍和31.87倍，經(jīng)濟(jì)分別增長(zhǎng)了9.36倍和10.33倍，城鎮(zhèn)居民收入分別增長(zhǎng)了 4.77 倍和6.12倍，農(nóng)村居民收入分別增長(zhǎng)了4.22倍和3.70倍，收入差距分別增長(zhǎng)了5.29倍和6.58倍。北京成為城鄉(xiāng)收入差距增長(zhǎng)速度最快的地區(qū)。財(cái)政收入增長(zhǎng)最慢的是黑龍江，增長(zhǎng)了7.07倍，地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)了4.32倍，城鄉(xiāng)居民收入分別增長(zhǎng)了4.50倍和3.71倍，城鄉(xiāng)收入差距增長(zhǎng)了5.41倍。城鄉(xiāng)收入差距增長(zhǎng)速度最慢的是廣東，增長(zhǎng)了2.32倍。廣東地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)了9.49倍，財(cái)政收支分別增長(zhǎng)了19.84倍和18.32倍，城鄉(xiāng)居民收入分別增長(zhǎng)了2.55倍和 2.98倍。

整體來(lái)看，各省份的財(cái)政收支和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)快于城鄉(xiāng)居民收入增長(zhǎng)速度。在城鄉(xiāng)居民收入增長(zhǎng)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(yuǎn)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(kuò)大的趨勢(shì)。

2 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)收入不平衡性的影響機(jī)制

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)政收支對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收入的影響各不相同，所以會(huì)對(duì)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?zèng)Q定了投入能力，并進(jìn)一步?jīng)Q定產(chǎn)出能力。這也正是決定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素，它們主要從以下6個(gè)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(yuǎn)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(huì)大于農(nóng)村。（2）城鎮(zhèn)居民人力資源投入遠(yuǎn)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(jī)會(huì)，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(yuǎn)，導(dǎo)致城鄉(xiāng)資本存量的巨大差異。在工業(yè)已經(jīng)進(jìn)入高科技、信息化已經(jīng)融入經(jīng)濟(jì)社會(huì)生活方方面面的時(shí)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(dòng)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(fèi)市場(chǎng)集中。而農(nóng)民地處偏僻、交通落后的地區(qū)，物流費(fèi)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(qiáng)。而農(nóng)村分散經(jīng)營(yíng)，不利于現(xiàn)代化生產(chǎn)工具的投入使用和勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，而且，孤立的農(nóng)民在談判中也會(huì)處于不利地位，其利益很難得到保障。（6）近些年，我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口出現(xiàn)龐大的逆差，導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品邊際產(chǎn)品價(jià)值的降低和勞動(dòng)力邊際產(chǎn)出下降。

總之，城鎮(zhèn)依賴資源稟賦優(yōu)勢(shì)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快，其居民必然獲得較快的收入增長(zhǎng);而農(nóng)村，落后的生產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)、組織方式和貧瘠的資源稟賦，再加上國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)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(cái)政支出來(lái)看，不管是中央預(yù)算支出還是地方預(yù)算支出，最終會(huì)讓一部分人受益，或到達(dá)某些人手里，或由某些群體享受財(cái)政支出帶來(lái)的好處。從支出科目的內(nèi)容中可以看出，財(cái)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(cái)政支出加重了城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)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(lái)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(cái)政預(yù)算支出不一樣，而且城鄉(xiāng)傾向性財(cái)政預(yù)算支出對(duì)比也相差甚遠(yuǎn)，但是，城鎮(zhèn)傾向性財(cái)政預(yù)算支出要遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于農(nóng)村。

通過(guò)以上分析可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)通過(guò)要素報(bào)酬的方式影響著城鄉(xiāng)居民的收入，要素稟賦的差異導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性。財(cái)政預(yù)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(cái)政預(yù)算的城鎮(zhèn)傾向性支出遠(yuǎn)大于農(nóng)村傾向性支出，導(dǎo)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(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)收入不平衡性的影響，下面分別利用全國(guó)數(shù)據(jù)和省際面板數(shù)據(jù)加以分析。

