呂延方

(1.吉林大學 商學院，吉林 長春 130012;2.東北財經大學 數學與數量經濟學院，遼寧 大連 116025)

一、問題提出

關于民生問題，福利經濟學已構筑了較為規范的理論框架，為政府矯正 (或者減輕)有缺陷的干預提供了規則和方針［1］，但因為缺乏關于政策失靈的綜合性理論，因此無法解釋政策失靈的關鍵性因素。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系起來，視公共經濟政策選擇為制度變遷的一種變量［2］。他的觀點將推動經濟學家在公共政策上發揮更大的作用。本文基于他的觀點，結合我國國情和長遠規劃形成較科學的政策分析的理論參照系。

近年來，我國學者研究重點轉移到收入差距等民生問題。例如，汪偉和郭新強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、消費目標和中國儲蓄率的相關關系［3］;嚴善平基于20世紀90年代以來大批農村青年涌入沿海發達地區和中小城鎮的社會現象，指出了城市內不同就業群體的收入差距根源，提出了一個制度性改善建議［4］;張學志和才國偉利用廣東省成人調查數據，對居民幸福感的影響因素進行實證研究，結果發現收入是居民幸福感的經濟基礎，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］。已有文獻雖然從不同角度和層面涉及到政府政策與收入的一些關聯問題，但都未對現階段正在實施的主要政府政策的績效進行更加全面、系統的評價，過于強調某一政策手段對于某一具體目標的影響效應，提出的政策建議可能夸大了這一手段的影響效果。本文將科學測量和橫向比較與主要民生目標有緊密聯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

假設社會上僅存在兩個利益集團i和j，那么社會福利函數表示為:

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W的性質”。如圖1所示，這是一個關于集團i還是j的利益誰更為重要的問題。如果集團i的利益相對于集團j的利益更為重要，那么公共政策的目標趨向于形成犧牲集團j的利益而使集團i獲益的社會福利函數W1。假定集團i為收入水平低的人群，集團j為富人階層，如果新的經濟政策對收入水平低的人群更加重視，相對社會福利函數會從W2轉變到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

關于具體公共政策的執行效果問題，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i和j為例，下式反映了變遷的會計現值:

如果政策執行效率高，則滿足下列條件:

式 (3)右面的第二項是集團j因為執行政策而引起的現值凈收益。這里假定開始時刻集團j的利益經常被犧牲，所以這一項為負。利益集團i的現值凈收益 (式 (3)左面部分)必須能夠彌補集團j為執行政策而承擔的初始成本和現值凈損失。如果這一條件成立，我們可以判斷，經濟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收入水平和城鄉收入差距為目的的政策目標變量和主要公共政策實施的表征變量之間的相關性，技術上主要利用面板數據回歸下面方程:

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 (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果偏誤，在公式 (4)基礎上，增加前期被解釋變量，并加入個體效應μi，形成動態面板模型:

公式 (5)中因引入被解釋變量的滯后期將導致解釋變量與隨機擾動項的非觀測個體效應相關，從而造成估計的內生性。此時采用OLS、隨機效應或固定效應估計方法將導致參數估計的有偏性和非一致性。為有效解決這一問題，學者建議采用廣義矩 (GMM)估計方法以構建動態面板數據模型的一致估計量［6－7－8］。

廣義矩GMM主要可以分為系統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，利用了差分模型中所選取的工具變量與差分擾動項正交的矩條件。先做一階差分以消去個體效應μi，可得:

其中，Δ 為差分算子。因為 yi，t－1與 εi，t－1相關，故 Δyi，t－1與 Δεi，t相關。為了克服所有解釋變量的內生性問題以及 Δyi，t－1與 Δεi，t之間的相關性，需要尋找適當的工具變量才能得到一致估計。對此，采用 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，但是與 Δεi，t無關。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。如果檢驗結果不能拒絕原假設，即模型內過度識別約束有效，說明工具變量的選取是有效的。筆者基于Arellano－Bond AR檢驗和Hansen過度識別檢驗的結果，選擇了不同形式的GMM。

三、實證設計

(一)命題設計

下面在國內外關于主要政策與收入、收入差距等主要民生指標的關聯性研究基礎上，形成可參照的主要理論觀點。

1.經濟增長

近年來，盡管我國經濟高速增長、居民收入水平顯著提高，但是由于市場機制不健全、收入分配制度不完善等，居民沒有公平地分享到經濟增長的成果。許啟發等研究發現，總體上，沿海城鎮居民的人均收入增長最快，內陸農村居民的人均收入增長最慢;居民收入差距呈擴大趨勢，其中沿海城鎮居民收入差距擴大最快［9］。我國城市生活質量研究中心的調查報告表明，盡管我國改革開放以來經濟快速增長，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量主觀滿意度的提高，因此政府不應該以實現GDP高速增長為終極目標進行資源配置，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，提升生活質量主觀滿意度。據此提出命題1。

