摘   要：基于中国1978-2008年时间序列数据，采用时变参数模型对我国政府支出对二元经济结构转化效果进行分析，结果表明：改革开放30年来，我国政府支出对城乡二元经济结构转化的影响曲线呈U形；政府分类支出方面，不同时期，政府分类支出对二元经济结构转化效果影响的不同。近年来，政府行政性支出和民生性支出对二元经济结构转化具有一定正向影响，但影响效果在不断下降；而基本建设支出对二元经济转化产生了负向影响。要通过制度创新调整政府支出结构，以促进二元经济结构向好的方向转化。    关键词：改革开放，政府支出，行政性支出，民生性支出，基本建设支出，二元经济，时变参数模型
    一、引言
    改革开放的三十年里，中国经济保持着平均10%的年增长率，创下了世界经济增长的奇迹，使得中国成为世界经济增长中最为重要的一极[1].然而，与经济增长取得巨大成就形成鲜明对比的是具有我国特色的城乡二元经济结构一直没有得到改善，并且呈现不断加大的趋势。虽然我国政府出台了一系列相应的财政经济政策，旨在调节城乡二元经济结构，例如：增加农民收入、促进农业稳定发展、缩小城乡收入差距等[2]，但从财政支出的实际效果看，我国政府支出对我国城乡二元经济结构的转化效果并不明显。政府支出与城乡二元经济结构发展趋势如图1.在我国居民收入差距严重不平衡的情况下，研究改革开放三十年来，我国政府支出对城乡二元经济结构转化效果，不仅对于总结改革开放三十年来我国政府财政支出各方面所取得的成就和经验教训具有十分重要的理论和现实意义，同时也为我国政府制定财政支出政策、加速我国财政体制改革以及调节城乡二元经济结构提供相关政策启示和建议。   

图1  改革开放三十年政府支出与二元经济结构发展趋势图

    注：二元对比系数根据公式计算所得；政府支出为经过平减后数据。

    二、模型选择与数据来源
    1.时变参数模型的特征与优势
    在分析政府支出对我国二元经济结构转化效果时，考察政府政策效应的核心和前提是如何对财政政策的冲击加以识别，如何从数据中提取出政策冲击信号，区分预期到的政府财政政策（如对城乡二元经济结构转化的自动反应）与未预期到的政府财政政策，并将当期财政政策对城乡二元经济结构转化效果与其它因素对城乡二元经济结构转化效果区别开来进行研究。在一般的计量经济模型中，通常都假定在所研究的样本区间内经济变量之间的数量关系是既定的，即不随时间变化，因而使用OLS等固定参数方法来计算，得到的系数是所研究的经济变量之间在样本区间的平均影响关系。然而由于不同时间内，经济结构可能发生变化，以往不变系数的计量模型不能表现这种变化。因此，本文经验分析所建立的计量模型是利用状态空间模型（Hamilton，1994；Harvey，1999）[3、4]构造的时变参数模型。
    量测方程：yt=Z'tα+χ'tβt+εt（1）
    状态方程：（2）
    （3）
    在（1）式中Zt是固定系数 的解释变量的集合，χt是有随机系数的解释变量集合，随机系数向量βt是状态向量，称为可变参数。βt是不可观测变量，必须利用可观测变量yt和χt来估计。在（2）式中假定参数的变动服从于AR（1）模型。εt和ηt分别是量测方程和状态方程的扰动项，根据（3）式εt和ηt是相互独立的，且服从均值为0，方差为σ2和协方差矩阵为R的正态分布。利用状态空间方法建立可变参数模型的计算方法比较复杂，详细的介绍可参见高铁梅（2006）[5]第11章。
    2.数据来源与说明本文使用改革开放以来1978-2008年的年度数据，所选取的经济变量见表1.衡量城乡二元经济结构的指标有二元对比系数、二元反差系数等，笔者采用学术界较常用的二元对比系数作为衡量我国二元经济结构的指标，数据根据历年《中国统计年鉴》中相关数据计算所得。在政府支出方面，本文借鉴李树培（2009）[6]的分类方法，将财政支出主要划分为基本建设支出（包括：基本建设支出、增拨企业流动资金、挖潜改造科技三项费用、地质勘探） 、民生支出（包括：文教科学卫生、社会保障、政策性补贴、支农支出）与政府部门经费支出（包括：行政管理费、交通流通部门事业费、国防支出）三个部分，有关政府支出的经济变量数据来自《中国统计年鉴2007》、《中国统计年鉴2008》与《中国统计年鉴2009》，部分数据来自《新中国五十五年统计资料汇编》。所有变量均用我国历年消费价格指数进行平减，另外，为了消除异方差、提高估计精度，并对所有数据取自然对数。