3.1 基于全國(guó)總體數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)分析

改革開放以來(lái)，社會(huì)投資在引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面起著越來(lái)越重要的作用。社會(huì)投資的傾向性，影響城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展并進(jìn)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(jìn)出口，進(jìn)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(guò)反復(fù)比較、篩選和以上分析，最后敲定將全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、進(jìn)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(jì)增長(zhǎng)、財(cái)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(shuō)明 為了研究方便，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值表示，符號(hào)為GDP，財(cái)政支出、進(jìn)口、出口、全社會(huì)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(duì)數(shù)來(lái)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(jǐn)?shù)表示。選用1978—2016年全國(guó)相應(yīng)數(shù)據(jù)，對(duì)以上價(jià)值指標(biāo)數(shù)據(jù)用1978年為基期的商品零售價(jià)格指數(shù)平減后，取自然對(duì)數(shù)，取對(duì)數(shù)后的變量在原符號(hào)之前加L表示，分別為L(zhǎng)GDP、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(gè)別作了特殊說(shuō)明外，均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.1.2 模型檢驗(yàn) 要構(gòu)建向量自回歸模型（VAR模型），需要檢驗(yàn)變量間的因果關(guān)系。在進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)，檢驗(yàn)結(jié)果不僅隨滯后期選擇不同而不同，而且會(huì)因外生變量的不同而不同。由Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可知：（1）LGDP和LG互為Granger原因。這說(shuō)明我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(guò)來(lái)又影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在城鄉(xiāng)之間存在嚴(yán)重不平衡，這種不平衡導(dǎo)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(huì)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(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。（2）LG為L(zhǎng)FE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(guó)家不得不增加財(cái)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(jì)增長(zhǎng)，進(jìn)一步引發(fā)財(cái)政支出增加。而財(cái)政預(yù)算支出不會(huì)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(cái)政預(yù)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(dǎo)致城鎮(zhèn)居民顯性收入增長(zhǎng)并不明顯。（3）LGDP與LFE互為Granger原因。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)必然引起財(cái)政收入的增長(zhǎng)，財(cái)政收入的增長(zhǎng)又會(huì)引起財(cái)政支出的變化。而財(cái)政支出的變化會(huì)引發(fā)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化，這說(shuō)明我國(guó)現(xiàn)有生產(chǎn)要素還沒有得到充分利用，經(jīng)濟(jì)并非處于一種充分就業(yè)狀態(tài)。（4）3個(gè)變量中的任意2個(gè)變量不能同時(shí)Granger引起另一變量的假設(shè)被拒絕，即任意1個(gè)變量可以由另外2個(gè)變量Granger引起。

Granger因果關(guān)系分析結(jié)果說(shuō)明，變量之間存在著統(tǒng)計(jì)意義上的聯(lián)系，要構(gòu)建VAR模型，還需要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ妥兞渴欠駞f(xié)整。協(xié)整檢驗(yàn)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(gè)協(xié)整方程。該結(jié)果表明，變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。采用AR特征根檢驗(yàn)法檢驗(yàn)?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(duì)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(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨（SC）準(zhǔn)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(yàn)指標(biāo)：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(shí)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(duì)自身1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)函數(shù)。LG對(duì)自身1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)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(dá)到最小值且為負(fù)值后，再迅速提升，到第9年完成第1個(gè)周期，即第1個(gè)周期時(shí)長(zhǎng)大約為9年。以后波幅迅速衰減，到第17期達(dá)到極大值，完成第2個(gè)周期。在經(jīng)過(guò)微小的波動(dòng)，到第25期達(dá)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(huì)在一定程度上進(jìn)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(huì)使得農(nóng)村居民無(wú)力進(jìn)行生產(chǎn)資本和人力資本的投入。

圖1-b是LG對(duì)LGDP 1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)函數(shù)。LG對(duì)1個(gè)LGDP沖擊的響應(yīng)在第2期就會(huì)達(dá)極小值，第3期即達(dá)到最大值，完成第1個(gè)周期，1個(gè)周期時(shí)長(zhǎng)大約為3年。然后迅速衰減，到第4期達(dá)到最小值后迅速攀升，并在第5期達(dá)到極大值，完成第2個(gè)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(jì)增長(zhǎng)會(huì)使得城鄉(xiāng)收入的不平衡性發(fā)生短期波動(dòng)。由此可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)本身不會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性，從而導(dǎo)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(jì)增長(zhǎng)速度的不平衡，導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入增長(zhǎng)速度的差異。

