财政政策调节行业收入差距的实证研究*

郭 平，刘志海，洪 源

(湖南大学，湖南 长沙 410006)

一、引言

自1978年改革开放以来，我国经济社会发展取得了令人瞩目的巨大成就。在我国经济规模总量迅速增加的同时也伴随着产生了一系列的结构性问题，比如当前我国行业布局结构不合理，各行业发展之间严重不平衡，行业间居民收入差距持续扩大，从而最终可能会影响到我国产业政策的有效实施以及全面建设小康和谐社会的进程。国家统计局数据显示，我国行业间在岗职工最高最低工资收入比从1978年的1.6647 上升到了2012年的4.2995；同时，行业的绝对收入差距更为巨大，30 多年间考虑了物价变动因素之后的绝对差距变化依然达到38.38 倍。由此可见，我国行业间收入差距正在急剧扩大，并且考虑到各种奖金福利补贴及一些隐性收入，实际的行业间收入差距问题会更大。不断扩大的行业收入问题不仅仅意味着我国不同行业间的居民没有平等地分享我国改革开放的成果，而且还会对我国经济社会的全面发展带来负面影响。收入分配是现代公共财政的三大职能之一，不论是财政支出政策还是税收政策都对行业收入分配调节具有不可替代性。特别地，在我国由单纯的经济增长目标逐步转换为全面和谐的社会建设阶段，我国财政政策的服务目标也逐渐从国家治理逐渐走向服务于经济社会全面发展的目标上来。在目前我国行业结构不合理，行业收入差距不断扩大的背景下，研究我国财政政策调节我国行业收入差距的作用机理及实证分析，对于缩小行业间收入差距、进一步优化财政支出结构和税收制度改革具有重要的理论和实践意义。

二、文献综述

针对行业收入差距的影响因素的研究，国内学者主要是从制度和人力资本两个角度进行研究的，也有学者从贸易活动、产权等角度进行了研究和探索。

一些学者从制度层面对影响行业收入差距的因素进行了分析，陈建东、高远(2012)的主要考察了收入的非均衡性增长[1]，王锐(2007)从自然垄断和行政垄断的角度进行了理论分析[2]；史先诚(2007)从劳动市场工资决定理论分析出发，认为行业间工资差异主要源于人力资本差异和可能的垄断租金分享[3]；陈钊等(2010)基于回归方程的不平等分解方法对垄断行业对行业收入差距的影响进行了检验[4]。人力资本具有正的外部性和可积累性的特点。人力资本的差异是形成行业收入差距的重要影响因素，不同质量的劳动力和行业人力资本存量的不同会直接影响行业收入差距[5]，没被观测到的劳动力质量的差异被行业变量所吸纳，以行业间收入差异的形式体现出来[6]。另外，也有学者从贸易、产权等视角研究。王怀民、詹春龙(2011)研究了行业间加工贸易活动的差异的影响[7]；魏军(2009)则主要考察了产权制度的行业收入分配问题[8]。

从总体上看，目前我国学者对行业收入差距水平和其演变趋势的研究趋于一致性，普遍认为改革开放以来我国的行业收入差距整体上呈扩大趋势，但不能有效地判断发生了两极分化。现阶段，我国学者对行业收入差距的理论研究一般以描述性和定性分析为主，而且多数研究是针对特定行业的一些研究，经济增长与行业收入差距的相互关系研究以及垄断、FDI 等因素对行业收入差距的理论分析，缺乏较有说服力的定量研究结果，尤其针对如何调节行业收入差距更是缺乏比较系统的实证分析，而这正是本文主要研究的问题。从目前的文献来看，几乎没有学者通过财政政策的视角进行对行业收入差距的研究，但财政政策不仅仅能够直接通过转移性支付等途径直接影响行业收入差距，而且还可以通过税收手段间接对各行业进行不同程度的影响或者通过对人力资本的构成施加作用从而最重影响行业收入差距。本文将考察行业收入差距的现状、度量和影响因素，同时对财政政策调节行业收入差距的作用机理进行阐释并对实证效果进行分析。

