财政分权的城乡收入差距效应*

改革开放以来，我国经济建设取得了令人瞩目的成就，1998—2015年经济平均增长率维持在9%左右，远超出政府设定的预期值，人民生活水平较以往有了显著提升。然而，在经济建设快速发展的同时，城乡收入差距日益凸显：城乡收入比由1998年的2.5上升到2010年的3.3，增长了近32个百分点；2011—2015年虽略有下降，但仍然维持在3倍左右的高水平。近年来，这种居高不下的城乡收入比呈现出扩大趋势，严重影响到我国经济的健康运行。

一、文献综述

针对我国城乡收入差距不断扩大的事实，找出造成这种差距的原因尤为紧迫。为此，学者从不同角度针对此问题展开了研究。有学者认为，城乡收入差距源于我国长期以来的二元经济结构(陈宗胜、宗振利，2014)[1]；胡晶晶(2013)[2]认为，我国作为一个发展中国家，始终处在农业结构与工业结构并存的格局中，基于发展现代工业的需要，长期以来财政政策、产业政策有意识地向工业部门倾斜，重工业轻农业的发展加大了城乡收入差距。除此之外，还有学者从人力资本投资、金融发展差异角度分析我国产生城乡收入差距的原因：张伟、陶士贵(2014)[3]认为，对农村人力资本投资重视不足导致我国农民整体收入偏低；杨晓军(2013)[4]研究发现，人力资本与城乡收入差距之间存在长期均衡关系，城市偏向性的人力资本投资扩大了城乡收入差距，而对农户的人力资本投资则缩小了城乡收入差距；胡宗义、李鹏(2013)[5]从金融发展环境的二元性视角进行研究，认为农村正规金融和非正规金融对抑制城乡收入差距均有显著作用。除上述研究之外，还有学者从以下视角研究了导致城乡收入差距扩大的原因：中国城乡一体化的推进过程(欧阳志刚，2014)[6]；城市化进程(余菊等，2014)[7]；劳动力流动(李宾等，2013)[8]；制度变迁与政府行为(余菊、邓昂，2014)[9]；劳动力质量(钞小静、沈坤荣，2014)[10]；产业结构与对外开放(袁冬梅等，2011)[11]。

近年来，鉴于财政政策在促进地区经济发展过程中所发挥的重要作用，有学者把视角转向财政领域，试图通过对财政领域的研究揭示我国产生城乡收入差距的原因。文峰(2009)[12]通过财政农业支出对二元经济转换效果进行研究，认为财政农业支出可以有效促进二元经济结构的转变、缩小城乡收入比；田华、金卫建(2016)[13]从财政社会保障和就业支出的角度指出，完善农村财政保障支出和就业可以提高农村居民的收入水平。虽然有学者从财政角度去考虑城乡收入差距产生的原因，但是大多数研究主要集中在财政支出结构的偏向性上，从财政分权角度研究较少，对于财政分权能否有效缩小城乡收入差距，不同的财政分权理论有着不同的观点。第一代财政分权理论中，Musgrave(1959)[14]和Oates(1972)[15]认为，“财政收入的支配权应该归中央统一管理与使用，地方政府不应该过多参与地方收入的再分配”。财政分权会使收入较高的个体具有较低的税负水平，不利于增加国家的财政收入，从而影响财政政策在经济发展过程中所发挥的效力，不能有效抑制个体间的收入不平等。第二代财政分权的理论观点与第一代有着截然相反的论调，McKinnon(1997)[16]、Qian和Weingast(1997)[17]认为，实施财政分权后地方政府之间的竞争要比以前激烈，由于地方政府在管理本地区事务方面不存在信息不对称问题，会比中央政府在缩小城乡收入差距问题上做得更出色。第二代财政分权理论认为，分权影响收入差距的途径有直接和间接两种：直接途径是分权后地方政府可以重新制定更适合本地区的税收制度。例如，实行累进所得税制度以及改变财政支出结构的偏向性，可以对本地城乡收入差距的扩大化起到一定的抑制作用。间接途径则是财政分权后，地方政府获得了发展本地经济的财力自主权，充分调动了地方政府发展本地经济的积极性，有利于地方经济水平的提高，从而缩小城乡收入差距。Tresch(1981)[18]认为，地方政府能否缩小个体间收入差距的关键是其是否具有管理本地方的财政自主权。

