——基于PVAR模型的動態研究
摘要：如何在提升城鎮化發展質量的過程中充分釋放農村的內生發展活力，并通過優化社會保障支出結構與水平，形成在推動經濟發展與維護社會公平之間的平衡，是我國當前實現城鄉融合發展過程中亟需解決的問題。文章選取2004—2019年中國30個省份的面板數據作為實證研究樣本，通過構建面板向量自回歸模型（PVAR）來探究城鎮化、社會保障支出與城鄉發展差距之間的動態響應關系，以及與城鄉發展差距在經濟發展、社會民生兩大維度上的動態影響差異情況。研究結果表明，城鎮化發展對社會保障支出水平的提升作用在初期會隨時間逐漸減弱，后期保持在較為平穩的正向水平。社會保障支出的盲目擴大甚至會抑制城鎮本身的發展活力。此外，城鎮化發展與社會保障支出水平提升對縮小城鄉發展差距的作用從長期來看，主要表現在城鄉社會民生差距方面，對城鄉經濟發展差距的影響則集中于社會發展的初期，農業產業發展逐漸呈現乏力的狀態。城鄉差距的擴大對城鎮化發展以及社會保障支出水平提升具有強烈的抑制作用，其中城鄉社會民生差距的抑制作用表現得更為激烈。因此，要實現城鄉均衡協調發展，應注重提升城鎮化發展質量，兼顧社會保障支出的“保障性”與“靈活性”平衡，注重增強農業產業發展競爭力，以激發農村整體發展活力。
關鍵詞：城鎮化；社會保障支出；城鄉發展差距；主成分分析；PVAR模型
引言
改革開放以來，我國城鎮化工業發展取得舉世矚目成就的同時，農村經濟發展卻被嚴重滯后，城鄉發展逐漸開始失衡。加速推進的城鎮化進程所導致的城鄉發展差距具有歷史與現實雙重必然性，而社會保障支出作為國家運用經濟手段對社會發展進行宏觀調控的重要工具自誕生之初便被賦予了促進社會公平，穩定社會發展的職責。兩者都是影響城鄉發展差距的重要因素。此外，城鎮化發展中日益龐大的城鎮人口加重了對社會保障支出需求的同時，另一方面更為社會保障支出水平提升提供了堅實的經濟支撐。在此基礎上所形成的社會保障支出形態反過來也將極大程度影響城鎮化的持續發展，更與城鄉發展差距之間形成了更為復雜的影響關系。國務院總理李克強指出：“促進區域協調發展，提高新型城鎮化質量。需要圍繞解決發展不平衡不充分問題，改革完善相關機制和政策，促進基本公共服務均等化，推動區域優勢互補、城鄉融合發展。”可以看出發揮政府的協調引領作用，均衡城鄉發展更是推進當前新型城鎮化建設的重要途徑。簡而言之，城鎮化、社會保障支出與城鄉發展差距之間存在內生互動機制，對其三者之間關系的清晰厘定，對推進當前我國城鎮化由量向質的轉型升級，充分發揮社會保障支出所應有的協調穩定作用縮小城鄉發展差距，實現城鄉融合發展均具有關鍵性的現實指導意義。
1 文獻綜述
1.1 城鎮化與城鄉發展差距關系的研究
城鎮化作為社會經濟發展的產物與標志，也反過來影響著整個社會的發展狀況。城鎮工商業產業聚集效應使得外圍農村人口逐漸向中心城鎮地區集中，加速了中心城鎮地區的膨脹。產業勞動力資源的豐富為城鎮地區經濟發展注入充足動力，也使得政府開始了對經濟發展速度的追求與城鎮經濟發展的偏向。所形成這種非均衡性的城鄉發展形態將導致城鄉居民收入差距的拉大，進一步影響城鄉非收入差距，而城鎮非收入差距的擴大更會造成城鎮化水平的低質量提升。同時在我國城鄉戶籍制度的影響下，農村居民更難享受到發展的福利，從而引發更為嚴重的城鄉發展失衡。但有另一部分學者認為正是由于這種城鄉收入差距的存在更大范圍刺激了勞動人口流動，有助于提高城鄉勞動力要素報酬的均等化程度，縮小城鄉收入差距。其內涵亦與1955年Kuznets提出關于收入分配的倒“U”型曲線有著相似之處。此外，蘇紅鍵與李萱從多個方面對對城鄉發展差距進行綜合探究均表明城鎮化能顯著提高城鄉的均等化發展水平。
1.2 社會保障支出與城鄉發展差距關系的研究
政府在社會發展中承擔著管控的職責，并通過社會保障與社會救濟等職能手段來調節收入分配與收入差距。Jesuit、Subarna、He、Sato通過對拉美以及西方國家進行研究，發現社會保障因素對縮小收入差距具有很大的影響。丁煥峰發現我國城鄉收入差距的波動始終與國家的政策帶動有著密切的關系。楊風壽的研究也表明自改革開放以來，社會保障支出對城鄉收入差距正向調節作用發揮與我國城鄉均等化社會保障體系的健全息息相關。但同時也有研究表明當代福利國家社會保障政策存在明顯的缺陷，社會保障體系無法發揮出其應有的益貧性，高度依賴社會保障制度的家庭貧困并沒有得以緩解，相反還會擴大居民的收入差距。在我國城鄉二元經濟體制背景的影響下，逐漸形成偏向于城鎮的財政支出結構，并造成城鄉在基礎設施與公共服務上的巨大差距。