    表1 1978-2008年财政支出与二元对比系数／亿元

年  份	财政总支出	基本建设支出	行政性支出	民生性支出	二元对比系数
1978	1122.09	601.91	234.72	219.66	0.424
1979	1281.79	589.19	300.78	323.17	0.386
1980	1228.83	486.09	283.48	376.39	0.386
1981	1138.41	367.54	262.53	426.17	0.363
1982	1229.98	384.82	281.78	470.49	0.348
1983	1409.52	460.18	307.21	531.61	0.341
1984	1701.02	602.07	336.65	602.6	0.32
1985	2004.25	694.13	357.27	710.68	0.34
1986	2204.91	758.92	405.34	797.29	0.338
1987	2262.18	682.23	422.08	868.91	0.332
1988	2491.21	681.58	477.84	1003.73	0.337
1989	2823.78	669.67	558.34	1173.6	0.35
1990	3083.59	748.39	640.34	1274.89	0.33
1991	3386.62	791.85	726.32	1392.64	0.352
1992	3742.2	834.22	867.02	1450.09	0.367
1993	4642.3	1080.85	1037.79	1655.76	0.365
1994	5792.62	1136.31	1380.91	2087.49	0.341
1995	6823.72	1384.79	1612.16	2377.63	0.317
1996	7937.55	1541.95	1881.27	2850.91	0.301
1997	9233.56	1788.27	2086.14	3344.74	0.308
1998	10798.18	2154.41	2383.03	4088.15	0.312
1999	13187.67	3022.72	2730.15	4980.6	0.325
2000	15886.5	3119.31	3145.19	6063.62	0.341
2001	18902.58	3623.92	3839.68	7007.89	0.348
2002	22053.15	4233.22	4919.58	8363.07	0.346
2003	24649.95	4641.18	5630.78	8913.56	0.381
2004	28486.89	4809.33	6628.13	10749.32	0.397
2005	33930.28	5686.8	7754.54	12593.91	0.426
2006	40422.73	6293.34	9199.68	15336.63	0.456
2007	49781.35	8514.24	10302.59	17241.12	0.477
2008	62592.66	9795.92	14396.58	21796.49	0.511

    表2 各变量的描述性统计量

指  标	代码	单位	观测值	最大值	最小值	标准差	均值	中位数
政府总支出	G	亿元	31	62592.66	1122.09	15811.43	12459.10	4642.30
民生性支出	MG	亿元	31	21796.49	219.66	5656.48	4550.73	1655.76
行政性支出	AG	亿元	31	14396.58	234.72	3546.49	2754.51	1037.79
基本建设支出	CG	亿元	31	9795.92	367.54	2500.965	2328.36	1080.85
二元对比系数	P	—	31	0.5110	0.3010	0.0500	0.3634	0.3480

    三、政府支出对我国二元经济结构转化效果的实证分析
    1.单位根检验
    如果一个时间序列的均值或自协方差函数随时间而改变，那么这个序列就是非平稳时间序列，如果时间序列不平稳而进行回归就可能出现“伪回归”现象。因此，为了提高估计的可靠性，在分析之前，我们首先要对各变量进行平稳性检验，而检验变量序列是否平稳的方法，习惯上称之为单位根检验，一般使用ADF检验法，形式如下：
    （4）

