汪宗順

（長江大學(xué) 管理學(xué)院，湖北 荊州434023；長江大學(xué) 長江經(jīng)濟帶發(fā)展研究院，湖北 荊州434023）

改革開放以來，我國經(jīng)濟建設(shè)取得了巨大成就，人民群眾的生活獲得了極大改善。特別是黨的十八大以來，黨中央堅持以人民為中心的發(fā)展理念，堅守民生底線，堅持滿足人民日益增長的美好生活需求，始終把保障和改善民生放在首位，［1］中央和地方政府致力于改善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，促進(jìn)交通發(fā)展，并通過轉(zhuǎn)移支付的形式支持經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)村現(xiàn)代化，對人民群眾的收入水平和生活狀況水平的提升發(fā)揮了重要的促進(jìn)作用。［2］那么這種促進(jìn)作用的顯著程度以及地方財政與居民收入之間的關(guān)系到底是什么樣呢？研究這些問題有利于進(jìn)一步認(rèn)識黨和政府以人民為中心的發(fā)展理念的成效，并對進(jìn)一步提高地方政府績效，落實“精準(zhǔn)扶貧”以及正確認(rèn)識改革開放40年地方財政對居民收入的貢獻(xiàn)，為加強對財政支出的監(jiān)督，提高地方財政支出的效率具有重要意義。

一、相關(guān)學(xué)者的研究狀況

黨的十八屆三中全會正式將財政定位提升到國家治理基礎(chǔ)和重要支柱的高度，［3］居民收入增長是改革發(fā)展的應(yīng)有目標(biāo)，是全面深化改革的動力之源，是促進(jìn)居民消費的基礎(chǔ)，也是促進(jìn)經(jīng)濟發(fā)展的重要動力。近年來，相關(guān)學(xué)者的研究主要表現(xiàn)在以下三個方面。

（一）關(guān)于地方財政和居民收入之間的關(guān)系

孫偉增、王定云、鄭思齊運用OLS估計和固定效應(yīng)估計，分析地方財政支出對居民收入的影響，認(rèn)為地方財政支出的增加，特別是教育支出的增加，會有效提升人力資本水平，從而對居民收入的提高具有積極的促進(jìn)作用。［4］鄭舒文、杜興端、陳成認(rèn)為提高財政投入水平，有利于增強社會保障對農(nóng)村居民收入分配的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。［5］王勝華采用固定效應(yīng)模型，發(fā)現(xiàn)政府公共投入與人力資本促進(jìn)了居民收入的增長。［6］

（二）關(guān)于地方財政和城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系

李超、商玉萍將地方政府財政支出細(xì)分為保障性財政支出和投資性財政支出，實證分析地方政府財政支出對我國城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)，認(rèn)為增加保障性財政支出會縮小城鄉(xiāng)收入差距，增加投資性財政支出會拉大城鄉(xiāng)收入差距。［7］楊晶、鄧大松、申云發(fā)現(xiàn)財政支農(nóng)對城鄉(xiāng)居民收入差距擴大具有較強的“涓流效應(yīng)”，即財政支農(nóng)力度的提高有利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。［8］

（三）關(guān)于居民收入的影響因素

鄒晨、歐向軍通過借鑒區(qū)域差異相關(guān)系數(shù)及其構(gòu)成分解等相關(guān)數(shù)理模型，對中國城鎮(zhèn)居民收入的區(qū)域差異過程、空間結(jié)構(gòu)和來源結(jié)構(gòu)進(jìn)行定量分析，發(fā)現(xiàn)中國城鎮(zhèn)居民收入差異總體呈現(xiàn)縮小趨勢，工資性收入是影響收入差異最主要的因素。［9］張翼運用基尼系數(shù)分解的方法研究城鎮(zhèn)居民受教育程度對收入不平等的影響，發(fā)現(xiàn)受教育程度是導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民職業(yè)收入不平等的最主要因素。［10］呂靖燁、宋佳文、文啟湘認(rèn)為商品交易市場發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間存在相關(guān)的關(guān)系，商品交易市場數(shù)量增多、營業(yè)面積增大對農(nóng)村居民收入的作用不顯著，而成交額的增大、攤位數(shù)的減少對農(nóng)民收入具有顯著的促進(jìn)作用。［11］