命題1:現階段經濟增長模式導致收入差距擴大、分配不公和消費結構不合理等社會問題。

2.城市產業政策

20世紀80年代中期以后，我國開始推行城市改革，但農村改革相對停滯，農村和城市收入差距擴大，村民和市民享受不同的待遇和福利。有學者指出，在城市發展的同時，農村沒有保留自身的文明，還被現代都市發展引發的一些問題包圍，例如農村的垃圾、衛生等環境和飲水問題［10］。周世軍和周勤的研究還發現，進入21世紀以來，我國工業化的深入推進使得第二產業、第三產業得到了迅猛發展，提升了城市經濟水平，但擴大了城鄉經濟差距，城鄉經濟比率由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濟的發展和繁榮，政府或企業通過提高工資、轉移支付等形式使得城鎮居民享受到較多的發展成果，從而拉大了與農村居民的收入差距［11］。據此提出命題2。

命題2:偏重于城市發展的第二產業、第三產業政策雖整體上提高了居民收入水平，但不利于縮小城鄉收入差距。

3.教育和人力資本發展政策

已有研究認為人力資本對收入分配存在如下四點存量效應:擴張效應、平等化效應、縮減效應和錯位效應。焦斌龍進一步指出我國目前人力資本存量對收入差距擴張效應大于平等化效應，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，因此擴大了收入差距［12］。徐舒和朱南苗研究發現勞動者異質性潛在能力價格效應的不斷上升是引起殘差收入不平等隨時間不斷擴大的主要原因，其中，高學歷勞動者潛在能力價格相對于低學歷勞動者上漲更快，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濟的時代交疊模型的研究表明，改變我國現階段教育市場的二元結構需從根本上縮小城鄉收入差距和全國居民收入差距的基本政策入手［14］。基于此提出命題3。

命題3:經濟發展初期，教育政策特別是我國著重發展人力資本的政策促進了經濟增長，但因為忽視了低學歷勞動者的素質培養和未能完善收入差距調整政策，在一定程度上導致了收入差距的擴大。

4.市場化政策

賈康和孟艷認為我國居民財產和收入的快速增長正是市場經濟發揮作用的結果。陳太明基于波動和增長的福利效應兩個視角認為我國的改革開放政策是非常有效的，進一步深化改革開放是繼續有效提高居民福利水平的重要政策［15］。但鄧偉和向東進基于1999—2008年間的省級面板數據的研究發現無論采取哪種途徑，國有經濟的存在都阻礙了非國有經濟的發展和農村剩余勞動力向非農產業和城市轉移，造成城鄉居民收入的不平等，即國有經濟比重越高，城鄉收入差距就越大，最終認為我國市場化改革的不徹底導致了中國城鄉收入差距的存在，需要繼續深化市場化改革［16］。瞿晶和姚先國也堅持了這一論斷，他們認為由于個人異質性的存在，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節這種收入差距［17］。據此提出命題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、私有產權保護政策促進了產出增加、效率提高和居民整體收入提高，但在一定程度上加大城鄉收入差距，增加了收入風險，需要國家政策調控。

5.對外開放政策

Dixit認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，那么福利將會增加［18－19－20］。唐東波和王潔華基于1995—2007年我國工業行業數據的實證研究結果顯示，無論是進口貿易還是出口貿易，其對勞動收入份額的影響顯著為正，因此認為積極參與全球化貿易有利于我國初次分配中勞動收入份額的增長［21］。但Fajgelbaum等認為許多情況下貿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］。據此，如果基于我國仍是低收入國家的現實情況，他們支持貿易自由化會加大我國貧富差距的觀點。包群等基于企業的微觀數據的研究結果顯示出企業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企業的出口活動對其員工收入水平產生顯著負向作用，他還指出針對不同行業類型，結論有所不同，例如勞動密集型、中低技術密集型行業企業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企業出口對員工收入有顯著負向影響;高技術密集型行業的效應為正向，因此出口貿易對我國員工收入產生顯著正向影響的主要途徑是使出口產品向高技術密集型產品轉移［24］。基于以上分析，尚不能確定貿易開放對我國主要福利指標 (收入和消費結構)的影響方向，故提出命題5。

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

6.政府財稅政策

公共財政的收入政策以稅收政策為主，有學者指出我國目前稅收總體上的態勢良好，但結構上出現的問題導致了在財政政策中無法運用稅收政策工具進行調節，無法發揮再分配、收入調節和社會穩定功能，需要繼續優化稅收結構［25］。這一說法也被學者彭海燕的研究進一步證實，她認為盡管我國個人所得稅起到了正向且進一步加強的再分配效應，但調節效果非常有限，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個大中城市面板數據，認為調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，進而刺激消費提供了經驗支持，但結果還顯示出非東部地區和低收入地區的消費沒有顯著變化的客觀事實［27］。個稅調節效果甚微的結論被馬驍等［28］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，尤其是低收入地區效果不明顯，需要結合地區和對象特征有的放矢地制定和調整政策目標。