三、我国行业收入差距的度量

选用行业间最高最低收入来度量我国行业收入差距，主要优点是直观形象，但是，鉴于该指标本身存在不能克服的局限性，本文在实证分析部分中主要采用泰尔指数指标来衡量我国的行业间工资性收入差距，同时对两者进行比较分析。泰尔指数衡量收入分配不公平程度是对信息理论的有效应用。著名数学家Shannon 将熵(Entropy)用来描述随机现象不确定性的量，在信息论中，也被称为平均信息量。对于某一试验A，假设该试验有n 种可能性的结果，同时，第i 个结果出现的概率是Pi，则Pi，P2…，Pn是一个离散的概率分布，并定义试验A 的熵为

把收入分配差距的测量解释为人口份额转成收入份额的消息所含的期望信息量，便可以把信息理论应用于收入分配不公平程度的测量。因此，可以得到广义熵指数(Generalized Entropy Index)的定义：

在(2)式中，yi为个体1 的收入，n 为在样本中个体的数量，参数a 代表衡量收入分配公平性时收入组的权重大小，当a 越大，也即趋近于1 的时候，其在整体中给予不同收入相同的权重，当a 越小，也即趋近于0 的时候，赋予低收入组的权重越大。当a 趋近于1 的时候，便为泰尔指数(Theil Index)。

一些学者，如刘卫波等(2013)采用了早期的泰尔指数公式来度量行业收入差距：

在(3)式中，N 代表行业种类个数，yi是第1个行业内部的人均收入，是yi的平均值[15]，该公式存在计算简洁等一系列指标，但是将每个行业赋予同样的权重会导致计算的泰尔指数存在误差。因此，本文中采用如下公式：

在(4)式中，n 为总的分组数，yi为第i 组的收入，y 为所有组的总收入；N 为总的人口数，为第组的人口，N1为第i 组的人均收入，为人均总收入，i-1，2…，n。

使用公式(4)计算获得2003-2012年我国及各省份行业收入差距泰尔指数(theil)，其中相关数据均来自于历年《中国劳动统计年鉴》和《中国统计年鉴》。本文使用1978-2012年的行业最高最低收入比与第二泰尔指数考察我国行业收入差距的影响因素及变化趋势，见图1。

图1 我国行业收入差距变化趋势图

四、财政政策调节我国行业收入差距的实证检验

(一)模型的设定

行业收入差距是一个动态过程，受到人力资本、工资刚性、行业状况等多种因素的约束，从而使得行业收入差距存在一定程度的路径依赖，在具体的计量分析中就应当充分考虑行业收入差距的动态变化因素。在计量模型构建中应考虑把过去年份的行业收入差距因素纳入当年的行业收入差距影响因素，动态面板模型的最大优势就是可以对个体的动态行为进行建模，因此，本文通过对行业收入差距的若干阶滞后项作为解释变量来构建动态效应面板模型。在动态效应面板模型中，因变量的滞后项出现在方程的右边，而且模型的其他解释变量也可能和因变量存在双向因果关系，从而会导致内生性问题[9]。考虑到动态效应面板模型存在着的内生性问题，从而导致参数估计的有偏和非一致性，本文使用广义矩(GMM)方法校正内生性问题。

鉴于我国2003年进行了新的行业分类调整，并考虑到动态面板广义矩模型(GMM)的时间跨度要求，本文中，选取31 个省(自治区、直辖市，不含台湾省、香港特别行政区和澳门特别行政区)2003-2012年的相关数据，样本数据N=31，T=10，T

本文构建的动态效应面板数据模型如下：

公式中，为行业收入差距的滞后项，t 取值为2003-2012，N 为最大滞后阶数，考虑到样本的时间跨度，利用AIC 和SBIC 进行综合判定，取M=2，Xit为本文的解释变量，包括hc、si、tax，Yit为控制变量，包括ur、lgdp、nm，μi为个体效应，λt为时间效应，εit为随机误差项。

