地方公共品供給結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)收入差距的影響
——基于省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)

黃文義

（三明學(xué)院 旅游學(xué)院，福建 三明 365004）

地方公共品供給結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)收入差距的影響
——基于省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)

黃文義

（三明學(xué)院 旅游學(xué)院，福建 三明 365004）

在中國現(xiàn)行的財政分權(quán)體制下，地方政府提供公共品的結(jié)構(gòu)產(chǎn)生扭曲，從兩個方面對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生強(qiáng)化作用。一是大量供給旨在發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)和增加地方稅收的經(jīng)濟(jì)性公共品對非經(jīng)濟(jì)性公共品的“扭曲”，通過市場傳導(dǎo)間接加劇了城鄉(xiāng)收入差距；二是公共品供給中城市對農(nóng)村的“扭曲”直接拉大城鄉(xiāng)收入差距。利用1994-2012年省級面板數(shù)據(jù)實證研究的經(jīng)驗證據(jù)表明，公共品供給的扭曲確實會在一定程度上加劇城鄉(xiāng)收入差距。

地方公共品；公共品供給結(jié)構(gòu) ；城鄉(xiāng)收入差距；穩(wěn)健性檢驗

改革開放以來，人民生活水平普遍提高，然而中國城鄉(xiāng)收入差距卻經(jīng)歷了一個先縮小，隨后再度擴(kuò)大并且日趨嚴(yán)重的過程。[1]（P16-25）中國名義城鄉(xiāng)收入比從1983年的1.82持續(xù)上升到2009年的3.33達(dá)到極值，之后有所下降，仍超過3，消除價格因素之后，實際城鄉(xiāng)收入比有所緩和，但仍然懸殊。城鄉(xiāng)收入差距拉大并不是經(jīng)濟(jì)發(fā)展本身的自有結(jié)果[2]（P81-102），其原因很多，而地方政府行為是極為重要的因素。1994年分稅制改革帶來的集權(quán)效應(yīng)引起了地方政府行為的一系列變化[3]（P100-115），作為部分自利的主體，地方政府提供公共品的行為也發(fā)生了相應(yīng)變化。大量研究表明，城市偏向的一系列制度安排和政策措施使得中國城市化進(jìn)程慢于工業(yè)化進(jìn)程，這是造成中國城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大的主要原因[4]（P50-58），[5]（P116-125），[6]（P55-66），[7]（P69-74）。 中國城市偏向政策的形成，根源于20世紀(jì)50年代開始推行的重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略[8]（P11-22），[9]（P1-21），故在新常態(tài)下優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可以縮小城鄉(xiāng)收入差距[10]（P37-44）。城市偏向一系列制度安排的結(jié)果是中國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局，加上中國由戶籍制度義理化的城鄉(xiāng)勞動力市場分割，大大限制了勞動力在

城鄉(xiāng)之間流動。因此，勞動力流動的制度性障礙并引起勞動力市場扭曲，是引起中國城鄉(xiāng)收入差距又一個重要原因[11]（P16-33），[12]（P16-33），[13]（P44-52）。 與現(xiàn)有的文獻(xiàn)不同，本文從財政分權(quán)視角探究地方公共品供給結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)制。