黨的十八大以來，湖北省經(jīng)濟發(fā)展和居民收入取得了舉世矚目的成就，分析湖北省財政支持對居民收入的貢獻(xiàn)，對于進(jìn)一步認(rèn)識黨和國家以人民為中心的宗旨，全心全意地抓好經(jīng)濟建設(shè)具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

二、數(shù)據(jù)與方法

（一）變量選擇與數(shù)據(jù)來源

地方財政對城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入的影響是不同的，鑒于居民收入來源于諸多方面的影響，其中地方財政支出改善了基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，轉(zhuǎn)移支付直接提高了居民的收入。因此，筆者選擇地方財政支出（記為LFE）作為指標(biāo)來衡量地方財政，［12］人均可支配收入和純收入最能反映居民收入水平，選擇城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（記為URI）和農(nóng)村居民人均純收入（記為RRI）作為指標(biāo)來衡量城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入，［13］建立VAR 模型，研究地方財政支出對居民收入的影響。為了消除時間序列中的可能存在的異方差現(xiàn)象，筆者對各變量進(jìn)行自然對數(shù)化處理，分別記為LNLFE、LNURI、LNRRI，自然對數(shù)變換并不影響原始變量之間的互動關(guān)系。其時序圖，見圖1，從圖1顯示，三個變量都有較強的增長趨勢，這表明三者都是非平穩(wěn)序列。按照可得原則，筆者選取1978～2017年數(shù)據(jù)作為研究數(shù)據(jù)，其來源于中華人民共和國統(tǒng)計局網(wǎng)站、《湖北省統(tǒng)計年鑒》以及國泰安數(shù)據(jù)庫，采用Eviews8．0軟件對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

圖1 LNLFE、LNRRI、LNURI的時序圖

（二）計量方法選擇

在式（1）中，yt為k 維內(nèi)生變量向量；xt為d 維外生變量向量，p 是滯后階數(shù)，n 是樣本個數(shù)；A1∧Ap和B 分別是k×k，k×d 維帶估計系數(shù)矩陣；是k 維隨機干擾項，與內(nèi)生變量yt及各滯后期不相關(guān)，借助VAR 進(jìn)行時間數(shù)據(jù)建模與分析前，還必須進(jìn)行一系列的檢驗，以滿足構(gòu)建VAR 模型的條件。

三、實證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

由于LNLFE、LNURI、LNRRI序列均屬于時間序列的經(jīng)濟變量，而通常經(jīng)濟變量時間序列大都具有不平穩(wěn)的特征，圖1也顯示了該特征。因此，必須進(jìn)行平穩(wěn)性檢測，以防“偽回歸”現(xiàn)象發(fā)生。因此，筆者對序列LNLFE、LNURI、LNRRI進(jìn)行ADF檢驗，結(jié)果見表1。表1的檢驗結(jié)果顯示，在5%的顯著水平下，LNLFE是平穩(wěn)的，LNURI、LNRRI都是非平穩(wěn)序列，在1%的顯著水平下，一階差分序列DLNLFE、DLNRRI、DLNURI都拒絕原假設(shè)，均為平穩(wěn)序列，即序列LNLFE、LNURI、LNRRI都是一階單整序列，服從I（1）同階單整過程，滿足協(xié)整檢驗的條件。

表1 ADF單位根檢驗結(jié)果

（二）協(xié)整檢驗

鑒于時間序列LNLFE、LNURI、LNRRI一階差分后均為平穩(wěn)序列，為檢驗他們之間可能存在的協(xié)整關(guān)系并從長期角度分析三者之間的關(guān)聯(lián)，采用Johansen檢驗對序列LNLFE、LNURI、LNRRI進(jìn)行協(xié)整檢驗，在EViews8．0軟件中Johansen協(xié)整檢驗具體是通過跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量進(jìn)行判定的，筆者選擇跡統(tǒng)計量檢驗，檢驗結(jié)果見表2。

表2 時間序列Johansen協(xié)整檢驗

Johansen協(xié)整檢驗的結(jié)果是在5%的顯著水平下拒絕LNLFE、LNURI、LNRRI三個變量間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，其協(xié)整方程其表達(dá)式為：