圖1-c是LG對(duì)LFE 1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)函數(shù)。LG對(duì)LFE 1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)開始時(shí)變動(dòng)比較緩慢，到第3期達(dá)到最大值，在第5期開始急劇下降，并在第6期轉(zhuǎn)為負(fù)值，且達(dá)到極小值，完成第1個(gè)周期。以后波幅迅速衰減，從第11期響應(yīng)為負(fù)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(cái)政支出的波動(dòng)在短期內(nèi)會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)收入不平衡性產(chǎn)生同向影響，但在中期，則會(huì)產(chǎn)生反向影響。財(cái)政支出導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入不平衡性的可能原因在于財(cái)政支出的城鎮(zhèn)性傾向和城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)個(gè)體在獲得這些“收入”后消費(fèi)方式的差異。

圖1-d是LGDP對(duì)LG 1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)函數(shù)。LGDP對(duì)LG 1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)在第1期就迅速上升，到第2期達(dá)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(gè)小周期，第1個(gè)小周期大約為3年。然后繼續(xù)上升，到第7期達(dá)到最大值后急劇下降，到第11期達(dá)到極小值，完成第2個(gè)周期。到第15期后，其響應(yīng)變?yōu)樨?fù)值，負(fù)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(shì)。從總體上看，城鄉(xiāng)收入不平衡性在短期和中期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定的促進(jìn)作用，但在較長(zhǎng)期內(nèi)則不會(huì)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(guò)剩的資金用于生產(chǎn)性資本的積累。

圖1-e是LFE對(duì)1個(gè)LG標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)函數(shù)。LFE對(duì)1個(gè)LG標(biāo)準(zhǔn)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(dá)到最大值，完成第1個(gè)周期，即第1個(gè)周期時(shí)長(zhǎng)大約為7年。然后開始一路下滑，到第18期時(shí)響應(yīng)轉(zhuǎn)為負(fù)值，并在第20期達(dá)到最小值，然后以逐漸衰弱的態(tài)勢(shì)趨于消失。從總體上看，LFE對(duì)1個(gè)LG標(biāo)準(zhǔn)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(zhǎng)期內(nèi)，則會(huì)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(dǎo)致生產(chǎn)性資本積累和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，進(jìn)一步導(dǎo)致國(guó)家稅收（財(cái)政收入）的增加，政府為了平衡財(cái)政收支，必然增加財(cái)政支出。

為了研究?jī)?nèi)生變量對(duì)標(biāo)準(zhǔn)差的貢獻(xiàn)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(guò)預(yù)測(cè)殘差的標(biāo)準(zhǔn)差在不同新息沖擊下影響的比例，以測(cè)定內(nèi)生變量對(duì)標(biāo)準(zhǔn)差貢獻(xiàn)度的方法。對(duì)上述VAR（5）模型作方差分解，Cholesky順序?yàn)長(zhǎng)G、LGDP、LFE，結(jié)果如圖2所示。

圖2-a是LG對(duì)自身的貢獻(xiàn)度。LG對(duì)自身的貢獻(xiàn)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(dòng)，但幾乎是越來(lái)越平穩(wěn)地下滑，最后基本穩(wěn)定在70.28%。

圖2-b是LGDP對(duì)LG的貢獻(xiàn)度。LGDP對(duì)LG的貢獻(xiàn)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(duì)LG的貢獻(xiàn)度。LFE對(duì)LG的貢獻(xiàn)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(duì)LGDP的貢獻(xiàn)度。LG對(duì)LGDP的貢獻(xiàn)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(dá)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(duì)LFE的貢獻(xiàn)度。LG對(duì)LFE的貢獻(xiàn)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(dá)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(duì)LG貢獻(xiàn)度最大的是LG自身，始終超過(guò)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(guò)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(dāng)?shù)呢?cái)政支出政策，再次，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定的促進(jìn)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(duì)財(cái)政支出的貢獻(xiàn)度不是很大，但也占有不小的比率。

以上是從全國(guó)整體上分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、財(cái)政支出對(duì)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(duì)各省份的具體情況進(jìn)行進(jìn)一步分析。

3.2 基于省際面板數(shù)據(jù)的模型分析

為了進(jìn)一步研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)政支出對(duì)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(guó)各省份的相應(yīng)指標(biāo)，并用1993年為基期的消費(fèi)不變價(jià)格指數(shù)平減，對(duì)上述各變量取自然對(duì)數(shù)。各變量符號(hào)和單位保持與上文一致。除1993—1995年重慶數(shù)據(jù)來(lái)源于《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》外，所有數(shù)據(jù)均來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