在实际操作中，（4）式中的参数P视具体情况而定，一般选择能保证εi是白噪声的最小的P值。本文用ADF检验对各个变量进行了单位根检验，对滞后项的选择和模型优劣的问题，本文主要运用AIC和SC信息准则，经过反复实验，使AIC和SC的值同时相对较小，则所选的模型最恰当[7、8]，检验结果见表2.从检验结果可以看出LNG、LNMG、LNAG、LNCG和LNP等变量都是一阶单整过程。

    表3 单位根检验结果

变  量	检验形式	ADF值	1%临界值	5%临界值	平稳性
LNG	C,0,1	3.8760	-3.6701	-2.9639	不平稳
△LNG	C,0,1	-4.0192	-4.3098**	-3.5742	平  稳
LNMG	C,0,1	1.1060	-3.6701	-2.9639	不平稳
△LNMG	C,0,1	-4.4229	-3.6793**	-2.9677	平  稳
LNAG	C,0,1	1.6947	-3.6701	-2.9639	不平稳
△LNAG	C,0,1	-4.4621	-3.6793**	-2.9677	平  稳
LNCG	C,0,1	1.3125	-3.6701	-2.6210	不平稳
△LNCG	C,0,1	-3.2491	-3.6793	-2.9677*	平  稳
LNP	C,0,1	0.3265	-3.6701	-2.9639	不平稳
△LNP	C,0,1	-3.8377	-3.6793**	-2.9677	平  稳

    注： 检验形式中C表示带有常数项，0和1分别表示不含趋势项和滞后阶数，数据经过四舍五入后去小数点后四位。

    笔者参考已有文献，并结合文章研究目的，首先从政府总支出角度考察其对二元经济结构的转化效果，然后从政府支出结构方面考察其对二元经济结构的转化效果。
    2.政府总支出对城乡二元经济结构转化效果分析
    在对改革开放三十年来我国政府总支出与城乡二元经济结构之间关系进行卡尔曼滤波分析，通过递归迭代得出的模型估计结果如下面方程所示：
    量测方程：LNPt=-3.2176+αtLNGt+εt                 （5）
                    （0.000）（0.000）
    状态方程：αt=-0.1298αt-1+ηt                                    （6）
    LogL＝-5.8968；AIC＝0.4449；SC＝0.4912；HQ＝0.46003。
    式中，LNGt是年度政府总支出，LNPt是代表二元经济结构状况的二元对比系数，αt为变参数序列，代表政府总支出对我国城乡二元经济结构的转化效果，εt为残差序列。我们给出政府总支出对我国城乡二元经济结构转化效果的弹性影响系数特征，如图2。   