(二)數據選取與指標測量方法

為了考察政府實施的主要政策表征變量對民生指標的影響作用選取了主要民生指標和表示主要政策特征的指標。總樣本涵蓋了1992—2010年30個省的面板數據。省級數據主要取自國家信息中心中國經濟信息網統計數據庫。

1.被解釋變量的指標選取方法

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

2.解釋變量名稱及指標處理方法

增長政策指標 (rgdp):本文使用各地區的實際生產總值除以各地年底總人口數來測算人均實際生產總值 (單位:萬元/人)，它被用來衡量地區經濟增長政策實施總體狀態，其中，各地區實際生產總值是利用居民消費價格指數不變價(基期1991年=100)對各地區現價國內生產產值平減得到。城市產業政策指標包括第二產業政策 (ind1)和第三產業政策 (ind2)兩個指標:第二產業增加值、第三產業增加值占GDP的比值 (均為現價)體現各地第二產業、第三產業政策的實施狀況。人力資本發展政策指標(hcap)是指高等學校本、專科在校學生數占當地的年底總人口數的比值。市場化政策指標(mark)是指非國有企業從業人員 (私營企業年末從業人員數與個體年末從業人員數的加總)占整個地區年末從業人員數的比值。對外開放政策指標 (open)是指進出口總額①進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換算成實際人民幣金額。占整個地區實際生產產值的比值。公共財政政策指標 (fisc)是指地方財政預算收入占當地生產總值 (現價)的比值。

四、經驗結果分析

(一)模型選擇方法

本文所有估計結果都是基于STATA11.0運算而成，且表1中最終給出的AR檢驗和Hansen檢驗結果均顯示模型設置合理。首先我們對以對數城市收入水平 (crev)為解釋變量的模型進行一步差分GMM估計，Sargan過度識別檢驗結果為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。當我們再對所建模型進行兩步差分GMM估計時，回歸結果匯報了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)，檢驗結果表明擾動項的差分存在一階自相關，但不存在二階自相關，則說明模型設置是合理的。滯后一期的被解釋變量對當期被解釋變量的邊際系數不僅具有統計顯著性，而且也具有明顯的經濟顯著性，這說明本文的動態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果

(二)公共政策與城市居民家庭收入的相關性分析

表1顯示，與城市居民家庭收入水平顯著正相關的政策變量包括:經濟增長 (rgdp)、第二產業政策 (ind1)、第三產業政策 (ind2)和人力資本發展政策 (hcap)，這些變量的回歸結果均通過了1%水平檢驗。其中，經濟意義上影響最顯著的變量是第三產業政策 (ind2)，樣本數據結果顯示服務業占地區生產總值的比值每增加1個單位，城市居民家庭收入相應增加0.233個單位;其次是第二產業政策 (ind1)，工業占地區生產總值的比重每增加1個單位，城市居民家庭收入相應增加0.195個單位;隨后是以增加人均GDP為目的的經濟增長政策 (rgdp)，人均地區生產總值實際值每增加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相關，通過了10%水平檢驗，結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向影響不僅統計意義上不顯著，而且經濟意義上也不顯著。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，統計上沒有通過10%水平檢驗，并且系數回歸值也非常小，因此本文樣本數據結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)公共政策與農村居民家庭收入的相關性分析

表2顯示，與農村居民家庭收入水平顯著正相關的政策變量僅包括兩個，即經濟增長(rgdp)和市場化政策 (mark)，回歸結果均通過了1%水平檢驗。經濟意義上影響最顯著的變量是以增加人均GDP為目的的經濟增長政策(rgdp)，人均地區生產總值實際值每增加1個百分點，農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)對農村居民家庭收入也有不小的經濟影響，這一政策表征變量每增加1個百分點，農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村居民家庭收入負相關。其中，經濟意義上影響最顯著的變量是城市產業政策 (ind1、ind2)，樣本數據結果顯示工業、服務業占地區生產總值的比值每增加1個單位，農村居民家庭收入分別大幅度減少0.321和0.432個單位;其次是人力資本發展政策 (hcap)，這一政策表征變量每增加1個百分點，農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)在統計意義上對農村居民家庭收入有非常顯著的影響，但在經濟意義上呈微弱的負向影響，這兩個政策表征變量每增加1個百分點，農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 農村居民收入各模型估計結果