3.2.1 數(shù)據(jù)檢驗(yàn) 為了防止偽回歸，需檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否同階平穩(wěn)。檢驗(yàn)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(yàn)面板數(shù)據(jù)是否協(xié)整。采用Pedroni檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)只有v檢驗(yàn)的P值略高于0.05，其余3個(gè)檢驗(yàn)都可以通過(guò)檢驗(yàn);數(shù)據(jù)組中的rho檢驗(yàn)不能通過(guò)，但其他2個(gè)檢驗(yàn)都可以通過(guò)檢驗(yàn)。所以綜合判斷可以通過(guò)檢驗(yàn)。即采用Pedroni檢驗(yàn)法的檢驗(yàn)結(jié)果表明，該模型變量是協(xié)整的。采用Kao檢驗(yàn)，結(jié)果ADF的t值為-4.241 384，P值為0.000 0。因此，采用Kao檢驗(yàn)的結(jié)果也顯示模型變量是協(xié)整的。再采用Fisher檢驗(yàn)，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(yàn)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(yàn)都表明模型變量是協(xié)整的。協(xié)整關(guān)系說(shuō)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(zhǔn)確估計(jì)模型變量之間的關(guān)系，需要確定模型形式。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示，P值為 0.000 0，拒絕構(gòu)建隨機(jī)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(jì)算F值來(lái)判斷所要建立的模型形式。計(jì)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(gè)體效應(yīng);μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)?；貧w結(jié)果如表1所示。

加權(quán)后的統(tǒng)計(jì)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(yàn)值（DW）=1.645 361。加權(quán)前的統(tǒng)計(jì)量：R2=0.990 751，DW=1.702 744。觀測(cè)期為23年（1994—2016年）。

由于各變量都取了自然對(duì)數(shù)，因此，各自變量的系數(shù)可以理解成各自變量對(duì)因變量的彈性。從回歸結(jié)果來(lái)看，擬合優(yōu)度較好，且各檢驗(yàn)指標(biāo)都能較好地通過(guò)檢驗(yàn)。

從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jì)都比較發(fā)達(dá)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入的不平衡性影響比較大，這也進(jìn)一步說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)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(fù)值，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)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(jì)不夠發(fā)達(dá)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(cái)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(jì)增長(zhǎng)，政府可能采取的是一些“集中力量辦大事”的做法，在財(cái)政支出方面往往不知不覺地采取了城鎮(zhèn)性傾向政策。財(cái)政支出系數(shù)最小的為福建、廣東和山東3個(gè)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(jì)比較發(fā)達(dá)，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(jì)比較發(fā)達(dá)，有足夠的財(cái)政收入改善農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀，因而在財(cái)政預(yù)算的時(shí)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(jì)欠發(fā)達(dá)，如西藏、寧夏、貴州等，由于財(cái)政預(yù)算有限，既要考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展，又不得不兼顧貧困人口，在財(cái)政支出方面采取一些比較中性的財(cái)政支出政策。還有的省份，如湖南、遼寧、云南，本來(lái)就是農(nóng)業(yè)大省，財(cái)政預(yù)算支出不得不考慮農(nóng)業(yè)的發(fā)展，在財(cái)政支出方面，也不得不采取較為中性的財(cái)政支出政策。

AR（1）是1個(gè)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(duì)本期的影響。從回歸的結(jié)果來(lái)看，影響最大的為東北3?。ㄟ|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(jì)增長(zhǎng)和財(cái)政支出影響的同時(shí)，受上一期各經(jīng)濟(jì)變量的影響也很大。受上期變量影響最小的是西藏。

截距項(xiàng)分為2個(gè)部分，一部分為共同項(xiàng)，反映我國(guó)總體上的情況。另一部分是各省份的個(gè)體效應(yīng)，反映各省份的不同情況。從截距項(xiàng)來(lái)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(xiàng)最小的為遼寧，為負(fù)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(jì)增長(zhǎng)通過(guò)要素報(bào)酬的方式影響著城鄉(xiāng)居民收入，要素稟賦的差異直接導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性。我國(guó)嚴(yán)重的城鎮(zhèn)傾向性財(cái)政支出加重了城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的不平衡性;農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口出現(xiàn)較大的逆差，對(duì)我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)也是一種強(qiáng)烈沖擊;龐大的逆差，也導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)加劇和農(nóng)村勞動(dòng)力邊際產(chǎn)出下降。