图2 政府总支出对城乡二元结构的弹性影响系数图

    由图可见：我国政府总支出对城乡二元经济结构的影响呈倒U形，即改革开放初期到1984年，我国政府支出对二元经济结构转化存在负的影响效应，而且负效应不断提高。从1984年到1998年之间，我国政府支出对二元经济结构仍存在负的影响，其影响程度基本保持在0.145的水平，而1998年后，虽然政府支出对二元经济结构的转化效应仍为负，但其负向影响程度却逐渐减弱。究其原因，改革开放初期，由于我国经济基础相对薄弱，国家出台了工业化发展战略，要求农村支持城市，而且我国财政支出大部分也主要集中于城市，因此其对我国二元经济的转化效果较差，以至于我国城乡二元化趋势越来越强。而在90年代初期，我国经济每年以10%的增长速度发展，我国经济发展取得了世界瞩目的成就，同时政府也意识到了我国广大农村的经济发展状况，提高了对农村的财政支出力度。因此，政府支出对城乡二元经济结构的影响保持在0.145的水平，不再上升。从1998年开始，政府更加意识到缩小城乡居民收入差距、转化城乡二元经济结构的重要性，提出了城乡一体化的发展战略，且我国政府出台了一些旨在促进我国农村经济发展、增加农民收入的工业反哺农业、城市支持农村的财政政策。再加上取消农业税、实施农业直接补贴等，这些都在一定程度上缓解了目前我国二元经济结构状况，使政府支出的二元经济结构转化效果不断加强。
    3.政府分类支出对城乡二元经济结构转化效果分析为了反映政府分类支出对我国城乡二元经济结构所产生的不同影响，笔者利用如下模型计算得到政府分类支出对我国城乡二元经济结构的转化效果的弹性影响系数序列。
    量测方程：LNP=-2.3401+α1,tLNAG++α2,tLNCG+α3,tLNMG+εt                           （7）
    状态方程：α1,t=0.0528α1,t-1+ηt,α2,t=0.2738α2,t-1+ηt,α3,t=0.1101α3,t-1+ηt      （8）
    LogL＝4.0401；AIC＝-0.1316；SC＝-0.0391；HQ＝-0.1014.
    式中，LNAGt是年度政府行政性支出，LNCGt是年度政府基本建设支出，LNMGt是年度政府民生性支出，LNPt是表明我国城乡二元经济结构的二元对比系数，εt为残差序列，α1,t、α2,t、α3,t为变参数序列，分别代表政府年度行政性支出、年度基本建设支出以及年度民生性支出对我国二元经济结构转化效果的弹性影响系数，我们给出政府分类支出对我国城乡二元经济结构转化效果的弹性影响系数变化特征图，如图3。   