我国从经济发展实际出发，于1994年开始实行财政分权，将部分财权和事权下放至地方，使地方政府能够结合本地区经济发展实际和经济发展过程中出现的矛盾改变财政支出结构方向，进而促进本地区经济发展，缩小城乡收入差距。基于我国财政支出结构的偏向性不同，学术界出现了不同的声音：一种观点是基于Tiebout(1956)[19]理论，即所谓“用脚投票”的理论观点。该理论假设“人口流动不受限制、存在大量辖区政府、各辖区政府税收体制相同、辖区间无利益外溢、信息完备”。由于辖区政府提供的公共产品和税负组合不同，各地区居民可以根据其最大偏好选择居住地，分权后地方政府有可能把财政资金投入到关系民生发展的非生产领域，如社会保障与就业、科教文卫、城镇化措施、人力资源再培训等，同时提高农村地区人力资本水平，改善其劳动技能，进而缩小城乡收入差距(高锦涛，2014)[20]。另一种观点基于中央对地方政绩考核的标准以及官员职位的升迁，认为在唯GDP锦标赛式自上而下的考核下实行财政分权，地方政府可能会为达到上级对其业绩的考核标准将财政支出大部分投入到以城市为中心的生产领域，使得财政支出带有城市偏向性。这虽促进了城市经济的繁荣，提高了城市居民的收入水平，但农村地区由于长期得不到财政资金的支持，经济发展相对缓慢，农民增收困难，拉大了城乡收入差距(陶然、刘明兴，2003；马光荣，2010；贺俊、吴照龚，2013)[21-23]。马万里和李齐云(2013)[24]从制度角度考虑了财政分权与城乡收入差距的关系，认为财政分权是导致我国现阶段城乡收入差距扩大化的体制根源。

通过对已有文献的梳理发现，多数学者对这一问题的研究主要集中在实证领域，对二者理论机制的阐释较少且多局限于定性分析，缺少可靠的数理证明。同时，在实证领域中多数研究以全国为样本展开，而在区域划分基础上对此问题的研究则较少，很容易忽略财政分权对城乡收入差距影响的地区差异。鉴于此，本文对其展开了研究。

二、理论分析

本文以第二代财政分权理论为基础，为财政分权与城乡收入差距之间的作用关系构建理论框架(1)一般来说，城市部门与农村部门生产要素的产出弹性不同，城市部门要素的产出弹性要高于农村部门。如果按生产要素边际贡献进行分配，城市部门所获得的收入要高于农村部门。但为了保持在两部门边际要素贡献相同前提下只分析政府财政支出对城乡收入差距的影响，本文假定两部门要素的产出弹性相同。，从数理的角度对二者关系进行推演。

该理论的前提是假设地方政府具有比中央政府更了解本地经济主体的偏好，也就是说地方政府对本地经济拥有完全信息，而中央政府拥有不完全信息，存在信息失真的效率损失。假定城市地区和农村地区具有相同结构的生产函数和效用函数以及相同的生产要素产出弹性，辖区有两个代表性的经济主体，即城市居民和农村居民，其初始收入分别为Wc和Wu，且Wc>Wu，初始的城乡收入比为

式中：Yc为城市部门的初始收入；Yu0为农村部门的初始收入。

(1) 分析财政集权情况，在这种环境里中央政府完全掌握辖区内财政资源的配置。中央政府的财政收入源自于税收，税率为ξ且政府税收主要用于以下三个方面的支出：

① 农村居民转移支付总额T。城市部门用于生产投入的资本为Kc=(1-ξ)Wc，农村部门可用于生产投入的资本为Ku=(1-ξ)Wu+θT。其中θ(0<θ<1)为中央政府的信息失真度，具体含义为由于中央政府相对地方政府对农村拥有不完全信息，所以存在效率损失，只有θT数量的转移支付进入农村部门居民手中，(1-θ)T为由于信息缺乏导致的损失数额，当θ=1时转移支付T全部转移到农村居民手中。

