基于面板数据的社会保障支出对城乡收入差距影响的实证分析

基于面板数据的社会保障支出对城镇收入差距影响的实证分析摘要：本文采用中国31个省市—年的面板数据，对中国31个省市的都市化率、社会保障支出与城镇收入差距之间的关系进行实证分析，以揭示各地区都市化率、社会保障支出对该地区城镇收入差距的省域影响。成果显示:就全国而言，都市化率、社会保障支出与城镇收入差距呈正有关;就地区而言，大部分地区都市化率的提高扩大了城镇收入差距，而半数以上的地区其社会保障支出对城镇收入差距的缩小有一定增进作用，但不一样地区其影响展现一定的差异性。其政策含义在于，可通过建立都市反哺农村机制和完善社会保障体系来缩小城镇收入差距，增进社会公平。关键字：城镇收入差距都市化率社会保障支出一、引言自改革开放以来，我国的经济建设获得了突飞猛进的进展，城镇居民生活水平也逐年提高。然而我国在经济高速增长的同步，也出现某些构造性问题，例如农村经济仍然严重滞后于都市，城镇分割的二元经济体制仍旧存在，城镇收入差距也不停加大。从通用的反应国民收入分派状况不平等程度的基尼系数来看，近十年中国的基尼系数一直保持在0.47以上，超过了0.4的国际公认警戒线，成为世界上收入不平等程度较为严重的国家之一。与其他收入不平等国家的区别是，我国居民收入差距扩大重要是由城镇收入差距推进的。城镇收入差距对居民收入差距的影响最为深远。城镇收入差距的扩大使得社会公平问题逐渐上升为突出的问题，因此，研究城镇居民收入差距具有重要的现实意义。影响城镇居民收入差距的原因有诸多，包括都市化、财政支出、财政支出构造等。本文将社会保障原因纳入实证分析，单独考察各地区财政社会保障支出对城镇差距的作用效应，采用中国31个省市—年的面板数据，对中国31个省市的都市化率、社会保障支出与城镇收入差距之间的关系进行实证分析，以揭示各地区都市化率、社会保障支出对该地区城镇收入差距的省域影响。二、文献综述（1）社会保障收入分派的本质林志芬（）指出社会保障制度本质上就是一种收入再分派的方式。刘玮（）则认为社会保障是一种转移支付制度，在一定程度上缓和市场的初次分派不公，实现社会公平，并认为互助观念和互济特性是社会保障制度与生俱来的内在规定刘玮.个人责任：养老保险的一种理论分析刘玮.个人责任：养老保险的一种理论分析[J].云南社会科学，（3）：73高霖宇.发达国家社会保障水平与收入分派差距关系及对中国的其实[J].地方财政研究，（7）：75-80（2）社会保障支出对城镇收入差距的影响李智（）认为我国在社会保障支出提高的同步，城镇居民的收入差距也深入扩大，导致这些问题最重要的原因就在于中国存在十分明显的城镇二元化的社会保障制度，致使城镇社会发展不平衡。张翼（）认为，城镇收入差距水平与城镇社会保障支出资金的数额之间存在亲密的关系。徐倩、李放（）为了得到社会保障支出对中国城镇收入差距的影响，使用系统广义矩估计的措施，通过对1998-年的各省级动态面板数据进行分析得到成果。分析成果表明，人均社会保障支出、社会保障占财政支出的比例与我国的城镇差距之间的正有关关系十分明显，即财政用于社会保障方面的支出并没有起到缩小收入差距的作用，反而还扩大了收入差距。王莜欣、鲍捷（）通过对1998-年的中国社会保障支出占GDP比重、社会保障支出水平数据以及基尼系数进行研究，来发现后者与前两者之间存在的有关联络，成果发现我国的社会保障支出占GDP比重以及社会保障支出这两项数据展现基本相似的变化趋势，而这两项数据与基尼系数之间并不存在明显的规律。三、实证分析（一）模型设定本文在实证检查中建立如下计量经济模型:URIit=αi+β其中:变量下标代表不一样地区；变量下标代表不一样年份。βi和γi分别为都市化率与社会保障支出的回归系数；αi截距项体现为个体效应；μit为随机误差项；URIit是代表城镇收入差距的变量，依以往文献的研究经验，这里取都市居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比作为其表征指标，这个指标的值越大，阐明城镇收入差距越大，反之则相反；选用的样本区间为—，文中的省级面板数据包括全国31个省、直辖市及自治区。研究所选用的省际面板数据重要来自历年《中国记录年鉴》、国家记录数据库以及各省市的地方记录年鉴。（二）检查及回归分析1、单位根检查按照协整的定义，假如城镇收入差距与都市化率、社会保障支出水平存在长期均衡关系，他们之间必须具有相似的单整阶数。因此，进行协整检查前，先要对各变量进行单位根检查，检查成果见表3.1。表3.1城镇收入差距与都市化率、社会保障支出的ADF检查LLC检查ADF检查PP检查VariableStatisticsP-ValueStatisticsP-ValueStatisticsP-ValueURI-1.368640.085624.38461.000046.76330.9249△URI-17.1052