一、公共品供給結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)制

1994年分稅制改革之后，地方政府面臨預(yù)算內(nèi)財政縮水的情況下仍然要承擔(dān)絕大部分地方公共品支出責(zé)任，財政上事權(quán)和財權(quán)不匹配造成了地方政府尤其是基層政府巨大的財政缺口。[14]（P3-9）為了彌補這種缺口，地方政府爭取資本流入，擴(kuò)大稅基，積極地加大基礎(chǔ)設(shè)施投資，發(fā)展經(jīng)濟(jì)和建設(shè)城市的熱情遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于為民眾提供公共服務(wù)的熱情。地方政府熱衷于提供經(jīng)濟(jì)性公共品而忽視非經(jīng)濟(jì)性公共品①的這種“扭曲”，包含了兩個部分：第一，政府過度供給經(jīng)濟(jì)性公共品，過分的土地開發(fā)，投資基礎(chǔ)設(shè)施，大張旗鼓的城市建設(shè)，相伴而來的是農(nóng)民失地，卻沒有得到應(yīng)有補償。在這個快速的不健全的“城市化”過程中，真正受益的是當(dāng)權(quán)者和那些占有生產(chǎn)資料的利益集團(tuán)，而農(nóng)民作為弱勢群體卻處在了更加不利的地位。第二，地方政府對教育、醫(yī)療和社會保障等公共服務(wù)的忽視，這部分直接關(guān)系居民生活福利，卻沒有得到政府應(yīng)有重視。按照經(jīng)濟(jì)學(xué)基本邏輯思路，邊際產(chǎn)出隨著投入增加而遞減，對于非經(jīng)濟(jì)性公共品的供給也是如此。當(dāng)?shù)胤秸畬⒂糜诮?jīng)濟(jì)性公共品剩下的財政資源用于非經(jīng)濟(jì)性公共品時，其所能提供的量與居民的實際需求相差甚遠(yuǎn)，存在嚴(yán)重需求缺口，非經(jīng)濟(jì)性公共品的邊際產(chǎn)出很高。為了獲得與此相對應(yīng)的投資收益（對政府來說是政治收益），地方政府勢必是將公共資源先用于滿足城市居民，而后用于農(nóng)民的量就很少了。對公共品供給結(jié)構(gòu)的剖析可見，這里的“扭曲”有兩層含義：第一層是經(jīng)濟(jì)性公共品對非經(jīng)濟(jì)性公共品的“扭曲”，第二層是非經(jīng)濟(jì)性公共品中城市對農(nóng)村的“扭曲”。因此，公共品供給結(jié)構(gòu)的扭曲對城鄉(xiāng)收入差距也就存在兩個方面的強(qiáng)化作用。

地方政府熱衷于提供經(jīng)濟(jì)性公共品，投資基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，不管是為了吸引資本，還是為了晉升的政治需要，造成的客觀結(jié)果是短期內(nèi)地區(qū)經(jīng)濟(jì)和企業(yè)快速發(fā)展，房地產(chǎn)和城市建設(shè)迅速膨脹。在這個過程中，存在三個利益主體：一是地方政府，其收益來源是土地買賣、城市建設(shè)的稅收收入；二是企業(yè)家（生產(chǎn)資料占有者），其收益來源是企業(yè)發(fā)展帶來的利潤收入；三是勞動者（包括企業(yè)職工、進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民等），其收益來源是工資收入。在這三個利益主體中，地方政府和企業(yè)家是規(guī)則制定者，而勞動者是適應(yīng)規(guī)則的一方，因而在收益分配上，前兩者占據(jù)了絕大部分。經(jīng)濟(jì)性公共品的過度供給帶來的結(jié)果是勞資收入差距不斷擴(kuò)大，即富人相對更富，貧者相對更貧?？紤]到中國現(xiàn)狀，富人大多數(shù)集中于城市地區(qū)，加上戶籍制度和就業(yè)政策等制度性障礙依然存在，比較富裕農(nóng)民更有可能成為城市居民。因此，貧富差距的不斷加劇就意味著城鄉(xiāng)收入差距的拉大。至于地方政府將有限的公共服務(wù)資源優(yōu)先用于滿足城市居民，其造成城鄉(xiāng)收入差距拉大是很直接的，這也可以看成是城市偏向政策造成城鄉(xiāng)收入差距的一個局部體現(xiàn)。

二、計量模型、變量選取和數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定與變量選取

為了實證檢驗公共品供給的扭曲程度對城鄉(xiāng)收入差距的影響，需要控制其他一系列相關(guān)變量后才能得到?？紤]到本文采用的是面板數(shù)據(jù)，雖然模型中沒有不隨時間而變的個體特征變量，但在模型中設(shè)定反映個體異質(zhì)性的不可觀測隨機(jī)擾動項是必要的。同時，為了不失一般性，本文亦在模型中加入反映時間效應(yīng)的變量。因此，本文采用雙向不可觀測效應(yīng)模型，具體如下：

上式中，i和t（t=1994，…，2012）分別表示省份和時間，j代表影響Y的控制變量個數(shù)。本文選取的樣本量包括中國內(nèi)地29個省、直轄市和自治區(qū)，重慶市和西藏自治區(qū)由于數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重排除在樣本之外。Yit代表被解釋變量，c為常數(shù)項，PDit代表公共品供給扭曲程度，α為待