(四)公共政策與城鄉收入差距相關性分析

表3顯示大部分政策表征變量與城鄉收入差距有明顯的正相關關系，它們是城市產業政策(ind1、ind2)、人力資本發展政策 (hcap)、公共財政政策 (fisc)和對外開放政策 (open)。其中，城市產業政策 (ind1、ind2)對城鄉收入差距的影響最大，樣本數據結果顯示工業、服務業占地區生產總值的比值每增加1個百分點，城鄉收入差距分別擴大0.514和0.487個單位;人力資本發展政策 (hcap)對城鄉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，城鄉收入差距會擴大0.299個百分點;公共財政政策 (fisc)和對外開放政策 (open)對城鄉收入差距有比較微弱的經濟影響，這兩個政策表征變量每增加1個百分點，城鄉收入差距會小幅度擴大0.057和0.020個百分點。

表3 城鄉收入差距各模型估計結果

表3還顯示出兩個政策變量對縮小城鄉收入差距有積極的影響。它們是經濟增長 (rgdp)和市場化政策，回歸結果均通過了1%水平檢驗。其中，經濟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，城鄉收入差距會縮小0.073個百分點;以增加人均GDP為目的的經濟增長政策(rgdp)對縮小城鄉收入差距也有一定的積極影響，樣本數據顯示人均地區生產總值實際值每增加1個百分點，城鄉收入差距會小幅度縮小0.031個百分點。

五、結論與政策建議

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居民家庭收入、城鄉收入差距之間的關聯性。先基于已有研究總結了它們之間關聯性的基本觀點，遴選出民生政策目標變量和主要政策變量，然后基于1992—2010年30個省的面板數據，構建動態面板模型，運用廣義矩估計方法對影響不同民生目標的主要政策變量進行實證檢驗。本文結論和政策建議如下:

第一，經濟增長政策。基于經濟增長指標基本與收入水平呈正方向變化、與城鄉收入差距呈反方向的檢驗結果，我們認為以提高人均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并不矛盾，隨著大部分地區經濟發展水平提高，城鄉收入開始呈現單邊上行的趨勢，且城鄉收入差距也呈縮小態勢。但我們也注意到，收入與經濟增長并沒有同比例變化，這暴露了一個現實問題:地方政府在追求GDP增長的同時，忽視了當地居民收入的同比例增長。

第二，城市產業政策。檢驗的結果基本符合命題2。第二產業、第三產業政策變量對城市收入水平的回歸系數均為正值，這說明隨著地區城市產業的擴張，城市居民家庭的收入明顯獲得了改善。但另一方面，第二產業、第三產業政策變量對農村居民家庭收入的回歸系數均為負值，且經濟上有顯著的負向影響，這反映了一個現實問題:如果一個地區資源向城市產業傾斜，那么一定程度上忽視了農業的發展，農村居民的家庭可支配收入一定會出現相對于城市下降的風險。由此推理，第二產業、第三產業的擴張與城鄉收入差距一定存在正相關關系。檢驗結果也驗證了這一點。一方面，政府需要通過均衡發展三大產業來縮小城鄉收入差距和改善農民收入，應該在繼續發展工業和服務業的同時，從政策上積極引導和激勵農民采取現代化技術和管理方法發展現代農業，以增加收入。

第三，人力資本發展政策。結果顯示，人力資本的發展有利于提高城市居民家庭的收入水平，但是它與農村居民家庭收入水平呈負相關關系，且一定程度上導致了城鄉收入差距的擴大。本文檢驗結果從側面反映出，當前政策過于偏向城市居民的人力資本結構的改善，不僅忽視了農村居民的基礎教育，更忽視了農村主要勞動力的人力資本發展。因此，一方面我們應該繼續通過發展教育促進整個地區人力資本結構的改善;另一方面通過改善農村居民的知識結構，努力提高農業生產效率，發展新型現代農業，改善農村實際生活水平［29］。

第四，市場經濟政策。模型結果雖不能證明市場化政策與城市收入水平的相關性，但基本顯示出它與農村收入水平的正向關系，它與城鄉收入差距呈負相關關系。因此，本文的檢驗結果說明了，積極的市場化建設對農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收入的差距。現階段我國應該繼續推行市場化建設，以農村為例，當前我國農村土地產權制度僵化，急需改革，以便讓農民獲得財產性收入，并通過市場機制提高土地的產出效率。

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

第六，公共財政政策。結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，對農村居民家庭收入有微弱的負向影響，并且一定程度上造成了城鄉收入差距的擴大。因此，如果考慮提高居民生活水平和縮小城鄉收入差距等民生政策目標，降低全社會的稅收和其他財政收費負擔將是一個明智的政策選擇。

總之，我們認為地方政府GDP應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大的經濟政策都不符合民生發展戰略。應當建立經濟增長中的民眾共享機制，實施產業均衡發展戰略，提高勞動者質量和人口素質，深化市場經濟改革，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，最終改善經濟增長的質量［30－31］。

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