0.0000229.696

0.0000355.201

0.0000平稳U-77.

0.0000104.199

0.000682.8633

0.0396△U

-14.9373

0.0000

163.2510.0000230.890

0.0000平稳SCE-4.02951

0.000066.62010.321156.9004

0.6594△SCE-15.6448

0.0000175.5290.0000250.435

0.0000平稳（注：该表由附表1-6汇总而来）从上表可以看出，根据对各变量的水平值进行检查所得的成果，城镇收入差距与都市化率、社会保障支出原始序列均为非平稳变量。对变量进行一阶差分后，得到其一阶差分序列显着平稳。因此，通过检查可以判断它们都是一阶单整。2.协整检查在完毕单位根检查后，为了深入检查城镇收入差距与都市化率、社会保障支出之间与否存在长期均衡关系，还需要进行协整检查，得检查成果如表3.2所示。表3.2城镇收入差距与都市化率、社会保障支出的Johansen协整检查成果协整序列H迹记录量P值URI与U0227.90.0000187.790.0173URI与SCE094.010.0054183.980.0330（注：该表由附表7-8汇总而来）从表3.2可以看出，城镇收入差距与都市化率、社会保障支出存在着长期稳定的均衡关系，即协整关系。3.模型的选择首先建立随机效应回归y另一方面用Hausman检查该模型与否是随机效应模型。在研究面板数据时，固定效应模型和随机效应模型模型是一般使用的两种回归模型，但它们之间存在差异。前者认为个体间存在明显差异，不过对于特定的个体而言，组内不存在时间序列上的差异；后者则假设个体效益服从均值为零、方差为的随机数，且与解释变量不有关，与互相独立。因此需要对两种模型的回归成果进行对比筛选，以获得更精确的结论。表3.3给出了Hausman检查的成果，以此来检查本文所选样本应当用固定效应模型还是随机效应模型。表3.3城镇收入差距模型形式设定的Hausman检查由表3.3可以看出Hausman检查的p=0.0007<0.05的明显性水平，因此拒绝原假设（个体影响与解释变量不有关），认为个体影响与解释变量间存在有关关系，将模型设定为固定效应模型。PanelData模型有三种形式：无个体影响的不变系数模型（又称混合模型）、变截距模型、具有个体影响的变系数模型，确定模型的形式为固定效应后，就要检查本文研究的样本合用于哪种模型。一般合用的检查是协方差分析检查。原假设为:,模型为变截距模型；，模型为混合模型。构造F记录量：其中，、、分别为变系数模型、变截距模型和混合模型的残差平方和，K为解释变量的个数，N为截面个体数量，为常数项，为系数向量。假如计算所得到的记录量的值不不不小于给定置信度下的对应临界值，则拒绝原假设，继续检查假设。反之，则认为样本数据符合不变系数模型。类似地，若计算得到的记录量的值不不不小于给定置信度下的对应临界值，则拒绝原假设，用变系数模型拟合样本，反之，则认为样本数据符合变截距模型。运用eviews6.0对样本数据分别就三种模型形式进行估计，得到三种模型的残差平方和如下表所示。表3.4三种模型形式的残差平方和汇总表变系数模型S1变截距模型S2混合模型S3残差平方和17.2257835.43166127.8485（注：该表由附表9-11汇总而来）将数据代入公式得出：F2=26.5445：F90,372都远不小于5%明显性水平下各自的临界值(其中，N=31，T=15，k=2)，因此均拒绝原假设，因此用变系数模型拟合样本。4.模型的回归分析由上述分析懂得，选择变系数模型对样本进行拟合，拟合成果如表3.5所示。