因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(cái)政支出的單向Granger原因;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)政支出互為Granger原因。我國(guó)仍處于一種非充分就業(yè)狀態(tài)，擴(kuò)大內(nèi)需或擴(kuò)大國(guó)際市場(chǎng)需求仍可以促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

從脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)看，城鄉(xiāng)收入不平衡性的加劇在中、短期內(nèi)進(jìn)一步加劇了城鄉(xiāng)收入的不平衡性。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)使得城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性發(fā)生短期波動(dòng)，但在中、長(zhǎng)期，這種效應(yīng)會(huì)逐漸消失。財(cái)政支出的波動(dòng)在短期內(nèi)會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)居民收入不平衡性產(chǎn)生同向影響，但在中期，則會(huì)產(chǎn)生反向影響，在長(zhǎng)期，影響會(huì)逐漸消失。城鄉(xiāng)居民收入不平衡性在短期和中期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定的促進(jìn)作用，但在較長(zhǎng)期則會(huì)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(duì)財(cái)政支出影響并不顯著，在中期會(huì)使得財(cái)政支出大幅度增加;但在中長(zhǎng)期，則會(huì)使得財(cái)政支出減少;在長(zhǎng)期，以上各種效應(yīng)都將逐漸消失。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)本身不會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性，導(dǎo)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(jì)增長(zhǎng)速度的不平衡。城鄉(xiāng)收入不平衡性的加劇會(huì)使得農(nóng)村居民無(wú)力進(jìn)行生產(chǎn)資本和人力資本的投入，從而導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性進(jìn)一步加劇，也必然引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度在城鄉(xiāng)之間的差異。財(cái)政支出導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入不平衡性的可能原因在于財(cái)政支出的城鎮(zhèn)性傾向和城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)個(gè)體在獲得這些“收入”后的消費(fèi)方式的差異。城鄉(xiāng)收入不平衡性的加劇，導(dǎo)致生產(chǎn)性資本積累在城鄉(xiāng)居民之間的差異，并進(jìn)一步引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引起國(guó)家稅收（財(cái)政收入）的增加，政府為了平衡財(cái)政收支，必然增加財(cái)政支出;財(cái)政收入的增加，也使得政府有財(cái)力增加財(cái)政支出。

從貢獻(xiàn)度來(lái)看，城鄉(xiāng)居民收入的不平衡性對(duì)自身的貢獻(xiàn)度最大，超過(guò)70%;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度最小，略高于8%;財(cái)政支出的貢獻(xiàn)度超過(guò)21%。城鄉(xiāng)居民收入不平衡性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度接近29%，對(duì)財(cái)政支出的貢獻(xiàn)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(jì)，提高農(nóng)村居民的收入;其次要有恰當(dāng)?shù)呢?cái)政支出政策;再次，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(lái)看，城鄉(xiāng)收入的不平衡性、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)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(jì)變量前一期對(duì)本期存在顯著影響。

從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jì)都比較發(fā)達(dá)的省份，這些省份的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)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(jì)不夠發(fā)達(dá)的內(nèi)陸地區(qū)，這些省份的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鄉(xiāng)居民收入不平衡性的影響最小。

從財(cái)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(jì)增長(zhǎng)，政府往往不知不覺地采取了城鎮(zhèn)傾向性財(cái)政支出政策。財(cái)政支出系數(shù)最小的是福建、廣東和山東3個(gè)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(jì)發(fā)達(dá)的省份，有實(shí)力改善農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀;經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的省份，由于財(cái)政預(yù)算有限，在財(cái)政支出方面不得不采取一些比較中性的財(cái)政支出政策。還有些農(nóng)業(yè)大省，財(cái)政預(yù)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(cái)政支出政策。由此可以看出，財(cái)政政策的傾向性與經(jīng)濟(jì)發(fā)展無(wú)關(guān)，可能與決策者的偏好有關(guān)。

從滯后項(xiàng)的系數(shù)來(lái)看，“上一期”各經(jīng)濟(jì)變量對(duì)“本期”城鄉(xiāng)收入不平衡性影響最大的為東北3省（遼寧、黑龍江和吉林），其次為河南、江西，與西北的3個(gè)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(jì)增長(zhǎng)和財(cái)政支出影響的同時(shí)，受上一期各經(jīng)濟(jì)變量的影響也很大?！皯T性”最小的是西藏。

從截距項(xiàng)來(lái)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(fù)數(shù);其次是華東地區(qū)的福建、上海、山東、江蘇。

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