中國(guó)式財(cái)政分權(quán)與地區(qū)收入差距
——基于不同分權(quán)維度的分析

焦 健，羅鳴令

一、引 言

在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革過(guò)程中，中國(guó)在過(guò)去的30多年經(jīng)歷了前所未有的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。人均可支配收入從1978年的384元增長(zhǎng)到2016年的23821元。收入的快速增長(zhǎng)顯著降低了我國(guó)的貧困率，從改革初期的64%下降到當(dāng)前的5.5%。然而，一個(gè)國(guó)家居民的經(jīng)濟(jì)福利不僅受人均收入和貧困率的影響，還受收入差距的影響[1]。收入差距的擴(kuò)大是市場(chǎng)力量產(chǎn)生強(qiáng)勁增長(zhǎng)的自然結(jié)果。然而，對(duì)于我國(guó)，至少在某種程度上而言，它具有更為強(qiáng)烈的“人為性”因素和制度性因素，一些政策可能使收入差距加劇了，而不是減輕了。一般理論認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)政策在減少收入差距方面可以發(fā)揮積極作用，然而Dollar(2007)認(rèn)為：財(cái)政分權(quán)賦予省級(jí)及以下地方政府更多的公共支出和收入方面的權(quán)力和自治權(quán)，有可能會(huì)導(dǎo)致更大的收入差距。他指出：在高度分權(quán)的財(cái)政體制下，地方政府主要依靠地方財(cái)政收入提供基本公共服務(wù)，如基礎(chǔ)教育和醫(yī)療衛(wèi)生、養(yǎng)老等方面。假設(shè)最初各省之間的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和收入基礎(chǔ)差異較大，財(cái)政分權(quán)會(huì)使中央政府在再分配和均等化方面的作用削弱，導(dǎo)致地區(qū)間收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大[2]。事實(shí)上，中國(guó)的財(cái)政體制在支出方面的分權(quán)比發(fā)達(dá)國(guó)家及中等收入國(guó)家都要分散。從總體規(guī)模上看，2015年地方公共支出占全國(guó)公共支出的比重已達(dá)85.48%，從分項(xiàng)支出看，地方政府在全國(guó)教育支出中承擔(dān)的支出責(zé)任比重是94.83%，在全國(guó)社會(huì)保障和就業(yè)支出中承擔(dān)的支出責(zé)任比重是96.20%*數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(2015)》。，地方政府幾乎承擔(dān)了除國(guó)防、外交以外的全部公共支出。中國(guó)公共支出的分權(quán)導(dǎo)致多地區(qū)由于收入缺口難以維持其基本公共服務(wù)的投入。

雖然中國(guó)式的財(cái)政分權(quán)所特有的財(cái)政和政治激勵(lì)機(jī)制可能會(huì)雙向驅(qū)動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，但各省初始稟賦和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的差異往往會(huì)轉(zhuǎn)化為地區(qū)收入差距的擴(kuò)大[3](張曉波，2006)。由于1994年分稅制改革的側(cè)重點(diǎn)是收入方面的集中，由此形成了財(cái)力與支出責(zé)任不對(duì)等，中央政府通過(guò)財(cái)政轉(zhuǎn)移的形式將集中的資源轉(zhuǎn)移給地方政府，地區(qū)收入差距很大程度上取決于中央政府的財(cái)政轉(zhuǎn)移支付能否對(duì)地方政府間發(fā)揮平衡作用。因此，中國(guó)式的財(cái)政分權(quán)體制是導(dǎo)致地區(qū)收入差距拉大的制度根源[4-5](賈康，2010，李稻葵，2011)。

二、財(cái)政分權(quán)與地區(qū)收入差距相關(guān)文獻(xiàn)

(一)財(cái)政分權(quán)與地區(qū)收入差距關(guān)系的理論研究

財(cái)政分權(quán)與地區(qū)收入差距關(guān)系的爭(zhēng)論始于Tiebout(1956)和Oates(1972)的分權(quán)理論。Tiebout(1956)指出：在財(cái)政分權(quán)和要素的充分流動(dòng)下，公眾可以根據(jù)自己的偏好對(duì)公共物品和稅收進(jìn)行權(quán)衡對(duì)比，自由選擇對(duì)其最有利的地區(qū)，即所謂的“用腳投票”理論。因此，財(cái)政分權(quán)會(huì)導(dǎo)致地方政府更有效地提供地方性公共物品[6]。Oates (1972)進(jìn)一步發(fā)展了Tiebout的財(cái)政分權(quán)思想，通過(guò)構(gòu)建分權(quán)政策的理論分析框架，對(duì)集中和分散提供公共物品之間進(jìn)行了權(quán)衡，逐步形成了財(cái)政聯(lián)邦主義。該理論表明：在不考慮地區(qū)間偏好的差異性和溢出效應(yīng)的假設(shè)下，分散提供公共物品有利于改善社會(huì)福利[7]。該理論建立在政府的目標(biāo)是最大限度地提高社會(huì)福利和公共產(chǎn)品提供一致性這兩個(gè)關(guān)鍵假設(shè)。