上述協(xié)整方程表明：LNLFE 和LNURI、LNRRI之間分別存在著長期的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。在式（2）、式（3）中，具體而言，LNLFE 分別和LNURI、LNRRI有正向影響，存在長期均衡關(guān)系。

（三）Granger因果檢驗

由于LNLFE、LNURI、LNRRI都是一階單整序列，并且存在協(xié)整關(guān)系，然而協(xié)整檢驗只是證明了LNLFE、LNURI、LNRRI三者之間存在長期均衡關(guān)系，為了進(jìn)一步判斷地方財政支出和居民收入之間先后發(fā)生的關(guān)系，對三組時間序列進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果見表3。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

表3顯示，地方財政支出不是城鎮(zhèn)居民收入的Granger原因，在5%的顯著水平下，城鎮(zhèn)居民收入是地方財政支出的Granger原因，即解釋變量LNLFE和被解釋變量LNURI之間存在單向Granger因果關(guān)系。同樣，在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，地方財政支出是農(nóng)村居民收入的Granger原因，而農(nóng)村居民收入也是地方財政支出的Granger原因，即解釋變量LNLFE 和被解釋變量LNRRI之間存在雙向Granger因果關(guān)系。結(jié)果表明：城鎮(zhèn)居民收入是推動地方財政支出的動因，地方財政支出和農(nóng)村居民收入是推動彼此發(fā)展的動因。這是因為居民是地方消費的主體，居民收入增加會提高居民的消費水平，進(jìn)而促進(jìn)地方投資性財政支出增加，而農(nóng)村居民收入與地方政府的財政政策支持有很大關(guān)系，地方社會保障性財政支出增加，農(nóng)村養(yǎng)老保險基礎(chǔ)養(yǎng)老金水平提高、農(nóng)村社會救助救濟的覆蓋面與精準(zhǔn)度增強、農(nóng)產(chǎn)品的價格補貼增加和優(yōu)惠政策放寬等促進(jìn)農(nóng)村居民收入的增加。

趙家祥在《必然王國與自由王國的含義及其關(guān)系》這篇文章中，分析并融合了關(guān)于馬克思必然王國與自由王國之關(guān)系的多種角度的理解，他的觀點可以說涵蓋了關(guān)于馬克思自由勞動概念的多種理解路徑。分析趙家祥的文章有利于我們對馬克思自由王國這個主題進(jìn)行聚焦，便于澄清馬克思的自由勞動概念。趙家祥認(rèn)為必然王國有兩種含義，自由王國也有兩種含義。在他看來，必然王國與自由王國既可以是兩個不同的人類實踐領(lǐng)域，也可以是不同的兩個人類歷史時期。

（四）VAR 模型分析

1．模型滯后階數(shù)的確定

向量自回歸模型（VAR 模型）將某一經(jīng)濟系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量作為所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，進(jìn)而估計全部內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系，是處理具有相關(guān)關(guān)系的多變量分析與預(yù)測的最有效方法。筆者采用VAR 模型對變量進(jìn)行分析，由于VAR模型對滯后期的選擇非常敏感，所以確定滯后期至關(guān)重要，AIC與SC和HQ 是常用的信息準(zhǔn)則，其原則是選取最小值，也即是值越小表示選取的效果越強［14］，見表4。

表4 VAR 模型滯后期選取結(jié)果

表4顯示，2階和3階都有兩個指標(biāo)帶＊號，筆者選擇較小階數(shù)2階為最優(yōu)滯后階數(shù)，效果比較明顯，故確定模型的最佳滯后期為2，建立VAR（2）模型，在最佳滯后期確定后，還需要進(jìn)一步檢驗?zāi)Ｐ偷挠行浴?/p>

2．模型有效性檢驗

采用AR 多項式特征根判斷模型的有效性，見圖2。由AR 根圖可知VAR 模型全部特征根的倒數(shù)值均在單位圓內(nèi)，模型模擬十分接近真實，模型有效。它為下一步的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解分析提供了前提。得到VAR（2）模型估計結(jié)果的矩陣形式：

圖2 AR 根圖

VAR 模 型實證 通過 了F 檢 驗、T 檢 驗、AIC 和SC檢驗，LNURI、LNRRI、LNLFE 方程 的擬合優(yōu)度分別為0．998759、0．996940、0．998243。模型的擬合優(yōu)度達(dá)到0．99以上，遠(yuǎn)高于經(jīng)驗值0．8，模型擬合效果最優(yōu)，結(jié)果穩(wěn)定。