表3.5模型参数的估计表省（自治区、直辖市）β1γ北京1.686（0.465）-1.330（-0.505）天津-0.829（-1.157）9.359（1.780）河北-0.068（-0.050）1.671（0.913）山西0.401（0.332）2.809（1.222）内蒙古0.088（0.049）1.462（0.557）辽宁1.041（1.389）1.275（0.575）吉林-12.516（-2.361）5.152（2.181）黑龙江-10.240（-1.957）2.362（0.82）上海0.957（0.368）0.066（0.020）江苏-0.632（-0.355）8.710（1.559）浙江-1.565（-0.459）1.726（0.275）安徽-1.495（-1.403）2.278（0.962）福建-0.925（-0.775）3.578(1.606)江西-1.047（-1.078）3.143（1.221）山东-0.894（-0.756）4.082（1.168）河南-2.383（-1.893）4.360（1.720）湖北-3.169（-2.614）3.890（1.930）湖南-2.169（-1.847）3.827（1.728）广东-0.028（-0.014）-0.386（-0.138）广西-0.932（-2.409）-1.984（-1.077）海南-0.153（-0.214）2.370（0.961）重庆-2.867（-3.074）-0.172（-0.083）四川-3.445（-2.259）2.232（0.837）贵州-5.937（-4.775）-3.293（-4.147）云南-6.964（-4.781）1.267（0.713）西藏1.139（0.875）-64.532（-9.033）陕西-4.680（-4.311）6.656（2.506）甘肃-3.466（-2.220）5.294（2.369）青海-4.914（-3.638）1.208（1.040）宁夏0.081（0.096）-0.394（-0.216）新疆-8.365（-4.868）1.808（0.709）（注：括号内的值为t检查值；明显性水平取5%，该表由附表15整顿而来）从上表可以看出，虽然有些省份的检查不是很明显，不过本文研究的重要是都市化率和社会保障支出对城镇收入差距影响的区域差异，中国大部分省份的都市化率回归系数为负，大部分省份都市化率的提高减小了城镇收入差距，但影响效应的方向及大小存在地区差异。不过，不一样地区其影响效应也有所不一样，也有的省份如北京、山西、内蒙古、辽宁、上海、西藏、宁夏等地方，都市化率的提高加剧城镇收入差距。也许的解释是，由于都市拥有大量的资金、信息、知识和技术等资源，再加上地方政府财政支出的政策导向，使得农村地区处在相对劣势，从而使得农村居民收入水平难以提高，城镇收入差距深入拉大。大部分地区其社会保障支出的回归系数为正，社会保障支出越大，城镇收入差距越大，其社会保障支出对城镇收入差距有一定的负面效应，但其作用的方向及大小存在地区差异。有的省份如广东、广西、重庆、贵州、西藏、宁夏等，它们的社会保障支出越大，城镇收入差距越小。四、政策提议根据以上结论，得到如下政策启示:首先，应建立都市反哺农村的有效机制，充足发挥都市对农村的集聚、反哺以及辐射效应，增进城镇化与新农村建设良性互动。例如，地方政府应放松城镇分割的户籍政策和管理政策，在发挥都市化增进经济增长作用的同步，让更多的农村居民享有到都市化带来的好处。另一方面，完善社会保障体系，优化地方财政支出构造。例如，变化地方财政支出的都市倾向，推行农村偏向的政策，统筹城镇发展，提高社会保障覆盖面，使经济发展的成果惠及农村，从而缩小城镇收入差距，力争社会公平。参照文献［1］刘玮.个人责任：养老保险的一种理论分析[J].云南社会科学，（3）：73［2］高霖宇.发达国家社会保障水平与收入分派差距关系及对中国的其实[J].地方财政研究，（7）：75-80［3］陆铭，陈钊.都市化、都市倾向的经济政策与城镇收入差距［J］.经济研究，(6):50－58.［4］许秀川，王钊.都市化、工业化与城镇收入差距互动关系的实证研究［J］.农业经济问题，(12):65－71.［5］廖信林.财政支出、都市化对城镇收入差距的作用机理及动态分析［J］