Qian和Roland(1998)從地方政府預(yù)算約束的角度提出：財(cái)政分權(quán)與資本的完全跨地區(qū)流動(dòng)可以硬化地方政府的預(yù)算約束，提高各級(jí)政府效率并可以使地方政府擁有更大的能力來(lái)促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展，并指出，如果貧困地區(qū)的地方政府有足夠的能力制定有利于地方發(fā)展的公共政策，財(cái)政分權(quán)有可能會(huì)縮小貧富地區(qū)之間的差距，從而縮小地區(qū)收入差距[8]。Qian和Weingast(1997)討論了在一個(gè)設(shè)定的跨司法管轄區(qū)下地方競(jìng)爭(zhēng)的分權(quán)激勵(lì)效應(yīng)，并指出：在一個(gè)分權(quán)的系統(tǒng)中，欠發(fā)達(dá)地區(qū)可能會(huì)提供更有吸引力的投資條件和更靈活的勞動(dòng)力市場(chǎng)，這些條件吸引的投資將有助于貧困地區(qū)趕上更富裕地區(qū)，而不需要中央政府的重新干預(yù)[9]。

中國(guó)財(cái)政分權(quán)的核心一直是在大力推動(dòng)地方政府的經(jīng)濟(jì)和政治激勵(lì)以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而不是強(qiáng)調(diào)公共產(chǎn)品和服務(wù)的地區(qū)均等。多項(xiàng)研究也顯示，至少存在一些令人信服的機(jī)制：財(cái)政分權(quán)會(huì)導(dǎo)致更大的地區(qū)收入差距，特別是像中國(guó)這樣處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展早期階段的國(guó)家。

一個(gè)具有代表性的研究是由Prud'homme(1995)提出的，他認(rèn)為：從理論角度來(lái)看，由于存在地區(qū)間的競(jìng)爭(zhēng)和初始經(jīng)濟(jì)和社會(huì)稟賦的地區(qū)差異性，分權(quán)傾向于強(qiáng)化地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)力的優(yōu)勢(shì)，導(dǎo)致富裕地區(qū)吸引更多的資源，而貧困地區(qū)招商引資的能力往往較弱，從而增加了地區(qū)間的差距。因此，中央政府必須承擔(dān)起再分配的主要責(zé)任，應(yīng)控制稅收和公共支出的絕大部分[10]。雖然集權(quán)不是縮小地區(qū)收入差距的充分條件，但它是一個(gè)必要條件，而財(cái)政分權(quán)的過(guò)程使得它追求再分配的目標(biāo)更加困難，導(dǎo)致地區(qū)收入差距的加劇。

Shirk (1990)從政治角度進(jìn)一步揭示了分權(quán)會(huì)導(dǎo)致地區(qū)收入差距的擴(kuò)大，他指出：富裕地區(qū)很可能對(duì)中央政府的決策施加更大的政治影響力，使中央政府制定的政策有利于富裕地區(qū)獲得更多的資源及可支配資金[11]。

鑒于中國(guó)各省在社會(huì)、經(jīng)濟(jì)和財(cái)政狀況方面存在的巨大差異性，上述結(jié)論可能是符合中國(guó)情況的。過(guò)去幾十年來(lái)，中國(guó)經(jīng)歷了經(jīng)濟(jì)資源在富裕省份(即沿海/東部省份)的高度集中，同時(shí)，國(guó)家也經(jīng)歷了激烈的地區(qū)間不對(duì)稱競(jìng)爭(zhēng)過(guò)程?？梢姡袊?guó)的財(cái)政分權(quán)在最近幾十年并沒有緩解某些地區(qū)因資源過(guò)度集中而導(dǎo)致的地區(qū)收入差距拉大問(wèn)題。

(二)財(cái)政分權(quán)與地區(qū)收入差距關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)研究