Arellano 和Bond(1991)使用所有可能的滞后变量作为工具变量，也被称为“Arellano-Bond 估计量”，通过差分变换消除了个体效应，对差分的方程进行GMM 估计，从而较好地解决了内生性这一难题[10]，因此这种方法也称为差分GMM (DIFGMM)。可是，差分GMM 有明显缺陷，不仅不随时间变化的变量被消掉了进而无法估计该类变量的系数，同时被解释变量的滞后项在被解释变量接近随机游走(random walk)时，基于这些变量的差分滞后项构建的工具变量会产生弱工具变量和有限样本偏差问题[11]。Arellano 和Bover(1995)[12]、Blundell和Bond(1998)[11]在差分方程的基础上引入水平方程，构成一个方程系统，并将水平变量作为差分滞后项的工具变量，将差分GMM 和水平GMM 结合在一起，从而较好地解决了弱工具变量问题，称为系统GMM (SYS-GMM)。蒙特卡罗模拟实验表明，在有限样本下，系统GMM 比差分GMM 估计的偏差更小，有效性更高[12]。此外，GMM 估计有一步估计法(One Step)和两步估计法(Two Step)，当而板数据存在自相关和异方差时，两步估计尽管会产生低估标准差的问题，但趋向于更加稳健。因此，在接下来的实证分析中，将主要报告系统GMM (SYS-UMM)两步估计法的估计结果，并通过参数的选取和模型的设定变化来进行稳健性检验。

(二)变量的选取

在本模型中，财政支出变量和税收变量是本文要考察的主要变量，其中，财政支出变量分为人力资本(human capital)性财政支出占预算内财政总支出的比重和社会保障(social insurance)财政支出占预算内财政总支出的比重①鉴于预算外和制度外支出缺乏严格的统计标准，这方面的支出数据难为获得，因此，本文中所有财政支出项目均指预算内的财政支出。。

人力资本性财政支出包括科学、教育、文化等财政支出，属于间接调节方式，通过提高各行业从业人员的人力资本构成，改善人力资本规模与质量，提高人力资本的“价格”，促使相对低收入的从业人员获得获取高收入的机会达到缩减行业收入差距的目的。由于2007年政府收支分类改革造成的统计口径差异，人力资本性财政支出占预算内财政总支出的比重(hc)，2007年以前的数据选取教育支出、科技三项费用支出、科学事业费支出占预算内财政总支出的比例，2007年以后的数据选取教育支出、科学技术支出占预算内财政总支出的比例。

社会保障财政支出的调节属于公共财政的再分配功能，包括对养老、卫生和失业等保险计划对全社会成员提供的补偿性支出，以及通过单方面无偿地对低收入者给予补助或补贴，直接增加受惠者收入的转移性支付。社会保障财政支出占预算内财政总支出的比重(si)，2007年以前的数据选取抚恤和社会福利救济费、社会保障补助支出占预算内财政总支出的比例，2007年以后的数据选取社会保障和就业支出、住房保障支出占预算内财政总支出的比例。

税收政策是国家调控经济的重要手段之一，税收通常通过对生产、交换、分配、消费环节以调控经济运行，使其内部和谐的同时并促使生产、交换、分配、消费之间的协调，从而合理调节行业之间的经济利益，改善行业收入差距状况。税收中的所得税类中，个人所得税侧重于对个人可支配收入的调节，通过累进税率和免征额最终实现高收入者多纳税、低收入者少纳税，企业所得税侧重于对个人资本收益的调节，缩小资本利得所有者与劳动收入者之间的收入差距。财产税类中的房产税、资源税等税收手段可以改变土地、房产、资源等要素的价格，从而对某些要素依赖程度的行业，比如房地产业、采矿业等进行间接调节而影响行业收入差距。流转税类的营业税和增值税及相关的税收减免政策，也能够在一定程度上改善行业收入差距水平。因此，影响行业工资性收入差距的税收变量(tax)，本文选取直接影响收入的个人所得税、企业所得税，财产税类中的房产税和契税，资源税类的城镇土地使用税、资源税，流转税中的土地增值税总额占本级财政收入的比重之和。

对外依存度(ftd，foreign-trade dependence)这一指标的选取主要是考虑到各省开放程度的差异以及对外贸易造成的生产要素、人力资本要素流动，采用该指标作为控制变量来考察对行业收入差距的影响，对外依存度=进出口总额/国民生产总值/当年汇率。同时，使用城镇化率(ur，urbanization rate)、国民经济发展速度(lgdp)，参照于良春，余东华(2009)考察地区性行政垄断的的国有化程度指标(nm，nation-monopoly，国有单位职工占职工总数的比重)[13]作为控制变量。以上数据来源于历年中国统计年鉴、中国劳动统计年鉴、各省市统计年鉴、中国财政年鉴。