1.3 城鎮化與社會保障支出關系的研究
經濟持續發展能為社會福利事業的發展提供充足經濟支持，是改善民生的必要條件。Bellrttini分析了世界上60多個國家和地區的數據，發現經濟增長對社會保障水平有提高作用，且這種促進作用在發展中國家或地區尤為明顯。Veverka認為隨著居民收入水平的不斷提高，社會保障支出水平能實現進一步的提升。從供給端來看，城鎮化能推動勞動力資源在全國范圍內的重新配置，促進勞動生產率與經濟發展水平的提升，增強政府財政收入與支出的能力，有利于社會保障支出水平的提升。Rodrik指出在社會新風險出現的情況下，政府在增加社會保障支出和福利努力上更傾向于逐頂競爭的趨同。從需求端來看，社會福利供給存在規模效應和網絡效應，城鎮人口聚集會提高居民的公共服務需求，政府必須擴大社會服務性支出，完善基礎設施建設，實現城鄉居民福利均等。鄭良海表示隨著社會保障支出水平的提升，更能推動城鎮化的健康發展。
當前中國處于城鎮化加速推進的過程中，需要不斷提升城鄉居民的生活水平，實現共同富裕的發展目標，尤其在我國政府主導市場化改革的背景下，社會保障作為維護人民“安全”的“保險杠”對改善民生、維護社會公平正義以及穩定社會發展具有重要的意義。通過對以往相關研究觀點的整理可以看出城鎮化、社會保障支出與城鄉發展差距存在著一定的相關關系，但鮮有文獻將其三者納入統一的研究之中。同時，相關研究主要以全國、省際或是某一具體地區作為研究樣本。由于受研究樣本選取的差異化、研究視角的多元化以及研究方法的多樣化等方面的影響，目前學術界對此的研究觀點與看法并不一致。此外，大多數學者對城鄉發展差距的研究主要集中在居民收入差距方面。當前我國經濟社會在持續發展，城鄉發展差距的內涵逐漸向基本公共服務等多元福利方面擴展。同時隨著鄉村振興、城鄉發展一體化戰略的提出，我們對城鄉協調發展的要求需同時兼顧經濟產業的發展與居民生活水平的提升。因此本文對城鄉發展差距將從經濟發展與社會民生維度來進行綜合考察，并進一步探究當前我國逐步加快的城鎮化進程與社會保障支出是否影響著我國城鄉發展差距以及彼此之間所呈現的動態影響關系。這將對縮小我國城鄉發展差距，實現城鄉融合發展，走好共同富裕道路具有重要的意義。
2 理論分析
城鎮化與城鄉發展差距之間并不是固化、單一的影響聯系。從城鄉關系理論來看，這種聯系會隨著生產力的發展與生產關系的變革而轉變，甚至可以分為對立、統一兩個階段。在生產力發展水平較低的城鎮發展初期，依靠其所具有的優越地理環境和豐富的資源，形成更加完備的社會生產資料與生產要素，發展速度遠快于鄉村，由此城鄉經濟發展差距開始逐漸顯現，并迅速擴大。馬克思恩格斯認為“鄉村農業人口的分散和大城市工業人口的集中，僅僅適應于工農業發展水平還不夠高的階段，這種狀態的固化將阻礙經濟社會的持續發展。”隨著生產力發展水平的不斷提升，過大的城鄉發展差距會制約城鎮化的進一步發展。從我國國情以及現實發展狀況來看，一方面，城鎮地區的率先發展會實現對周邊農村地區經濟產業發展的輻射作用。另一方面，由于我國城鄉戶籍制度的影響，農村居民難以享受到發展的福利，導致城鄉發展差距不斷擴大。而城鄉發展也正是在這種矛盾競爭中逐漸尋求協調統一。