估系數(shù)，Xj代表一系列控制變量，βj為其相應(yīng)的待估系數(shù)。ui是代表個體異質(zhì)性的不可觀測隨機(jī)擾動項，而λt則代表不隨個體差異的時間效應(yīng)，即“第t期”對被解釋變量Yit的效應(yīng)。εit為隨機(jī)擾動項，是其他可能起作用但沒有被模型捕獲的因素，在大樣本中心極限定理的保證下，可以合理地假定εit獨立同分布且服從正態(tài)分布。

被解釋變量衡量的是城鄉(xiāng)收入差距，最常用指標(biāo)是城鄉(xiāng)居民人均收入比，考慮到統(tǒng)計上人均可支配收入并不能完全反映城鎮(zhèn)居民的收入情況，擬用城鄉(xiāng)消費差距來作為衡量城鄉(xiāng)差距的一個補充指標(biāo)。PD是度量公共品供給扭曲程度的指標(biāo)，用各地區(qū)當(dāng)年固定資產(chǎn)投資中政府預(yù)算內(nèi)資金投資額與地方政府當(dāng)年財政支出中公共服務(wù)支出（包括教育、醫(yī)療衛(wèi)生和社會保障三個方面的支出）的比值來衡量②，該比值越大說明地方政府越傾向于短期經(jīng)濟(jì)發(fā)展，理論上對城鄉(xiāng)收入差距的強(qiáng)化作用越大?？紤]到PD指標(biāo)可能存在的內(nèi)生性問題，將引入房地產(chǎn)企業(yè)當(dāng)年開發(fā)成本中的土地費用和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)費之和作為公共品供給扭曲程度的工具變量③。X是包括一系列其他可能影響城鄉(xiāng)收入差距的控制變量，具體見表1。

表1變量的定義與預(yù)期影響

（二）數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計描述

除了城鄉(xiāng)居民消費價格指數(shù)（CPI）取自各省統(tǒng)計年鑒，本文所采用的其余數(shù)據(jù)均來自于中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫（CEIC）。2007年以后，中國對財政支出項目進(jìn)行了調(diào)整，使2007年前后相應(yīng)的公共服務(wù)支出統(tǒng)計指標(biāo)有所不同。1994—2006年數(shù)據(jù)采用的是文教科衛(wèi)事業(yè)費、醫(yī)療衛(wèi)生和社會保障補助支出三項指標(biāo)數(shù)據(jù)之和，2007—2012年，采用的是教育、醫(yī)療衛(wèi)生以及社會保障和就業(yè)支出三項指標(biāo)數(shù)據(jù)之和。各地區(qū)固定資產(chǎn)投資中政府預(yù)算內(nèi)資金投資額在統(tǒng)計年鑒中有相應(yīng)的統(tǒng)計指標(biāo)，即固定資產(chǎn)投資資金來源中的國家預(yù)算內(nèi)資金，因此可以直接采用。對于個別缺失數(shù)據(jù)本文采用線性補插法進(jìn)行補充。

為反映真實的經(jīng)濟(jì)關(guān)系，本文對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。城鄉(xiāng)居民收入數(shù)據(jù)和消費數(shù)據(jù)均按照各地區(qū)當(dāng)年城鄉(xiāng)居民消費價格指數(shù) （CPI）進(jìn)行消脹，北京、天津和上海沒有區(qū)分城鄉(xiāng)物價指數(shù)，和人均GDP一樣，都是按照各地區(qū)當(dāng)年綜合居民消費價格指數(shù)（CPI）進(jìn)行消脹。FDI和

進(jìn)出口總額數(shù)據(jù)均根據(jù)當(dāng)年美元和人民幣平均兌換比價折算成人民幣。本文總樣本數(shù)據(jù)容量包括中國內(nèi)地29個省、直轄市和自治區(qū)1994—2012年的面板數(shù)據(jù)，總計551個樣本容量。

三、實證結(jié)果和穩(wěn)健性檢驗

（一）實證結(jié)果

在前文所列解釋變量中，公共品供給扭曲程度PD是關(guān)鍵變量，為了有效估計其影響系數(shù)α，本文利用1994—2012年省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，其中個體數(shù)n=29，時間跨度T=19，可知是屬于短面板數(shù)據(jù)。由于Hausman檢驗的p值等于0.0000，故模型強(qiáng)烈拒絕隨機(jī)效應(yīng)（RE，random effects），因此本文只報告固定效應(yīng)（FE，fixed effects）模型的回歸結(jié)果，具體見表2。