图3 政府支出结构对城乡二元结构的弹性影响系数图

    由图3可见：从1985年开始，我国行政性支出对二元经济结构转化具有一定正向影响作用，即行政性支出有利于我国二元经济结构的转化；民生性支出对我国二元经济结构转化也有一定的正影响，但影响程度较小，且影响效果不断下降；基本建设支出对二元经济结构转化产生负影响，但其影响效果也逐渐减弱，并有正向影响的趋势。其中的原因无外乎以下两点：
    （1）改革开放到1985年期间，虽然我国实行了改革开放，但是刚刚处于起步阶段，我国经济大部分实行国有体制，且城乡居民收入差距不大，而全国大部分农户实行统一生产经营的模式，采取 “一大二公”、“大锅饭”的旧体制，而此时的行政管理支出和基本建设支出，有利于我国二元经济结构的转化，而此时我国城乡社会保障水平相对较低，此时的民生性支出，主要是针对城市低收入者、困难户以及五保户等，因此，民生性支出不利于我国城乡二元经济结构的转化。
    （2）到1985年后，随着国家经济体制改革的不断深入、对外水平的不断提高以及工业化的不断发展，我国城镇经济取得了长足的发展，城乡二元经济结构体制逐渐形成。因此，此时的基本建设支出和行政管理支出大都集中在城镇，因此其不利于我国城乡二元经济结构的转化。另外，1994年我国实行分税制财政体制改革后，地方政府生产积极性得到提高。随着我国经济的不断发展，我国二元城乡结构逐渐得到了政府的高度重视，政府城乡一体化建设提上日程。地方政府基本建设支出和行政性支出大都向农村倾斜，因此，基本建设支出和行政性支出对我国二元经济结构的转化效果得到提升。1985年后全国大部分农户实行了家庭联产承包责任制，打破了以往农村经济集中统一生产经营的模式，突破了“一大二公”、“大锅饭”的旧体制，家庭联产承包责任制使土地的所有权与经营权相互分离，把农民的个人经济利益与生产经营成果紧密联系，解放了农村生产力，调动了农民的生产积极性，长期受到压抑的生产力得到解放，农民生活水平得到迅速的提高。因此，此时的民生性支出对我国城乡二元经济结构的转化产生正向的影响。但是随着教育、医疗卫生等费用的不断提高，而且我国农村社会保障体系还不够健全，因此，民生性支出对城乡二元经济结构的正向作用效果越来越小。
    四、结论及启示
    由实证研究可见，我国政府支出对城乡二元经济结构的转化效果呈U形，即改革开放初期到1984年，我国财政支出对二元经济结构转化存在负的影响效应，而且负效应不断提高。从1984年到1998年之间，我国财政支出对二元经济结构仍存在负的影响，其影响程度基本保持在0.145的水平，而1998年后，虽然政府支出对二元经济转化的效应仍为负，但其影响程度却逐渐减弱。从财政分类支出上看，我国行政性支出对二元经济结构转化具有一定正向影响作用，即行政性支出有利于我国二元经济结构的转化；民生性支出对我国二元经济结构转化也有一定的正影响，但从影响趋势上看，其正向影响效果在不断下降；而基本建设支出对二元经济结构转化产生负的影响，但其影响效果也逐渐减弱，并有正向影响的趋势。
    基于以上分析结论以及目前我国城乡二元经济结构现状，得出如下政策启示：首先，在不影响我国经济发展速度的前提下，如果要改变我国城乡二元经济结构现状，从深层次看，问题还在于我国财政制度和体制上。在现行分税制财政体制下，我国地方政府在缩小二元经济结构问题上缺乏财力支撑[9].所以，要加大地方政府的财政支持力度，给予地方政府更多的财政自主权。要调整、完善地方政府的政绩考核体制，强化缩小二元差距相关指标在地方政府政绩考核体系中的地位，以制度规范地方政府财政支出行为和方式。
    其次，通过调整政府支出结构可以促进我国二元经济结构向好的方向转化。由于我国财政资源的稀缺性，政府应调整我国财政支出结构，优化财政支出比例，如加大农村基本建设支出比例以及加大农村医疗、卫生等社会保障支出。
    最后，要提高政府支出对城乡二元经济结构转化效果，还需要调整和优化相关制度和政策，包括改善政府对我国三农事业的服务方式、加快实施我国城乡一体化的进程、改善我国农村剩余劳动力就业转移制度等。可以预见，随着我国工业反哺农业、城市支持农村阶段的到来，加上我国政府支出结构和其它相关政策法规的不断调整、创新和优化，我国城乡二元经济结构问题将得到有效的解决。
    参考文献：
    [1]王青，张峁。地方政府支出对居民消费影响的空间计量分析-辽宁省为例[J].山东经济，2010（3）：93-97.
    [2]李林，曾华珑，黄日福。FDI与二元经济转型：基于中部地区的理论及实证研究[J].数量经济技术经济研究，2007（6）：95-101.
    [3]Hamilton J D. Time Series Analysis[M]. Princeton University Press，1994.
    [4]Harvey A C. Forcasting Structural Time Series Models and the Kalman Filter[M]. Combridge University Press，1999.
    [5]高铁梅。计量经济分析方法与建模[M].北京：清华大学出版社，2006：249-265.
    [6]李树培，白战伟。改革开放三十年政府支出与居民消费关系的动态演变-基于时变参数模型的考察[J].财经科学，2009（9）：49-57.
    [7]张峁，王青，乔东艳。财政政策对经济增长和收入分配的长期影响效应分析[J].经济与管理，2010（2）：22-25.
    [8]张峁，王青。财政支农、农村居民消费与农民增收的动态分析-以辽宁省为例[J].统计教育，2010（2）：29-35.
    [9]文峰。财政农业支出对二元经济结构转化效果研究[J].财贸研究，2009（3）：74-79.

作者：辽宁大学经济学院 张峁 辽宁大学国际关系学院 张红中 郭春桥 来源：《 西部论坛》2010年第3期