基于國家干預主義理論，社會保障支出建立起了與城鎮化、城鄉發展差距的緊密的聯系與互動機制。一方面，由于城鎮化的快速發展所導致的城鎮地區人口的過量聚集對社會保障支出提出了更高的要求，社會保障支出作為一種國家調控社會發展的手段，通過實現對社會資源的再分配，為城鎮化持續穩定的發展保駕護航。此外，城鎮化持續穩定發展下經濟實力的進一步增強更能為社會保障支出水平的提升提供著堅實的物資基礎。另一方面，社會保障支出通過維護收入分配的公平性，有利于進而縮小城鄉居民收入差距，提升社會整體幸福感。但從馬克思的社會保障公平思想來看，社會保障所維護的公平并不是抽象的，是隨著現實社會制度、經濟關系的調整而變化的。社會的發展狀況、政策制度的調整、領導者的意志同樣會對社會保障支出造成極大的影響，使得社會保障支出的水平、內容、結構、范圍與原則都處于不斷調整變化的過程中，均等化的社會保障支出體系會充分的發揮社會保障支出對縮小城鄉發展差距，維護社會公平的作用。而在對經濟發展效率過度一味追求的社會環境下，社會保障支出會更易形成對城鎮的偏向性，使得城鄉之間的社會保障支出逐漸呈現二元分化，所形成的這種非均等化的社會保障支出形態將導致更為嚴重的城鄉社會發展失衡，反過來更會造成對社會保障支出的沖擊與破壞。
綜上，圖1總結了城鎮化、社會保障支出與城鄉發展差距的影響機制。
圖1 城鎮化、社會保障支出與城鄉發展差距影響機制
3 研究設計
3.1 模型設定
本文利用面板向量自回歸模型（PVAR）來探析城鎮化、社會保障支出與城鄉發展差距的動態影響關系，對其穩定性、時滯性等影響因素進行分析，然后將城鄉發展差距分為經濟發展差距與社會民生差距兩個維度，對其差異性進行更深層的探析。PVAR模型要求面板數據中的截面個數大于時間跨度，且將所有的變量視為內生變量，將時間效應與個體效應引入其中來考察個體之間的動態變化關系。本文考察的是全國30個省（不含港澳臺西藏地區）15年的相關變化情況，因此符合其模型設定需求。本文設定的PVAR模型如式（1）所示：
3.2 數據來源與變量選取
本文所涉及的變量與指標數據均來源于2004—2019年《中國統計年鑒》、《中國人口與就業統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》的年度數據。對城鎮化、社會保障支出與城鄉發展差距的具體界定公式如下：
城鎮化（PUR）：城鎮化最主要的直接表現是人口向城鎮地區的流入，因此選用人口城鎮化率作為代理變量來衡量該省的城鎮化發展水平具有其合理性。
社會保障支出（ISSE）：從目前的社會保障體系來看，社會保障主要由社會保險（包括養老保險、醫療保險、失業保險、工傷保險、生育保險）、社會福利、社會優撫與社會救濟四部分組成。而對社會保障支出水平的衡量大多選擇用當前經濟發展水平下的該地區的社會保障支出份額來表示。
城鄉發展差距（UD）：大多數學者都將城鄉居民收入差距作為城鄉發展差距的代理指標，選擇從經濟角度來進行考察。而對城鄉發展差距的綜合測度主要從產業發展、經濟發展、政治文化、居民生活、社會服務供給等方面進行。提升農業發展水平、推動農業現代化是均衡城鄉發展的重要環節。而從中國特色社會主義的本質與目的來看，需要實現的不僅是經濟產值的提升，更要讓人們過上更加幸福美好的生活。實現城鄉居民生活水平的“趨同”是實現城鄉協調發展的目的與追求。基于此，本文將城鄉發展差距的指標構建聚焦于城鄉經濟發展差距（ED）與城鄉社會民生差距（SL）兩大維度。同時，從生產水平、生產效率、生產要素三個方面對城鄉經濟發展差距進行考察，從生活水平、生活條件、生活發展三個方面對城鄉社會民生差距進行考察。最終通過8個反映城鄉經濟發展差距的指標以及10個所反映城鄉社會民生差距的指標構建共計18個指標的綜合評價體系，通過運用主成分分析法對城鄉發展差距進行衡量，具體如表1所示。
3.3 城鄉發展差距的測算
對城鄉發展差距進行主成分分析之前需要對其進行可行性檢驗分析，通過KMO檢驗和Bartlett球形檢驗得出：城鄉發展差距的KMO值為0.697，P值為0.000;經濟發展差距的KMO值為0.609，P值為0.000;社會民生差距的KMO值為0.687,P值為0.000,通過了各指標之間的關聯性程度檢驗，說明主成分分析結果較為理想。分析結果表明，總共從城鄉發展差距的18個指標中提取了6個主成分，累計解釋總方差的80.461%，提取效果較好，并能夠較高程度的代表原始指標的數據特征。根據主成分的特征值與成分矩陣的系數可以計算出各指標的權重得分，將6個主成分以及最終的綜合得分分別記為Z1—Z6、Z，其中18個指標變量依次記為q1—q18，由此可以得出相應的6個主成分的綜合因子模型與樣本的主成分綜合得分，表達式如下：