② 城市和农村提供生产建设性支出，即θPc和θPu。城市部门的生产函数为

农村部门生产函数为

③ 城市部门和农村部门提供的公共产品和公共服务，即θGc和θGu。城市居民的效用函数为

农村居民的效用函数为

故政府预算约束为Pc+Gc+Pu+Gu=ξ(Wc+Wu)-T，政府决策规则满足社会福利最大化原则，因此规划函数表示为max(Uc+Uu)。

构造拉格朗日方程，即

得到

其经济含义是追求社会福利最大化的中央政府会在城市部门和农村部门均等地分配生产性支出和公共产品，增加1单位生产性支出带来的社会福利边际值等于增加1单位公共产品的社会福利边际值。

因此，财政集权下的城乡收入比可表示为

由于参数0<ξ<1，0<θ<1，可得

说明在财政集权下中央政府实行统筹的财政配置，在追求社会福利最大化原则下可以有效缩小城乡收入差距。

(2) 考虑财政分权情形，由于假设地方政府相比中央政府更能了解本地经济个体的偏好，即不存在信息失真问题，信息效率损失系数θ=1，故实行财政分权下的城乡收入比可表示为

可得

说明在了解本地居民偏好方面，由于地方政府比中央政府具有更完全的信息，实行地方财政分权相较中央政府统筹统支的财政资源配置更能缩小城乡收入差距。

三、实证分析

1. 模型设定

根据理论阐释，地方财政分权会影响城乡收入差距。然而城乡收入差距具有时间滞后效应，即城乡收入差距的过去值会对当前值产生影响，因此将计量模型设定为动态面板模型可以更好地反映实际。由于动态面板解释变量含有被解释变量的滞后项，如果直接进行最小二乘法回归会产生严重的内生性问题，进而导致方程估计失效。因此，本文采用Arellano-Bond(1991)提出的差分GMM和Biundell-Bond(1998)提出的系统GMM进行估计，模型设定为

式中：IncomeGap为城乡收入差距；IncomeGap(-1)为城乡收入差距的一阶滞后；FD1为财政分权的收入指标，FD2为财政分权的支出指标，FD3为财政自由度指标；Control为除财政分权之外影响城乡收入差距的一组控制变量；ε为随机误差；α、β、γ、λ为模型的待估计参数。

其中：式(5)为基本方程，式(6)为添加不同控制变量后的扩展方程，式(7)、(8)为替换原有衡量财政分权收入指标后的稳健性检验方程。为了消除回归过程中产生的异方差问题，模型对各变量取对数处理。

2. 变量选取和数据来源

变量分为被解释变量、核心解释变量、控制变量，具体定义如表1所示。

本文样本区间为1998—2015年，数据根据各省《统计年鉴》《中国财政年鉴》《中国教育年鉴》《中国人口年鉴》《中国金融年鉴》计算得出。其中2013年个别数据缺失，为保证数据连续性，采用插值法进行补齐。由于西藏自治区部分数据缺失严重，为保证数据可靠性将其剔除，将余下的30个省市作为样本观测值。

3. 描述性统计

对各指标进行描述性统计，结果如表2所示。

图1是财政收入分权与城乡收入差距的散点拟合图，可以初步判断二者之间呈负相关关系，即城乡收入差距随着财政收入分权度的增加而递减。散点图只说明了二者之间的相关性，还不能据此判断财政收入分权引起城乡收入差距缩小的原因。为此，我们需要建立更加严格的计量经济模型判断二者因果关系。

4. 回归分析

财政分权对城乡收入差距回归分析结果如表3所示。

由表3可知，Wald-test值具有较高的统计显著性，说明各个模型对回归方程系数的联合检验非常有效；Sargan-test值均高于0.900 0，说明方程不存在过度识别问题，所采用的工具变量有效。

AR(1)概率值均小于0.001，AR(2)概率值均大于0.100，说明模型存在一阶自相关，但不存在二阶自相关，故可以接受“随机扰动项不存在自相关”的原假设，模型总体设定合理。