(三)实证检验

1.面板单位根检验

为了避免伪回归，我们对模型中的各变量进行面板单位根检验。一般来说，面板单位根检验包括同质和异质检验两类。其中同质检验主要采用LLC检验，异质主要采用IPS 检验。本文采用以上两种方法，结果见表1。

表1 动态面板方程中变量的平稳性检验

注：*、**、***分别表示10%、5%、1%统计水平上拒绝有单位根检验，其中LLC 检验括号内是调整后的t 值，检验是否存在相同单位根，LLC 一阶差分在5%的统计上均显著而没有报告；IPS 检验括号内是W[T-bar值]，检验是否存在不同单位根，估计方程含截距项、滞后项和时间趋势项。

从表1 可知：在LLC 检验结果中，各个变量除了ur 的水平值和一阶差分值均在1%的统计水平上显著，符合模型估计的要求。在IPS 检验结果中，对外依存度、国有化程度三个变量水平值不显著，但是对外依存度和国有化程度对应的一阶差分值均在1%的统计水平上显著，其余变量除城镇化率变量之外，也均在1%的统计水平上显著，也基本符合模型估计的要求。因此，我们接下来进行实证估计分析。

2.实证研究

为了综合考察各个变量对行业收入差距的影响，同时对模型的稳健性进行检验。考察如下六个模型，模型回归的结果如下：

表2 中各模型的AR(1)和AR(2)的检验结果表明各模型的差分方程误差项都存在一阶自相关，但不能拒绝“不存在二阶自相关”的原假设，即各模型都通过序列相关性检验条件，保证了GMM 估计的合理性，模型5 的AR(1)稍大于0.01，即在1%的显著性水平上不能拒绝“不存在一阶自相关”的原假设，模型1-4 和模型6 的AR(1)值均小于0.01。其次，就模型的稳定性来看，模型1-4 和模型6 的SYS-GMM 估计结果和模型5 的DIF-GMM 估计结果差别不大，说明估计结果是较为稳定的，模型的有效性较高；再次，各模型的Sargen 检验结果都表明各模型不能拒绝工具变量有效的原假设，表明所有的工具变量都是有效的。最后，从Sargan检验的结果来看，不仅仅模型6 的Sargan 检验结果最大，而且考虑到样本的有限性情况下Sys-GMM 比DIF-GMM 估计的偏差更小，有效性更高(Blundell 等，2000)。因此，在分析中，本文将主要选用模型6 的Sys-GMM 的估计结果来进行分析解释。

表2 GMM 动态面板回归结果

模型1-4 是对模型6 的一些控制变量进行不同程度的取舍从而得到的Sys-GMM 两步估计；模型5 采用与模型6 相同的样本数据，而采用不同的模型估计方法(Dif-GMM)，主要是为了检验主要解释变量的系数是否是稳健的，从表2 来看，不论是模型1-4 还是模型5 中，变量hc、si 和tax 变量的系数符号和模型6 高度一致，而且大小差别不大，因此，可以确定模型6 是稳健的。

3.回归结果分析

首先，L1.theil 和L2.theil 在各模型中都为正，且均通过1%显著性检验，在Sys-GMM 模型中L1.theil 的估计系数是0.2051，L2.theil 的估计系数是0.0992。可以看出，L2.theil 对本期行业收入差距的具有明显影响，L1.theil 对本期行业收入差距的影响更加明显，充分说明我国的行业间收入差距具有自我增强的动态效应，模型采用时间的滞后两期具有一定的合理性。

其次，hc 的估计系数在各模型中都为正，且均通过1%显著性检验，说明人力资本性财政支出占预算内财政总支出的比例增加没有有效地降低我国行业收入差距，这不仅仅是我国预算的软约束以及科教文卫支出的倾向性问题，更重要的原因是高人力资本投资的人才往往更容易流向高收入行业。转移性支出si 的估计系数为负，说明了社会保障性财政支出占预算内财政支出比例的增加能够有效地缩小行业收入差距，为低收入者提供的转移性支付起到了很好的调节作用效果。

再次，tax 变量的估计系数在各模型中均为负，同时，也均通过了1%的显著性检验，说明随着文中选取的税收收入占总税收收入的比重的提高，行业间收入差距能够得到有效的减小，充分印证了我国目前的税收体制是有助于所有行业收入差距的。