（五）方差分解

方差分解是通過分析每個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化產(chǎn)生影響的程度來評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，可以將VAR 模型系統(tǒng)內(nèi)一個變量的方差分解到各個擾動項上，以解釋各個擾動項因素對VAR模型內(nèi)各個變量的相對重要性。LNLFE、自身的沖擊對LNURI變動的貢獻(xiàn)，LNLFE、自身的沖擊對LNRRI變動的貢獻(xiàn)，見圖3、圖4，圖中，橫坐標(biāo)為滯后期數(shù)（年），縱坐標(biāo)為地方財政支出對居民收入的貢獻(xiàn)率（%）。

圖3 LNLFE對LNURI的貢獻(xiàn)率

圖4 LNLFE對LNRRI的貢獻(xiàn)率

LNLFE 對LNURI和LNRRI都有較大的貢獻(xiàn)。圖3顯示，對LNURI的分解來看，在前9 期，LNLFE 對LNURI 的貢獻(xiàn)快速增大，第一期為0%，到了第9期達(dá)到了17%，并且之后的各期穩(wěn)定在17%之上，即地方財政支出對城鎮(zhèn)居民收入的貢獻(xiàn)率在17%以上。圖4顯示，對LNRRI的分解來看，前4期地方財政支出對農(nóng)村居民收入的貢獻(xiàn)率較小，保持在3%以下，前兩期幾乎為0，但是從5期開始貢獻(xiàn)率保持快速增長，在第10 期就達(dá)到了18%，在12期后穩(wěn)定在21%之上，即地方財政支出對農(nóng)村居民的貢獻(xiàn)率在21%以上。這表明，隨著時間的推移，地方財政支出對居民收入的貢獻(xiàn)率逐漸增大且最終保持穩(wěn)定，而且地方財政支出對農(nóng)村居民收入的最終貢獻(xiàn)率大于對城鎮(zhèn)居民收入的貢獻(xiàn)率。

（六）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析方法可以用來描述一個內(nèi)生變量對由誤差項所帶來的沖擊反應(yīng)。圖中縱軸代表響應(yīng)數(shù)值，橫軸代表不同的年份變化，實線顯示的是脈沖響應(yīng)函數(shù)的變化曲線，虛線顯示上下兩個標(biāo)準(zhǔn)差波動的范圍，變化的時間設(shè)定為20年，具體見圖5、圖6。

圖5 LNURI對LNLFE的響應(yīng)

圖6 LNRRI對LNLFE的響應(yīng)

圖5顯示，當(dāng)LNLFE 受到一個標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后對LNURI的影響在本期沒有反應(yīng)，脈沖響應(yīng)值為0，隨著其脈沖響應(yīng)值呈現(xiàn)持續(xù)上升態(tài)勢，并在第7期達(dá)到最大，最大值為0．043。從第8期開始脈沖響應(yīng)值保持穩(wěn)定的正脈沖響應(yīng)值。這表明地方財政支出對城鎮(zhèn)居民收入有較明顯的正向促進(jìn)作用，且具有持久性，即地方財政支出對城鎮(zhèn)居民收入的增加有顯著的效果。這是因為地方財政支出的增加，如城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出等其他投資性支出，會推動城鎮(zhèn)化發(fā)展，為城鎮(zhèn)居民帶來更充分的就業(yè)，增加城鎮(zhèn)居民收入。

圖6顯示，當(dāng)LNLFE 受到一個標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后對LNRRI的影響在本期為0，在第2期為－0．006，在第3期轉(zhuǎn)為正值且快速增加，在第7期達(dá)到最大為0．042。在第9期之后，脈沖響應(yīng)值小幅度減小，并最終穩(wěn)定在第10期的0．037附近。這表明地方財政支出對農(nóng)村居民收入具有持久的促進(jìn)作用，即地方財政支出對城鎮(zhèn)居民收入的增加有顯著的效果。這是因為地方保障性財政支出的增加會較強地促進(jìn)地方政府實施強民、惠民政策，如農(nóng)產(chǎn)品補貼和技術(shù)扶持等，從而促進(jìn)農(nóng)村居民收入的增加。