鑒于以上理論研究的爭(zhēng)論，經(jīng)驗(yàn)研究主要是檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)影響地區(qū)收入差距的方向和程度。然而在中國(guó)，財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)收入差距影響的實(shí)證評(píng)估尚處于起步階段，研究主要集中在財(cái)政分權(quán)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)政分權(quán)與城鄉(xiāng)收入差距等方面。

Lessmann(2009)分析23個(gè)經(jīng)合組織國(guó)家1982—2000年的面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)：較高的財(cái)政分權(quán)度與較低的地區(qū)差異有關(guān)，分權(quán)對(duì)貧困地區(qū)沒有壞處，相反，貧困地區(qū)似乎更受益于較高程度的分權(quán)[12]。Sepulveda和Martinez-Vazquez (2011)利用56個(gè)國(guó)家1971—2000年的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)：地方政府財(cái)政支出占政府支出總額的比重越高越不利于地區(qū)收入差距的縮小[13]。Rodriguez-Pose.Ezcurra(2012)分析了1995—2000 年歐盟國(guó)家102個(gè)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)：以地方財(cái)政支出占財(cái)政支出的比重衡量的財(cái)政分權(quán)度越高，越有利于減小地區(qū)收入差距[14]。Rodriguez-Pose、Ezcurra(2010)對(duì)經(jīng)合組織國(guó)家的面板數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)：財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)收入差距的影響與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在顯著關(guān)系，一般發(fā)達(dá)國(guó)家財(cái)政分權(quán)度高，更有助于縮小地區(qū)收入差距[15]。

當(dāng)然，由于不同國(guó)家經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和制度的差異，這種跨國(guó)家的分析可能會(huì)造成遺漏變量并導(dǎo)致估計(jì)的偏差。

對(duì)單個(gè)國(guó)家的財(cái)政分權(quán)與地區(qū)收入差距關(guān)系的研究，較有影響的包括：Akai和Sakata(2005)對(duì)美國(guó)的實(shí)證研究表明，財(cái)政收入分權(quán)和自治權(quán)使地方政府的財(cái)政依賴性降低，并縮小了地區(qū)收入差距[16]；張曉波 (2006)對(duì)中國(guó)的實(shí)證研究表明，財(cái)政支出分權(quán)增加了中國(guó)的地區(qū)收入差距[13]；Bonet(2006)對(duì)哥倫比亞的實(shí)證研究表明，地方政府支出比重增加和地方政府對(duì)中央轉(zhuǎn)移支付依賴的增加，加劇了地區(qū)收入差距[17]。

Bonet(2006)和張曉波(2006)是基于支出方面的分權(quán)對(duì)地區(qū)收入差距的影響，而Akai和 Sakata(2005)是基于收入分權(quán)、自治權(quán)對(duì)地區(qū)收入差距的影響。上述文獻(xiàn)對(duì)單一經(jīng)濟(jì)體的研究較少涉及財(cái)政分權(quán)的多維度。因此，這些研究的結(jié)論難以全面反映財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)收入差距的影響。

總體而言，財(cái)政分權(quán)可以從不同維度進(jìn)行衡量，如收入分權(quán)、支出分權(quán)及地方自治權(quán)，而不同維度的財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)收入差距的影響存在差異。財(cái)政支出分權(quán)的增加更有可能擴(kuò)大地區(qū)收入差距，而收入分權(quán)和地方自主權(quán)的增加可能會(huì)縮小地區(qū)收入差距。本文試圖通過(guò)更全面的財(cái)政分權(quán)指標(biāo)來(lái)檢驗(yàn)我國(guó)1978—2016年財(cái)政分權(quán)演變對(duì)地區(qū)收入差距的影響，以豐富當(dāng)前我國(guó)在財(cái)政分權(quán)與地區(qū)收入差距方面實(shí)證檢驗(yàn)的不足。