注：圆括号里的数值代表t统计量值，方括号里的数值代表标准误差。Sargan-test是对GMM估计量的过度识别检验，Wald-test是对系数联合显著性的检验，原假设工具变量有效。AR(1)-test与AR(2)-test分别表示序列相关的一阶、二阶检验。***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平下显著。下同。

模型1为基准模型估计结果，模型2～8为添加不同控制变量后的回归结果。整体上看，模型1～8核心解释变量回归结果相当稳健，在添加不同控制变量后财政收入分权缩减城乡收入差距的效果并未改变，均在1%的显著水平上通过了t检验。

分析模型8变量的经济意义可知，城乡收入差距的滞后项对自身的当期影响显著为正，说明城乡收入差距的滞后效应拉大了城乡收入差距。这是由于城乡收入差距容易在一定的制度环境里固化，具体而言，拥有财富存量较多的个人相对于存量稀缺的个人具有更高的投资冲动，更倾向于将财富转化为资本进行投资提高原有的财富存量水平，形成了“富者越富，贫者越贫”的马太效应。由于资本的逐利性和累积效应，使得城乡收入差距在一定时期内难以消除，甚至会呈现扩大趋势。考察财政分权对城乡收入差距的影响发现，财政分权与城乡收入差距负相关，财政分权每提高1个单位会使城乡收入差距缩小0.074 1个单位，这与前文理论阐释相一致。我国自1994年实行分税制改革以来，通过财政分权扩大了地方政府的财政自主权。地方政府相对于中央政府更了解本地居民的偏好，实行财政分权后能够把更多的财政资源投入到发展民生的经济领域，提高财政资源使用效率，营造就业市场以承接农村剩余劳动力的转移与安置，从而有效缩小了城乡收入差距。

进一步考察控制变量对城乡收入差距的影响发现，人力资本、城镇化水平、人均GDP增长率、金融市场环境、第一产业占GDP比重、对外开放水平、市场化进程均对城乡收入差距具有显著影响。具体而言：

人力资本每增加1个单位，可以使城乡收入差距降低0.117 9个单位。这是由于平均受教育年限增加意味着人力资本水平提高，有利于提升农村劳动者的边际生产率，进而提高其工资水平，有效缩减与城市劳动力的收入差距。

城镇化水平每提高1个单位，可以使城乡收入差距缩小0.018 0个单位。这是由于较高的城镇化水平为农民提供了更多的就业机会，吸纳更多的农村剩余劳动力转移到城市，在解决城市用工荒的同时也增加了农民的非农劳动收入，进而降低了城乡收入比，有效缩小了城乡收入差距。

人均GDP增长率每增加1个单位，可以使城乡收入差距缩小0.076 0个单位。这是由于随着我国经济的不断发展，各地方的财政收入也在不断增加，使得地方政府更加有能力完善农村的基础设施建设，推进农村现代化与城市化进程，做好农村地区的各项基本保障措施。除此之外，在经济发展过程中，由于先发展起来的城市经济已经接近饱和，开始出现拥挤效应，城市内的各项经济资源势必会通过外部溢出效应向农村蔓延，以寻求较低的经济运行成本。这就带动了农村经济的发展，提高了农村居民收入水平，有效缩小了城乡收入差距。

完善的金融市场环境对城乡收入差距具有抑制作用。良好的金融市场环境有利于提高企业融资效率、降低企业融资交易成本、吸纳更多中小企业，从而产生对农村剩余劳动力的引致需求，增加农村居民收入，有效缩小城乡收入差距。

第一产业占GDP的比例大，说明该地区的产业结构处在较低的水平。结合我国农民收入构成的现状发现，我国大多数农民技术水平较低，就业主要集中在技术相对落后的第一产业。故第一产业占GDP比重越大，越有利于增加其收入、缩小城乡差距。

对外开放水平每提高1个单位，城乡收入差距扩大0.005 2个单位。这归因于外资企业一般属于资本或技术密集型行业，对劳动力的能力要求较高，对外开放使得人力资本较高的城市高技能劳动者的收入水平得到了提高，从而扩大了城乡收入差距。相对而言，农村劳动者由于自身技术和人力资本水平较低，多从事技术含量低的劳动密集型工作，得到的劳动报酬也相对较低，进一步扩大了城乡收入差距。