Z1=0.369q1＋0.310q2＋0.297q3＋…＋0.130q17＋0.142q18
Z2=0.112q1＋0.088q2＋0.094q3＋…＋0.129q17＋0.169q18
Z3=－0.139q1－0.199q2－0.138q3－…－0.094q17＋0.284q18
Z4=－0.097q1＋0.055q2＋0.153q3－…＋0.511q17－0.202q18
Z5=－0.134q1－0.100q2＋0.228q3－…＋0.232q17＋0.565q18
Z6=0.063q1－0.127q2＋0.006q3＋…－0.488q17－0.047q18
Z=30.387%Z1＋17.646%Z2＋12.232%Z3＋8.147%Z4＋6.347%Z5＋5.703Z6
以此得出城鄉發展差距的主成分綜合得分，來衡量城鄉發展差距水平，同時為后面的進一步分析奠定基礎。城鄉經濟發展差距與城鄉社會民生差距的主成分分析過程同上,其詳細計算結果因文章篇幅所限進行略減。針對最終綜合得分結果中所出現的正負問題，為了直觀比較各地區的城鄉發展差距以及便于后續分析過程的進行，本文對其進行標準化處理，其方法如式（2）所示。
其中，OUD表示為通過主成分分析法得到的城鄉發展差距的綜合得分，OUDmin為綜合得分的最小值，OUDmax為綜合得分的最大值，UD為標準化后的城鄉發展差距水平，城鄉經濟發展（ED）差距與社會民生（SL）差距的標準化過程同上。為了更為直觀展現出城鄉發展差距的年份變化情況，同時對2004—2019年30個省的城鄉差距水平取平均值，具體結果如圖2所示。可以看出，我國城鄉發展差距呈逐年下降的趨勢，從2004年到2013年城鄉發展差距處于的持續顯著縮小的階段，到2013年后其縮小趨勢逐漸減緩。城鄉社會民生差距明顯高于城鄉經濟發展差距。其中，城鄉社會民生差距的變化波動情況基本與城鄉發展差距相似，總體在穩定下降。相比過去當前我國城鄉居民生活水平等民生方面的差距實現了較大程度的縮小，而在后期這種縮小趨勢則在逐漸減緩，后續作用力表現不足甚至缺乏。另外，城鄉經濟發展差距表現為平緩上升趨勢。當前我國農村農業產業發展仍需強大的推動力。
4 全樣本動態關系分析
4.1 面板單位根檢驗
在進行模型分析之前，為了防止由于變量序列不穩定造成模型結果的偏差，以及“偽回歸”現象的出現，而對后續相關研究內容形成干擾，因此需要對模型中各個變量進行單位根檢驗。本文采用LLC、ADF與PP檢驗三種檢驗方法，其原假設為面板數據不含單位根，即面板數據不平穩。相關檢驗結果如表2所示，可以看出所有變量均通過了單位根檢驗，均為平穩序列。
4.2 Granger因果關系檢驗
運用AIC、BIC、HQIC三種準則對模型的最佳滯后階數進行選取，相關結果如表3所示，其中模型滯后一階的判定指標最小，因此選取的最佳滯后階數均為1階。
為了判斷相關變量之間是否存在著因果關系，以及從短期來看響應變量在受到其他變量滯后項的沖擊時是否存在著顯著的影響效果，因此需要對所有變量進行滯后一期的Granger因果關系檢驗。具體檢驗結果如表4所示，從城鎮化來看，社會保障支出與城鄉發展差距分別在5%與1%的顯著性水平下拒絕了原假設，說明在短期內社會保障支出與城鄉發展差距會對城鎮化發展產生重要的影響。從社會保障支出水平來看，城鎮化與城鄉發展差距均是對其產生顯著性影響效應的 Granger原因，體現了社會發展與社會保障之間的緊密聯系。從城鄉發展差距來看，只有社會保障支出的檢驗結果拒絕了原假設，社會保障支出對城鄉發展差距具有顯著的影響效應，而城鎮化發展并無法對其形成直接的影響聯系。從整體范圍來看，短期內城鎮化、社會保障支出與城鄉發展差距之間的因果關系表現明顯，三者之間存在著緊密的內在聯系。
4.3 PVAR模型參數估計