三、計(jì)量方法和關(guān)鍵變量的測(cè)量

(一)地區(qū)收入差距指標(biāo)的選擇

地區(qū)收入差距的衡量需選擇一個(gè)可測(cè)度指標(biāo)，以衡量該差距的程度。常用的標(biāo)準(zhǔn)是：指標(biāo)的選擇應(yīng)滿足庇古—道爾頓轉(zhuǎn)移支付公理*庇古-道爾頓轉(zhuǎn)移支付原理，由道爾頓1920年在其著作《收入不平等的測(cè)度》和庇古1912年在其著作《財(cái)富和福利》所提出的不平等測(cè)算方法，后被廣泛用于收入不平等的衡量準(zhǔn)則。。這一標(biāo)準(zhǔn)表明，任何從富裕到貧困地區(qū)一個(gè)算術(shù)收入轉(zhuǎn)移都可以減少地區(qū)收入差距。與庇古—道爾頓轉(zhuǎn)移支付公理一致，變異系數(shù)在現(xiàn)有文獻(xiàn)中是公認(rèn)的用以衡量地區(qū)收入差距的重要指標(biāo)。按照對(duì)地區(qū)收入差距衡量的慣例，同時(shí)與以前的研究形成一定對(duì)比，本文使用變異系數(shù)(COV)和人口加權(quán)變異系數(shù)(WCOV)來(lái)衡量我國(guó)的地區(qū)收入差距。兩個(gè)指標(biāo)的計(jì)算公式如下：

(1)

(2)

在上面的公式中，可代表全國(guó)人均收入水平，yi代表不同省份的人均收入水平，pi代表該省人口占全國(guó)的比重，n是省份數(shù)量。本文主要運(yùn)用變異系數(shù)作為衡量地區(qū)收入差距的主要指標(biāo)，出于穩(wěn)健性檢驗(yàn)的目的，人口加權(quán)變異系數(shù)將作為一個(gè)替代指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)。

(二)財(cái)政分權(quán)指標(biāo)的選擇

財(cái)政分權(quán)的衡量在理論與實(shí)證研究中一直是爭(zhēng)論不休的。誠(chéng)如Larry Schroeder等(2009)所言，財(cái)政分權(quán)指標(biāo)的構(gòu)建和測(cè)量，對(duì)于理論和實(shí)證研究者而言，都是一件極富挑戰(zhàn)性的工作[18]。而財(cái)政分權(quán)本身又是一個(gè)多維度的概念，任何單一指標(biāo)都無(wú)法刻畫財(cái)政分權(quán)的多重影響。正是由于我們很難找到一個(gè)可以覆蓋(測(cè)量)財(cái)政分權(quán)內(nèi)涵方方面面的指標(biāo)，從而導(dǎo)致現(xiàn)實(shí)研究中的結(jié)論存在較大的分歧。借鑒張光(2011)[19]對(duì)財(cái)政分權(quán)指標(biāo)選取的建議，并結(jié)合我國(guó)財(cái)政體制的特點(diǎn)，本文認(rèn)為財(cái)政分權(quán)至少應(yīng)包含三個(gè)維度，即：財(cái)政收入分權(quán)、財(cái)政支出分權(quán)和地方政府自治權(quán)。前兩個(gè)指標(biāo)經(jīng)常被用來(lái)反映地方政府的權(quán)力，并采用以下常用的方式來(lái)衡量：地方政府的支出(收入)占政府總支出(收入)的份額。這兩項(xiàng)指標(biāo)可以衡量支出分權(quán)和收入分權(quán)，在本文中將分別以FDe(支出分權(quán))和FDr(收入分權(quán))來(lái)表示。這兩個(gè)變量直接反映了中國(guó)財(cái)政體制在權(quán)力方面的分權(quán)程度。

自治權(quán)反映地方政府的公共支出多大程度上由其自身的收入所維持。自治權(quán)的衡量通過(guò)各省每年的財(cái)政收入與財(cái)政支出的比來(lái)計(jì)算。更大的自治權(quán)對(duì)應(yīng)于更高水平的財(cái)政獨(dú)立性，這是伴隨著財(cái)政分權(quán)體制變化。由此可以推斷，自治權(quán)越大，財(cái)政體制就越分權(quán)。在本文中以AP代表地方政府自治權(quán)。

通過(guò)以上分析，本文通過(guò)財(cái)政支出分權(quán)(FDe)、財(cái)政收入分權(quán)(FDr)和地方政府自治權(quán)(AP)指標(biāo)多維度衡量財(cái)政分權(quán)。

則中央和地方政府的預(yù)算平衡條件分別如下：

(3)

(4)

式(3)代表中央政府，式(4)代表不同省份，由式(3)和式(4)，對(duì)所有省份加總得出式(5)：

(5)

由上述公式可以計(jì)算財(cái)政分權(quán)的三項(xiàng)指標(biāo)：FDe、FDs、AP。

(6)

(7)

將公式(2)和(3)代入式(6)中，得出：

(8)

此外，比較FDe和FDr，再次運(yùn)用式(3)和式(4)，建立下面的關(guān)系式，其中n代表省份數(shù)，得出：

(9)