四、結(jié)論與建議

（一）基本結(jié)論

第一，地方財政支出和居民收入之間存在著長期的正向均衡關(guān)系。變量時序圖顯示，地方財政支出、城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入三者都呈不斷上升的趨勢，三者均為非平穩(wěn)序列，序列一階差分單整后，Johansen協(xié)整檢驗顯示，地方財政支出分別與城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入之間存在長期正向均衡關(guān)系，即長期正向協(xié)整關(guān)系。

第二，地方財政支出和農(nóng)村居民收入互為Granger原因，城鎮(zhèn)居民收入是地方財政支出的單向Granger原因。Granger因果檢驗顯示，地方財政支出與城鎮(zhèn)居民收入、地方財政支出和農(nóng)村居民收入之間都存在Granger因果關(guān)系，城鎮(zhèn)居民收入是地方財政支出的單向Granger原因，地方財政支出和農(nóng)村居民收入之間存在雙向的Granger因果關(guān)系，也就是說地方財政支出和居民收入可以相互促進(jìn)，是一種良性的正向互動關(guān)系。

第三，地方財政支出對居民收入有持久顯著的正向促進(jìn)作用，對農(nóng)村居民收入的貢獻(xiàn)大于對城鎮(zhèn)居民收入。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果顯示，隨著地方財政支出的投入，居民收入脈沖響應(yīng)值呈現(xiàn)持續(xù)上升態(tài)勢并最終保持穩(wěn)定，城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入都在第7期達(dá)到最大，分別在第8期和第10期達(dá)到穩(wěn)定。表明地方財政支出受到?jīng)_擊后會對居民收入產(chǎn)生正向的影響，且這種影響具有持久性，雖然后期會有輕微的下降，但一直保持為正向，即地方財政支出對居民收入有顯著的促進(jìn)作用。方差分解的結(jié)果顯示，地方財政支出對城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入都有較大的貢獻(xiàn)，分別達(dá)到17%和21%以上，地方財政支出對農(nóng)村居民收入的最終貢獻(xiàn)率大于對城鎮(zhèn)居民收入的貢獻(xiàn)率。

（二）對策建議

第一，加強財政支持“三農(nóng)”的精準(zhǔn)性。財政支農(nóng)不僅要強而且要準(zhǔn)，否則財政支農(nóng)的重拳只能捶在軟棉花上，對于農(nóng)村地區(qū)，應(yīng)該增加保障性財政支出，完善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施，比如公路、水利，完善農(nóng)民醫(yī)療保險，逐步建立農(nóng)村地區(qū)分?jǐn)傦L(fēng)險的機制，鼓勵農(nóng)村青年群體、多渠道就業(yè)創(chuàng)業(yè)，發(fā)展農(nóng)村優(yōu)勢特色產(chǎn)業(yè)；對于農(nóng)業(yè)，必須加大農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技費用，農(nóng)業(yè)保險和支持性農(nóng)業(yè)補貼；對于農(nóng)民，要進(jìn)一步投入財政資金，建立健全農(nóng)民扶持制度，培養(yǎng)職業(yè)農(nóng)民，提高農(nóng)民綜合素質(zhì)。

第二，優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)。改革開放40年來，地方財政對居民收入做出巨大貢獻(xiàn)，但是不能盲目地增加財政支出，應(yīng)該尋找合理的財政支出結(jié)構(gòu)，使得財政支出對居民收入的效率最大化。應(yīng)當(dāng)保持積極的財政支出政策取向不變，增加保障性財政支出向城鎮(zhèn)地區(qū)的傾斜，增加農(nóng)村投資性財政支出，改善當(dāng)?shù)赝顿Y軟環(huán)境，吸引更多投資進(jìn)入農(nóng)村地區(qū)，確保對重點領(lǐng)域和項目的支持力度。

第三，加強財政支出監(jiān)督。隨著財政支出資金的規(guī)模越來越大，財政支出資金的風(fēng)險也越來越大，必須建立健全財政支出資金的有效管理制度，切實加強相關(guān)資金的有效監(jiān)管，從源頭上遏制任何形式的擠占挪用、層層截留和虛報冒領(lǐng)，確保財政支出資金的使用更加科學(xué)規(guī)范、安全有序。