表2公共品供給結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距：基準(zhǔn)回歸

從表2可以看出，模型（1）（2）（3）只包含個體固定效應(yīng)，模型（1）采用普通標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行回歸，模型（2）則采用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行回歸，此外，考慮到PD和人均真實GDP可能存在的多重共線性，模型（3）中去掉人均真實GDP及其平方項后再進(jìn)行回歸。模型（4）和（5）既有個體效應(yīng)又有時間效應(yīng)，屬于雙向固定效應(yīng)模型，在模型中加入時間虛擬變量后進(jìn)行回歸。模型（6）和（7）則采用工具變量（IV）進(jìn)行回歸，模型（6）內(nèi)生解釋變量為PD，而模型（7）則以人均真實GDP為內(nèi)生變量，兩模型均用房產(chǎn)企業(yè)當(dāng)年完成的投資額為工具變量。

在不同模型設(shè)定下，公共品供給扭曲程度PD對城鄉(xiāng)收入差距的影響幾乎都能在5%顯著性水平上顯著為正。這符合了前文的理論預(yù)期，即公共品供給中經(jīng)濟(jì)公共品對非經(jīng)濟(jì)性公共品

的扭曲確實會在一定程度上強(qiáng)化城鄉(xiāng)收入差距。從回歸結(jié)果影響系數(shù)看，基本上PD一個單位的增加會給城鄉(xiāng)收入差距帶來10%左右的上行拉力。比較模型（1）和（2），可知普通標(biāo)準(zhǔn)誤和聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤之間差距并不大，并且采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤后反而使系數(shù)影響不顯著，從而可以判定模型隨機(jī)擾動項在大樣本下基本滿足獨立同分布的假定條件。模型（3）去掉人均GDP及其平方項之后，回歸系數(shù)影響仍然顯著，說明PD和人均真實GDP之間確實存在某種程度的多重共線性，但并不影響顯著性，故在后面模型中繼續(xù)放入人均GDP及其平方項。在模型（4）中加入了從第2期到第19期的時間虛擬變量后，整個模型的解釋力更強(qiáng)了，但系數(shù)影響變得不顯著了。通過判斷時間虛擬變量的顯著性，發(fā)現(xiàn)只有從第2期到第8期的變量在1%顯著性水平上顯著，故而在模型（5）中只包含這些影響顯著的時間虛擬變量?；貧w結(jié)果更加理想，整體顯著性水平并未下降，而且系數(shù)影響也變得顯著了。在工具變量回歸中，通過比較R2的值，可明顯地確定模型中人均GDP才是更合理的內(nèi)生解釋變量，而PD的內(nèi)生性問題不是很嚴(yán)重。