對城鎮化、社會保障支出水平與城鄉發展差距三者進行廣義矩估計（GMM），具體估計結果見表5。當城鎮化為響應變量時，滯后一期城鎮化對自身的影響在1%的顯著性水平下表現為正，說明城鎮化發展是一個無法逆轉不斷推進的過程。同時滯后一期社會保障支出與城鄉發展差距對城鎮化的影響作用均在5%的顯著性水平下表現為負，單純的擴大社會保障支出并不能有效促進城鎮化發展水平的提升，相反會抑制城鎮發展的活力。而不斷擴大的城鄉發展差距會嚴重的阻礙城鎮化的發展，發展結構的失衡將對社會的持續發展產生不利影響。當社會保障支出為響應變量時，滯后一期城鎮化對其表現為明顯的正向影響，部分原因在于城鎮化的發展從需求范圍與供給能力上都擴大了社會保障的支出。滯后一期社會保障支出對自身的影響在1%的顯著性水平下表現為正，社會保障支出對自身表現出較強的慣性驅動作用。滯后一期城鄉發展差距的影響作用為負，說明過大的城鄉發展差距將會制約社會保障支出水平的提升。當城鄉發展差距為響應變量時，滯后一期城鎮化與社會保障支出的影響效應為負但并不顯著，城鎮化發展與社會保障支出能起到縮小城鄉發展差距的作用，但這一支持效應還仍待強化。滯后一期城鄉發展差距對其自身的影響顯著為正，城鄉發展差距的擴大會引發愈來愈嚴重的城鄉失衡。
4.4 脈沖響應分析
GMM估計結果在格蘭杰因果關系檢驗的基礎上初步顯示出三個變量之間的影響聯系，PVAR脈沖響應函數圖更能在此基礎上直觀的顯示出某一變量對于其他變量以及自身的標準差沖擊所形成的動態影響變化關系，以探究其三者之間的短期與長期相互依賴性。通過Monte Carlo方法，進行200次模擬，得到關于城鎮化、社會保障支出水平與城鄉發展差距的脈沖響應函數圖，如圖3所示。其中，橫坐標表示為滯后階數，縱坐標表示為沖擊響應程度，中間曲線表示為脈沖響應曲線，虛線表示為5%—95%的置信區間。
第一行表現為城鎮化在受到相關變量沖擊后的反應：當期城鎮化受自身沖擊的影響為正的最大值，而后逐漸減小。說明從長期來看城鎮化對自身的推動作用在降低，持續的發展需要借助更多的外力來蓄能。社會保障支出對城鎮化的沖擊影響表現始終為負，并且其影響水平逐漸增強。可見社會保障支出水平的過高將會持續制約經濟發展的活力，影響城鎮化發展水平的提升。城鄉發展差距對城鎮化的沖擊影響也為負，其負向影響在第1期內迅速增強，到第2期速度減緩并在第2期末達到最高水平后，而后逐漸開始回縮。這說明經濟差距對城鎮化發展的制約作用在短期內表現得更為激烈，而隨著社會整體發展水平的提升這種影響效果開始趨于緩和。
第二行表現為社會保障支出在受到相關變量沖擊后的反應：城鎮化對社會保障支出的沖擊影響為正，當期達到最大值后逐漸減緩后在第2期末達到平穩，說明在當前城鎮化進程快速推進的形勢下將會促進社會保障支出水平的提升，且這種影響效應具有持續性。當期社會保障支出在受到自身沖擊時立刻表現為較強的正向影響效應，隨后呈現降低的趨勢，但在第6期末依舊維持在較高的正向影響水平。社會保障支出環境始終對社會保障支出水平的提升有較強的影響作用。城鄉發展差距對社會保障支出的沖擊為負，且表現強烈，同時在第2期末達到最高值而后有所減弱，但整體處于較為穩定狀態。表明城鄉發展差距對城鎮化發展的制約效應在短期表現的最為明顯，并呈現不斷擴大化的趨勢，而后由于國家財政扶持等相關政策的調整以及其他因素的干預使得制約效應的增強趨于緩和。這也與我國當前所倡導公平、可持續的社會保障思想相一致。
第三行表現為城鄉發展差距在受到相關變量沖擊后的反應：城鎮化對城鄉發展差距的沖擊為負，且整體表現較為平穩，這說明我國城鎮地區經濟社會發展的輻射帶動持續推動了周邊農村發展，并從短期和長期來看都有利于城鄉發展差距的縮小。社會保障支出對城鄉發展差距的沖擊為負，在第1期達到最大值而后逐漸收斂，可以看出社會保障支出并未充分的發揮其維護社會公平的職責與作用，而需要構建更加合理支出結構、擴大覆蓋范圍、優化保障過程等方面發力，實現社會保障的可持續發展。當期城鄉發展差距在受到自身沖擊時立刻表現為強烈的正向效應然后逐漸回縮，在整體依舊維持在較高的水平，而這也與我們之前得出的廣義矩估計結果相一致，城鄉發展差距存在慣性特征，如果不加以調控會進一步破壞社會整體發展的平衡。
4.5 方差分解
方差分解能更為精確的表現出變量之間的影響力大小，以及這種影響力隨著時間發生所呈現的變化趨勢，這對我們進一步的分析總結具有重要的作用。模型變量預測的方差分解結果如表6所示。根據表6給出的各變量10—50預測期的方差分解結果可以看出，從整體上各變量的波動從第40期后已經趨于穩定。從各個變量的具體波動情況來看：