最后，ftd 变量的符号均为正，在统计上非常显著，对外依存度越高，行业收入差距越大，这主要是因为资本、技术集中度比较高的行业，不仅仅是收入较高的领域，也往往是对外开放比较早的行业；lgdp 的系数为正，说明经济增长速度越高，行业收入差距越大，这与目前普遍的研究具有一致性；ur 系数为正，并且在统计上十分显著，说明城镇化水平的提高会加大行业收入差距，这主要是由于城镇化水平的提高一般是由于农村居民转换为城镇居民，但是由于新的城镇居民整体的人力资本较低且从事行业的有机构成也较低，最终所得到的工资性收入较低，从而拉大了行业收入差距；nm 的变量为正，统计检验在1%的水平上显著，nm 越大代表代表国有化水平也即垄断水平越高，说明我国国有化程度的增加会加大行业收入差距，反映了垄断会带来行业收入差距的增大。

五、结论及建议

本文从人力资本性和转移性的财政支出和税收政策方面，利用2003-2012年间我国省际面板数据对行业间收入差距的影响因素进行了实证研究，结果表明，人力资本性的财政支出并没有缩小我国行业收入差距，政府的转移性支付能够有效地降低行业收入差距，税收政策对缩小我国行业收入差距均具有显著作用，通过政府的社会保障和就业支出项目对调节行业收入差距的效果要优于税收手段；同时，优化政府人力资本性财政支出的投向，加大社会保障支出和就业支出，优化税制结构等均有助于缩小我国行业收入差距；而经济开放、国有化、政府对经济活动的参与、现阶段的经济增长以及产业结构升级等都是拉大我国行业收入差距的重要因素。

基于上述分析，本文认为，缩小我国行业收入差距的主要着眼点应放在：第一、进一步完善政府财政支出结构改革，加大我国社会保障和就业支出等转移性支出的规模。目前，我国社会保障体系比较落后，各方面制度建设等还不健全，完善社会保障体系，创造公平、有序、平等的就业环境，对于切实解决民生问题具有重要的意义；第二、加强预算约束保障我国教育支出和科技支出等人力资本性公共财政支出。提高财政经费的使用效率，以使其更好地为各行业居民共享，比如加大我国城镇新居民的劳动技能培训教育支出等手段，提升低收入群体的人力资本“价格”，促使我国人力资本性财政支出更多地惠及到低收入群体；第三，可以通过对部分行业开放市场准入等措施，减少垄断因素对行业收入差距的影响，并进一步优化税制结构发挥税收在调节我国行业收入差距的作用。

[1]陈建东，高远.我国行业间收入差距分析——基于基尼系数分解的视角[J].财政研究，2012，(4).

[2]王锐.垄断对我国行业收入分配的影响及对策研究[J].经济问题，2007，(2).

[3]史先诚.行业间工资差异和垄断租金分享[J].上海财经大学学报，2007，(2).

[4]陈钊，万广华，陆铭.行业间不平等：日益重要的城镇收入差距成因——基于回归方程的分解[J].中国社会科学，2010，(3).

[5]Gary S Becker.Investment in Human Capital:a Theoretical Analysis[J].The Journal of Political Economy,1962，(5).

[6]Harry J Holzer,Lawrence F Katz,Alan B Krueger.Job Queues and Wages:New Evidence on the Minimum Wage and Inter-industry Wage Structure[J].Econometrica,1988，(59).

[7]王怀民，詹春龙.加工贸易与行业间收入差距——基于我国30 个行业面板数据的经验研究[J].世界经济研究，2011，(8).

[8]魏军.产权制度的行业收入分配效应[J].经济研究导刊，2009，(16).

[9]贾俊雪，郭庆旺.政府间财政收支责任安排的地区经济增长效应[J].经济研究，2008，(6).

[10]Manuel Arellano,StephenBond.Some Tests of Specification for Panel Data:Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations[J].The Review of Economic Studies,1991,58，(2).

[11]Richard Blundell,StephenBond.Gmm Estimation with Persistent Panel Data:an Application to Production Functions[J].Econometric Reviews,2000,(3).

[12]Manuel Arellano,OlympiaBover.Another Look at the Instrumental Variable Estimation of Error-components Models[J].Journal of Econometrics,1995,(1).

[13]于良春，余东华.中国地区性行政垄断程度的测度研究[J].经济研究，2009，(2) .