此外，上述不同回歸結(jié)果中，另一個基本滿足在 1%顯著性水平顯著的變量是 govexpratio，且系數(shù)為正。這符合了本文的理論預(yù)期，即政府在提供公共品時城市對農(nóng)村的扭曲也會顯著帶來城鄉(xiāng)收入差距拉大。其他控制變量，在比較理想的四個模型（1）、（3）、（5）、（7）中，城市化影響有正有負(fù)，但都不顯著；人均真實GDP及其平方項影響系數(shù)雖然顯著但是很小，這就證實了經(jīng)濟(jì)發(fā)展本身并不是城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的原因[2]（P81-102）；進(jìn)出口和外商直接投資（FDI）占GDP比重并不能顯著影響城鄉(xiāng)收入差距，但FDI的影響系數(shù)為負(fù)，不符合理論預(yù)期，這可能是因為外商來華直接投資，更多的是出于勞動力考慮，能在一定程度上為農(nóng)民工帶來工資性收入。最后，代表所有制結(jié)構(gòu)的soe-ratio變量在多數(shù)模型中影響系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，說明公有制對縮小城鄉(xiāng)收入差距會有一定作用。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了讓實證結(jié)果能夠更好地反映真實經(jīng)濟(jì)關(guān)系，本節(jié)對主要結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。首先，考慮到基礎(chǔ)設(shè)施投資建設(shè)具有一定建設(shè)期，因此可能存在滯后效應(yīng)。表3前兩列分別報告了PD解釋變量滯后一期和滯后三期的回歸結(jié)果，從回歸結(jié)果可以看出公共品供給的扭曲會持續(xù)地對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生拉大作用，而且滯后三期對收入差距的影響最大，可以在1%水平上顯著，表中沒有報告PD滯后五期的結(jié)果，是因為影響系數(shù)已經(jīng)不顯著。這說明對大多數(shù)基礎(chǔ)設(shè)施投資建設(shè)而言，在建設(shè)3年左右工程即將竣工時，投資者開始回收成本并盈利，但所用工人會減少，帶給工人工資性收入的效應(yīng)開始減少，而企業(yè)的收益效應(yīng)開始增加。其次，用城鄉(xiāng)消費支出之比來作為城鄉(xiāng)差距的一個輔助指標(biāo)，結(jié)果見模型（3）。雖然總體解釋力不強(qiáng)，但PD系數(shù)還是在5%水平上顯著為正，這也從側(cè)面證實了本文的理論假說。再次，中國分稅制改革是從1994年開始，到2000年已有六七年時間，為了驗證前文結(jié)論是否具有時期穩(wěn)健性，分別用FE和混合估計法對2000年以后的樣本進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果由模型（4）和（6）給出，結(jié)果顯示PD都能滿足在5%顯著性水平上顯著為正?？梢?，進(jìn)入21世紀(jì)的地方政府在提供公共品上的扭曲局面仍然沒有改變，仍然在為增長而競爭，關(guān)注重點仍然是地區(qū)短期內(nèi) （更確切地講是在其任期內(nèi)）經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，而對于關(guān)系民生的公共服務(wù)供給仍然嚴(yán)重不足。最后，考慮到京、津、滬三大直轄市各項指標(biāo)都要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他省份，為了檢驗更為一般情況，在模型（5）和（7）中將京、津、滬三個地區(qū)剔除出回歸樣本，（5）采用的是FE進(jìn)行估計，（7）則采用工具變量（IV）進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示PD變量的系數(shù)依然至少在10%水平上顯著為正。這進(jìn)一步證實了前文的理論預(yù)期和實證結(jié)果，分稅制改革作為一項國家層面的政策措施，對中國內(nèi)地全境行政單位都會產(chǎn)生影響，使得各地方政府的財政支出行為發(fā)生相應(yīng)變化，為增長而競爭成為一個普遍現(xiàn)象，因此本文結(jié)論具有一定普遍解釋力。

在其他控制變量中，地方政府通過財政支出參與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的程度越大，仍然會顯著地拉大城鄉(xiāng)收入差距，其主要原因是地方政府財政

支出中的城市偏向，而這也證實了本文另一個理論假說的穩(wěn)健性。其余控制變量，在大多數(shù)穩(wěn)健性檢驗的回歸模型中，都能契合前面基本回歸中的結(jié)論。由此可見，本文主要結(jié)論是穩(wěn)健的，相應(yīng)理論解釋存在一定的普遍適用性。

表3公共品供給結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距：穩(wěn)健性檢驗

四、結(jié)論與政策啟示

1994年分稅制改革是我國財稅制度建設(shè)的里程碑，但隨著國內(nèi)外發(fā)展形勢的變化，現(xiàn)行財稅制度已經(jīng)不能完全適應(yīng)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的要求。[15]（P2-5）在現(xiàn)有財政分權(quán)體制下，地方政府事權(quán)和財力不夠匹配，地方為獲得短期經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展而熱衷于提供經(jīng)濟(jì)性公共品，對于公共服務(wù)這類非經(jīng)濟(jì)性公共品供給則嚴(yán)重不足。地方公共品供給中經(jīng)濟(jì)性公共品對非經(jīng)濟(jì)性公共品的扭曲，會顯著地拉大城鄉(xiāng)收入差距。

基于研究結(jié)論，可以提供以下政策啟示：首先，要進(jìn)一步深化財稅體制改革，建立現(xiàn)代財政制度。其中最重要就是要健全中央和地方事權(quán)和支出責(zé)任相適應(yīng)，財力和事權(quán)相匹配的財政體制。合理劃分中央和地方事權(quán)和支出責(zé)任，適度擴(kuò)大中央事權(quán)和支出責(zé)任，完善轉(zhuǎn)移支付制度，以減輕地方政府的財政支出壓力，從而減輕為增長而競爭的壓力，鼓勵地方政府加強(qiáng)公共服務(wù)支出。其次，要改良對地方政府官員的政績考核制度。一是淡化GDP指標(biāo)在政績考核中的重要性，例如提倡綠色GDP等。二是要將當(dāng)?shù)?/p>