對城鎮化的方差貢獻最高來源于城鄉發展差距，雖然隨預測期數有所下降但整體維持在40%以上。城鎮化的自身方差貢獻率從第10期的38%逐漸降低，到40期以后維持在33%左右。社會保障支出對城鎮化的貢獻率隨著預測期數的增加均呈現出上升的趨勢，整體范圍穩定在16%—25%之間，說明社會保障支出對城鎮化水平的解釋能力隨著時間在逐漸增強。究其原因可能在于，城鎮化發展初期基本處于一個速度較快，更為活躍的形態中，但隨著時間的推移，城鎮化發展的自身活力會消減，陷入發展的漩渦中，但逐漸顯現的城鄉發展差距導致人力、財力、物力日益集中于城鎮地區，為城鎮化的進一步發展注入動力。但在后期隨著國家鄉村振興戰略的實施，各項經濟發展與民生保障政策的調整使得社會發展狀況逐漸趨于穩定。
對社會保障支出的方差貢獻最高來源于城鄉發展差距，從第10期的61%上升到第20期的63%后保持平穩。社會保障支出的自身方差貢獻率隨著預測期數增加總體略微下降，但基本穩定在24%以上。城鎮化的貢獻率相對較小，但整體處于較小的波動范圍內。可以看出城鎮化與城鄉發展差距對社會保障支出影響的長期效應較為明顯，只有經濟社會的協調穩定發展才能為財政支出提供著強有力的保障。
對城鄉發展差距的方差貢獻最高來源于自身，有所下降但整體波動不大且穩定在92%左右。其次，城鎮化的貢獻率要高于社會保障支出。但從波動狀態來看，城鎮化的方差貢獻率整體較為平穩，保持在5%左右。社會保障支出的方差貢獻則呈現出逐漸上升的趨勢。說明當前社會環境及政策調控對縮小城鄉發展差距的效應正逐步凸顯。但由于我國城鄉失衡的發展狀況具有很深的歷史性，并不是一朝一夕所形成的，對與城鄉問題的徹底根治更需要一個過程。
4.6 穩健性檢驗
上述一系列分析過程逐漸揭示了城鎮化、社會保障支出與城鄉發展差距之間的動態影響關系，但得出的結果是否穩健可靠仍需進一步分析。本文對于城鄉發展差距變量的選取通過構建指標體系進行主成分分析方法得出。同時也有部分學者對于城鄉發展差距的衡量選用城鄉居民收入差距作為代理指標。因此，此次檢驗將用城鄉居民收入差距（IGUR）對原來的城鄉發展差距指標進行替換，重新進行城鎮化、社會保障支出與城鄉居民收入差距三者之間的面板向量自回歸模型（PVAR）分析。城鄉居民收入差距（IGUR）用泰爾指數來表示，如式（3）所示：
由于脈沖效應函數圖所反映的動態影響關系較為集中與全面，不僅可反映出變量之間相互影響效應的正反方向、強烈程度，還可以表現其影響效應在短期與長期的波動情況，因此本文的穩健性檢驗將只從脈沖響應函數圖方面進行。結果如圖4所示，當各變量受到其他變量的沖擊后的響應程度、系數大小與圖3所示相比存在一些差異，但從整體范圍來看，其正反方向、變化趨勢呈現基本一致，可進一步說明前文所得出的分析結果是穩健可靠的。
5 分維度動態關系分析
隨著城鄉經濟發展水平的顯著提升，國家對城鄉發展差距的關注逐漸由經濟產業發展差距向社會居民生活水平方面擴展，并提出城鄉一體化、城鄉融合發展等一系列旨在協調城鄉均衡發展的戰略規劃。因此深入比較城鎮化、社會保障支出與城鄉發展差距在經濟發展與社會民生兩大維度上的動態影響差異情況，完善對城鄉發展差距在縱向與橫向上的動態探究有利于進一步推動當前我國經濟發展與維護社會公平之間的平衡，并為城鄉發展戰略規劃提供參考。城鎮化、社會保障支出分別與城鄉經濟發展差距、城鄉社會民生差距的PVAR模型分析過程同上所示。在模型估計之前各變量均通過了面板單位根的平穩性檢驗，根據最佳滯后階數選取的3種信息準則分析得出城鄉經濟發展維度的最佳滯后階數為3階，城鄉社會民生差距維度的最佳滯后階數為1階。