(10)

(三)計(jì)量方法和變量說(shuō)明

模型總體設(shè)定:It=β0+β1FDt+λXt+εt

這里t表示從1978年到2016年的時(shí)間，It為地區(qū)收入差距，F(xiàn)D為財(cái)政分權(quán)的各項(xiàng)指標(biāo)，Xt為相關(guān)控制變量。β0和β1為參數(shù)系數(shù)，λ為相關(guān)控制變量的系數(shù)，εt為誤差項(xiàng)。

根據(jù)前面的討論，可將財(cái)政分權(quán)(FD)劃分為權(quán)力和自治權(quán)兩大組成部分：權(quán)力由收入分權(quán)(FDe)和支出分權(quán)(FDr)來(lái)衡量，自治權(quán)(AP)由地方財(cái)政獨(dú)立程度的平均值來(lái)衡量。正如Martinez-Vazquez和Timofeev(2010)所建議的，財(cái)政分權(quán)的不同維度都應(yīng)分別進(jìn)行回歸分析[20]。因此，將財(cái)政分權(quán)的三個(gè)指標(biāo)納入模型以分別考察其對(duì)地區(qū)收入差距的影響。如果FDe和FDr的系數(shù)為正，則表明，財(cái)政分權(quán)使政府在再分配方面的權(quán)力是下降的，將擴(kuò)大我國(guó)的地區(qū)收入差距，反之亦然。如果AP的系數(shù)為正，則意味著地方政府的自治權(quán)對(duì)地區(qū)收入差距有擴(kuò)大的影響，相反，如果系數(shù)是負(fù)，則意味著自治權(quán)可能將給予貧困地區(qū)更多的激勵(lì)以改善收入分配，促進(jìn)了地區(qū)收入均等化。

為了減少潛在的遺漏變量所導(dǎo)致的估計(jì)偏誤，根據(jù)已有的一些研究成果，在模型中添加了以下幾個(gè)廣泛使用的控制變量：

1.人均GDP(RNGDP)。很長(zhǎng)一段時(shí)間，庫(kù)茲涅茨曲線或“倒U”假說(shuō)被用以解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入差距之間的關(guān)系*美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家西蒙·史密斯·庫(kù)茲涅茨于1955年在《經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收入不平等》中所提出的收入分配隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段而變化的曲線。。庫(kù)茲涅茨(1955)聲稱：在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期收入差距會(huì)上升，到后期收入差距會(huì)下降。并且，越是富裕的國(guó)家就越應(yīng)該對(duì)收入再分配承擔(dān)更大的責(zé)任，而人均GDP可能與財(cái)政分權(quán)有一定聯(lián)系。因此包括人均GDP作控制變量可以減少潛在遺漏變量引起的偏差。

2.制造業(yè)中勞動(dòng)力比重(MS)。庫(kù)茲涅茨(1955)認(rèn)為，制造業(yè)中勞動(dòng)力所占比重與收入差距呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，也可能會(huì)影響地方政府在財(cái)政決策方面的議價(jià)能力。因此，將制造業(yè)的比重作為另一個(gè)控制變量。

3.借鑒Lessmann(2009)的研究，本文選取另外三個(gè)控制變量，分別為：城市化率(UR)、關(guān)稅率(TR)、私人部門勞動(dòng)力比重(PR)。

在對(duì)比線性回歸模型和取對(duì)數(shù)的回歸模型后，后者得出了一個(gè)較大的調(diào)整R2，同時(shí)解釋變量取對(duì)數(shù)可以減少潛在的內(nèi)生性問(wèn)題，異方差問(wèn)題也消除。因此，模型最終采用雙對(duì)數(shù)模型來(lái)檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)收入差距的影響。

除了在回歸方程中包含各種控制變量以減少潛在遺漏變量的偏差，為使結(jié)果更具說(shuō)服力，模型采用了以下穩(wěn)健性的檢驗(yàn)。首先，除利用人均收入變異系數(shù)衡量地區(qū)收入差距外，本文還利用人口加權(quán)變異系數(shù)指標(biāo)作為衡量地區(qū)收入差距的替代指標(biāo)。其次，關(guān)于較長(zhǎng)時(shí)間序列的一個(gè)關(guān)鍵問(wèn)題是結(jié)構(gòu)的突變?？紤]到我國(guó)的實(shí)際情況，1994年分稅制改革必然會(huì)對(duì)中國(guó)的財(cái)政分權(quán)造成結(jié)構(gòu)性的沖擊。因此，考察我國(guó)的財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)收入差距的影響需要以1994年為界劃分為兩個(gè)時(shí)間段分別進(jìn)行考察。最后，由于數(shù)據(jù)為時(shí)間序列，需對(duì)模型進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)各變量的穩(wěn)健性。對(duì)變量進(jìn)行PP協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果表明，幾乎所有的回歸，可以拒絕零假設(shè)，得出結(jié)論是PP殘差是穩(wěn)定的。