市场化进程每放缓1个单位，城乡收入差距扩大0.058 6个单位。这是由于国有经济成分越高，市场化进程就越慢，限制了私人经济发展，缩减了工作岗位数量，不利于农村非技能劳动力的就业，进而加大了城乡收入差距。

在区域划分的基础上研究财政分权对城乡收入差距的影响，结果如表4所示。由表4可知，财政分权对城乡收入差距的影响存在明显的地区差异。财政分权度每增加1个单位，城乡收入差距在东部、中西部分别缩小0.021 5、0.118 3个单位。这说明财政分权对城乡收入差距的抑制效果在经济欠发达的中西部优于发达的东部地区。造成这种差异的主要原因是东部地区的财税机制相对于中西部地区更具效率与灵活性，财税改革空间较小。根据边际效应递减原理，相对于中西部而言，随着东部地区财政分权度的加大，其对城乡收入差距抑制效果所释放的刺激效应递减。与此相反，由于中西部地区的财税机制不灵活，财税改革的空间相对较大，随着财政分权度的加大，其对城乡收入差距抑制效果所释放出的刺激效应增强。这势必会造成财政分权对城乡收入差距的抑制效果在经济欠发达的中西部要优于经济发达的东部。

5. 稳健性检验

分别用财政支出分权FD2、财政自由度FD3来替换原有解释变量财政收入分权FD1进行回归结果的稳键性检验，结果如表5所示。由表5可知，在模型1、2中财政自由度FD2可以有效缩小城乡收入差距，财政自由度每增加1个单位，可以使城乡收入差距分别降低0.032和0.037个单位。通过变量替代，验证了原有变量FD1对城乡收入差距的抑制作用。同理，模型3、4用财政支出分权FD2作为财政收入分权FD1的替代变量进行检验，结果表现出一致性，说明模型回归结果稳健。

四、结论与对策建议

1. 结论

(1) 理论研究表明，由于地方政府相对中央政府更能了解本地居民偏好，通过财政分权这种制度安排形式，降低了政府与居民之间的信息不对称程度，保证了地方政府财政资源的配置效率与使用效率。财政分权通过影响财政支出结构影响城乡收入比，进而有效缩小城乡收入差距。

(2) 实证分析结果显示，财政分权、人力资本、城镇化水平、人均GDP增长率、金融市场环境以及第一产业比重与城乡收入差距负相关，可以有效地缩小城乡收入差距。较低的市场化进程和对外开放水平与城乡收入差距正相关，即加大了城乡收入差距。通过分区域回归发现，财政分权对城乡收入差距的影响存在地区差异，其缩小城乡收入差距的效果在经济欠发达的中西部地区要好于经济发达的东部地区。稳健性检验结果表明，替换后的指标与原指标对城乡收入差距的影响效果具有一致性，验证了实证研究结果的可靠性。

2. 对策建议

(1) 地方政府要根据本地区经济社会发展水平、区位特点、资源禀赋，合理地优化财政资源和财政支出结构，增加对农村落后地区的生产建设性支出与社会保障支出，改善农村落后地区的基础设施条件，进一步加强对农支出，完善农村金融市场环境，为农村中小企业贷款融资提供便利。

(2) 协调城乡统筹发展，加大对农村地区科教文卫以及社会保障支出，尤其是加大对中西部落后地区的财政支出力度，增加中西部地区的公共产品供给，改善西部地区的投资环境，改变唯GDP衡量地方政府政绩的现状，促进地区经济协调发展。

(3) 政府财政应加大对农村教育的投资力度，整合教育资源，优化教育结构，使教育资源更多地向农村落后地区转移，提高农村劳动者的平均受教育年限，在农村大力发展职业教育，加大对农村劳动者的职业再培训力度，全面提高农村劳动力技能。

(4) 大力推进城镇化和工业化，在城市和农村地区优化产业布局：在城市大力发展第二、三产业，积极吸引农村剩余劳动力，提高农村剩余劳动力的非农业收入；与此同时，在农村大力发展附加值高的农业特色产业，为农民增收创造条件，切实提高农民劳动收入。

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