所得出的廣義矩估計（GMM）結果如表7所示。可知城鎮化、社會保障支出分別與城鄉經濟發展差距、城鄉社會民生差距的影響關系存在著顯著的差異性。當城鎮化為響應變量時，從兩個維度來看，各滯后變量均對其具有顯著性的影響。但滯后三期城鄉經濟發展差距的影響為正，而滯后一期城鄉社會民生差距的影響顯著為負。當社會保障支出為響應變量時，滯后一期城鎮化、社會保障支出對其影響通過了1%的顯著性水平檢驗，滯后三期則表現不顯著，其影響效應仍有待強化。同時，滯后三期城鄉經濟發展差距與滯后一期城鄉社會民生差距的影響效應都表現顯著，但方向相反。當城鄉經濟發展差距為響應變量時，滯后三期的城鎮化、社會保障支出與城鄉經濟發展差距均對其不具有顯著性的影響。當城鄉社會民生差距為響應變量時，只有滯后一期的城鄉社會民生差距對自身有顯著的正向影響效應。后面將著重對脈沖效應函數圖進行分析。
根據圖5、圖6所得出的脈沖響應函數可以看出：城鎮化受自身沖擊影響在城鄉經濟發展差距維度與城鄉社會民生發展差距維度中都表現為正，而后都呈現出持續下降的趨勢，但整體范圍來看這種影響效應在城鄉社會民生差距維度上表現得更為強烈，城鎮化發展具有更強的自身慣性推動作用。城鎮化受社會保障支出的沖擊影響后在城鄉經濟發展差距維度上表現為正，并在第2期末達到最大值后逐漸回縮，但依舊維持在較高的影響水平，在城鄉社會民生差距維度上則表現為負，同時負向影響效應隨期數逐漸增強。這可能與不同維度下最佳滯后階的選取有關，同時也表明在不同的社會發展環境以及各種外在因素的影響下，社會保障支出并不總是起到推動社會發展的作用，甚至會產生相反的抑制作用。城鎮化受城鄉經濟發展差距與城鄉社會民生差距的沖擊影響均為負，說明各方面的城鄉失衡都將抑制城鎮化的進一步發展。但同時也明顯的可以看出城鄉社會民生差距在初期對城鎮化發展的抑制作用表現得更為強烈，在第3期后呈現出減弱的趨勢，而在城鄉經濟發展差距維度上逐漸增強到第3期末后開始趨于平穩。但從長期來看，由于城鄉社會整體的基礎設施、教育醫療等保障措施的完善，其影響作用開始出現回縮。而經濟產業等物質發展條件從長期來看依舊是持續影響社會發展的重要因素。
社會保障支出受城鎮化的沖擊影響在城鄉經濟發展差距維度與城鄉社會民生差距維度上都表現為正，在滯后1期城鄉社會民生差距維度下的呈現出較為顯著的正向影響效應，相比之下滯后3期城鄉經濟發展差距維度下的正向影響效應較弱，且不具有持續性。城鎮化發展對社會保障支出的推動作用會隨時間逐漸減弱。城鎮化發展能促使地區社會保障支出的擴大，但不會無限止的擴大，理性政府在后期更傾向于推動社會保障支出內容與結構的優化。社會保障支出受自身沖擊的影響變化在兩維度上的呈現基本一致，其正向效應雖然隨期數逐漸下降，但整體依舊維持在較為高的影響水平，社會保障支出具有較強的自身慣性驅動作用。社會保障支出受城鄉經濟發展差距與城鄉社會民生差距的沖擊影響均為負，其影響效應雖然都呈加強的趨勢，但具體波動情況卻有所差異。城鄉經濟發展差距對社會保障支出的抑制作用增強到第2期末后開始趨于平穩。相比之下，城鄉社會民生差距對社會保障支出的抑制作用則增強到了第4期末后才開始趨于平穩，其抑制作用也表現得更為強烈。可以看出，城鄉經濟產業發展差距的影響在經過短期內的激烈碰撞后后期呈現出持續且穩定的狀態，而城鄉在公共服務等福祉民生上的差距更是當前以及今后影響社會保障支出水平的關鍵重要原因。
城鄉經濟發展差距受城鎮化的沖擊影響在當期表現為負，并在第1期末迅速收斂于零。其影響效應并不具有持續性。城鄉社會民生差距受城鎮化的沖擊影響則表現為更為明顯的負向效應，雖然緩慢呈縮小的趨勢，但在第6期末仍然處于一定的抑制水平上。說明城鎮化發展在短期內有利于縮小城鄉經濟產業發展之間的差距，當物質基礎實現了整體范圍內的提升后，從長期來看則更主要的起到著縮小城鄉居民在社會民生福祉發展差距的作用。城鄉經濟發展差距受社會保障支出的沖擊影響在當期表現為負，隨后逐漸下降迅速收斂于零。社會保障支出對城鄉經濟發展差距的抑制影響僅表現于初期階段，依舊不具有長期性。城鄉社會民生差距受社會保障支出的沖擊影響在當期表現為明顯的負向效應，而后呈現下降趨勢，在后期逐漸趨向于零。可以看出，社會保障支出對縮小城鄉在經濟發展維度上差距的作用是有限的，更主要發揮著保障社會民生、穩定社會發展的作用，而這也與社會保障的目標和宗旨相一致。但這種驅動隨時間逐漸表現乏力，其長期效應仍有待強化。城鄉經濟發展差距與城鄉社會民生差距受自身沖擊的影響在當期都立刻表現為強烈的正向效應，而后逐漸下降。但城鄉社會民生差距的自身慣性推動作用要強于城鄉經濟社會發展差距，表現出了當前對縮小城鄉社會民生差距的迫切與難度。