居民對地方官員的評價納入考核體系，形成對地方政府在提供公共服務(wù)方面的一個政績考量壓力。最后，要繼續(xù)堅持以公有制為主體，多種所有制共同發(fā)展的基本經(jīng)濟(jì)制度。堅持公有制主體地位不動搖，這是發(fā)展社會主義市場經(jīng)濟(jì)的基本保證，也是我國實現(xiàn)共同富裕的根本保證。

注釋：

① 這里是按照公共經(jīng)濟(jì)學(xué)的通行做法，將公共品區(qū)分為經(jīng)濟(jì)性和非經(jīng)濟(jì)性兩大類，前者以道路、電力、能源、通信等基礎(chǔ)設(shè)施為代表，能在短期內(nèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；后者以教育、醫(yī)療服務(wù)和社會保障等公共服務(wù)為主，主要利于居民福利增加和經(jīng)濟(jì)長期發(fā)展。

② 固定資產(chǎn)投資具有兩重性，既對生產(chǎn)構(gòu)成需求，又能增加生產(chǎn)能力，可以從供求兩個方面實現(xiàn)其促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的最終目的，因而考察固定資產(chǎn)投資中的政府投資行為可以很好地考量地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)的熱情?？梢姡霉潭ㄙY產(chǎn)投資中政府預(yù)算內(nèi)資金投資額與地方政府公共服務(wù)支出的比值能夠較好地說明地方政府為追求經(jīng)濟(jì)增長而忽視非經(jīng)濟(jì)性公共品的“扭曲”程度。

③ 很顯然，房地產(chǎn)企業(yè)這兩項投資費用越高，說明地方政府越傾向于土地開發(fā)，相應(yīng)基礎(chǔ)設(shè)施投資和城市建設(shè)的前提條件越是具備，公共品扭曲程度的可能性越高。在實證分析中，由于這兩項明細(xì)項目指標(biāo)并無統(tǒng)計數(shù)據(jù)，因而本文用房產(chǎn)企業(yè)當(dāng)年完成的投資額作為替代指標(biāo)，考慮到土地費用和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)費占房產(chǎn)企業(yè)投資成本中很大一部分，這樣的替代可行。

④ 這里用城鎮(zhèn)人口占常住人口比重是基于以下考慮：進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民從戶籍層面還是屬于農(nóng)村居民，但實際上他們已經(jīng)脫離農(nóng)業(yè)，參與到城市化建設(shè)的進(jìn)程中來，造成城鎮(zhèn)常住居民中會有一部分人并沒有城鎮(zhèn)戶籍。而在統(tǒng)計口徑上城鎮(zhèn)人口比非農(nóng)人口的主體要大得多，它考慮了戶口雖未落戶城鎮(zhèn)，但已居住在城鎮(zhèn)，工作、生活并且已經(jīng)達(dá)到一定期限的人員。因此，用城鎮(zhèn)人口占常住總?cè)丝诒戎啬芨鎸嵉乇憩F(xiàn)城市化水平。

⑤ 人均真實GDP是模型中另一個可能存在內(nèi)生性的變量，因為地方政府提供經(jīng)濟(jì)性公共品的直接結(jié)果就是短期經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，因而它既可能與PD之間會存在多重共線性，又可能與隨機(jī)擾動項ε之間存在相關(guān)性。

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（責(zé)任編輯：劉建朝）

The Distorted Supply Structure of Public Goods and Urban-Rural Income Gap: Empirical Evidence Based on Provincial Panel Data

HUANG Wenyi
(College of Tourism,Sanming University,Sanming 365004,China)

Under the current system of fiscal decentralization in China,the supply structure of public goods provided by the local governments has been distorted,which takes a reinforcement on the Burban-rural income gap from two aspects. Firstly,the supply distortion between a massive economical public goods which is used for the local economic development and tax increase and the non-econom ical ones can indirectly increase the urban-rural income gap through market conduction. Secondly,the supply distortion of non-economical public goods between urban and rural areas can directly w iden the urban-rural income gap.Enjoying provincial panel data from 1994 to 2012,the empirical studies have found that the distortion of public goods supply can indeed significantly increase the urban-rural income gap to some extent.

the local public goods;supply structure of public goods;urban-rural income gap;robust test

F124.7

A

1673-4343（2016）05-0028-07

10．14098／j．cn35－1288／z．2016．05．006

2016-09-20

黃文義，男，福建莆田人，講師，博士。主要研究方向：政治經(jīng)濟(jì)學(xué)。