6 研究結論與政策啟示
本文通過運用面板向量自回歸（PVAR）模型，對中國其中30個省份2004—2019年的城鎮化、社會保障支出與城鄉發展差距進行Granger因果關系檢驗、廣義矩估計、脈沖響應函數分析、方差分解，研究結果表明：城鎮化、社會保障支出與城鄉發展差距三者之間具有一定的內生相關性。其中，城鎮化發展對社會保障支出水平的提升作用不具有持續性，理性政府在后期更傾向于推動社會保障支出內容與結構的優化。而社會保障支出水平的提升并不總是推動著城鎮化發展，相反可能會抑制其本身的發展活力。此外，城鎮化、社會保障支出與城鄉發展差距在經濟發展與社會民生兩大維度上的動態影響關系存在著明顯的差異性。可在準確把握其動態影響關系的基礎上，探究我國城鄉均衡發展路徑。城鎮化發展與社會保障支出水平提升對縮小城鄉發展差距的作用從長期來看，主要表現在城鄉社會民生差距方面。而對城鄉經濟發展差距的影響則集中于社會發展的初期，農業產業發展逐漸呈現乏力的狀態。城鄉差距的擴大對城鎮化發展以及社會保障支出水平提升具有強烈的抑制作用，其中城鄉社會民生差距的抑制作用則表現得更為激烈，是影響當前以及今后城鎮化與社會保障支出水平的關鍵原因。由此可得出以下相關政策啟示：
第一，提升城鎮化發展質量，優化城鄉發展格局。我國當前處于城鎮化飛速發展的階段，農村人口快速向城鎮聚集，因此需要進一步明確現階段我國城鎮化發展的方向，把握發展的節奏，堅定發展的信心，逐步實現城鎮化發展的由量向質轉變。從政策制度層面建立起均衡城鄉發展的長效保護機制，打破城鄉二元經濟體制結構的制約，優化地區經濟資源、人力資源、社會資源配置，穩定城鄉經濟發展的基礎，充分釋放農村經濟發展的活力。從產業發展層面來看，通過發掘中小城鎮的特色核心產業來形成具有獨特競爭力的產業發展模式，增強當前城鎮發展的質量與水平。發展程度較高的城鎮要做好產業發展定位，提升產業發展層級，同時實現與周邊經濟發展水平較低地區的產業發展良性互動，充分發揮其經濟輻射與帶動作用，提升地區整體的經濟發展能力。
第二，發揮社會保障“靈活性”，增進民生福祉均等化。為進一步強化社會保障支出的現實作用，現階段應該進一步發揮各地政府的主導力量，在結合當前的經濟發展水平的基礎上，對社會保障支出結構進行科學優化，增強資源分配的合理性與社會保障下的保險、救助、福利等方面的實際用處與能力。在強調社會保障城鄉全覆蓋的同時也要實現對于特殊人群及貧困群體的關注與政策的適當傾斜，使每位公民都能夠享有公平的社會保障權利，形成完整的社會保障安全網，充當好補齊市場化社會發展的短板之責。從長期來看，社會保障要始終立足于社會的現實發展與變遷，把握時代內涵，以為人們提供更加美好的生活與發展環境為目標。人們對于社會發展的追求早已不僅僅局限于物資層面，更多在生活層面以至精神層面上提出了要求，而社會保障也應在明確自身責任邊界的前提下，進一步兼顧并實現好其“保障性”與“靈活性”的平衡。
第三，增強農業產業發展競爭力，激發農村整體發展活力。隨著二三產業的崛起，人力、物力等資源從傳統農業領域逐漸開始轉移，以至于極大程度的限制了農業乃至農村地區的整體發展活力。為此，不能僅僅依靠政府財政支出的手段，更應該著眼于塑造以工促農、以城帶鄉的發展形態，通過一系列支農、強農、惠農政策制度的引導形成以政府支持為主體，多方協調配合的農村農業發展格局。具體而言，從政府方面，需大力拓展推動農業產業發展的籌資融資渠道，肩負起改善農村基礎設施條件的重要責任，指明方向、積極引導、不斷強化，逐漸為農村農業產業發展提供良好的發展環境。從農村自身方面，更要注重對專業人才的引進與運用，為現代農業產業發展輸入更加鮮活的血液。此外，更要加強對農村居民的知識技能培訓，提高當前農業勞動力的質量水平，以此構建現代化農業產業發展新格局，激發農村整體發展活力，推動城鄉協調融合發展。
（作者現任湖南師范大學中國鄉村振興研究院教授。鄉村發現轉自：《統計與決策》2022年第21期）
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