四、關(guān)鍵數(shù)據(jù)的描述

考慮到我國(guó)經(jīng)歷了改革開放和1994年財(cái)稅體制改革這兩個(gè)特殊的歷史時(shí)期，本文的數(shù)據(jù)收集期為1978—2016年，原始數(shù)據(jù)主要來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(1979—2017)、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)和部分省份的統(tǒng)計(jì)年鑒。由于部分時(shí)間關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失，西藏的數(shù)據(jù)不包括在本文的分析，重慶的數(shù)據(jù)并入四川。

(一)地區(qū)收入差距的演變

本文對(duì)地區(qū)收入差距的關(guān)鍵指標(biāo)是不同省份每年的人均實(shí)際收入的變異系數(shù)(COV)，人口加權(quán)系數(shù)(WCOV)作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)的替代指標(biāo)。為減小因時(shí)間推移所導(dǎo)致的價(jià)格對(duì)各省數(shù)據(jù)的影響，所有數(shù)據(jù)均是以1978年為基數(shù)，根據(jù)各省每年的CPI指數(shù)進(jìn)行調(diào)整的。假設(shè)1978年各省的價(jià)格是相同的，由此計(jì)算各省每年真正的人均收入，并構(gòu)建一個(gè)長(zhǎng)期時(shí)間序列數(shù)據(jù)集，以分析地區(qū)收入差距的演變情況。圖1顯示了從1978—2016年以兩種指標(biāo)衡量的我國(guó)收入差距演變情況。

圖1 1978-2016年中國(guó)地區(qū)收入差距的演變注：COV為經(jīng)過(guò)調(diào)整的各省實(shí)際人均收入變異系數(shù)，WCOV為人口加權(quán)實(shí)際人均收入變異系數(shù)。資料來(lái)源：根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)數(shù)據(jù)，經(jīng)整理計(jì)算而得。

如圖1所示，這兩條曲線幾乎表現(xiàn)出相同的走勢(shì)，在1993年之前甚至處于同一水平。雖然從1993年以后，WCOV指標(biāo)低于COV指標(biāo)，但可以看出兩曲線總體上還是顯示了基本相同走勢(shì)。除此之外，在整個(gè)時(shí)間段內(nèi)，COV顯示了地區(qū)收入差距上升趨勢(shì)較為明顯，而WCOV顯示地區(qū)收入差距相對(duì)來(lái)說(shuō)較為平緩。

這兩個(gè)衡量指標(biāo)雖然總體趨勢(shì)相似，但內(nèi)涵卻不一樣。實(shí)際人均收入變異系數(shù)在衡量收入差距方面賦予每個(gè)省一個(gè)相同的權(quán)重，該指標(biāo)是在不考慮人口因素的情況下衡量的地區(qū)收入差距。相比之下，使用WCOV時(shí)，不同省份的人口規(guī)模是需要考慮的因素之一。例如，如果一個(gè)省人口較少，在計(jì)算整體收入差距時(shí)只會(huì)得到一個(gè)較低的權(quán)重。因此，盡管該省人均收入遠(yuǎn)低于平均水平，但由于人口規(guī)模較小，通過(guò)人口權(quán)重的調(diào)整，對(duì)總收入差距的貢獻(xiàn)就較小。這就導(dǎo)致了加權(quán)平均要低于簡(jiǎn)單平均，也解釋了圖1中以WCOV來(lái)衡量的地區(qū)收入差距不會(huì)急劇上升的原因。

雖然這兩項(xiàng)指標(biāo)的水平在1993年后有明顯的差異性，但由于兩者均表現(xiàn)出類似的趨勢(shì)，他們之間仍然具有顯著的相關(guān)性。兩者間的相關(guān)系數(shù)接近0.9，因此具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

(二)財(cái)政分權(quán)的演變趨勢(shì)

1978—2016年收入分權(quán)和支出分權(quán)指標(biāo)的演變趨勢(shì)見圖2。從圖2中可以看出ES表現(xiàn)出明顯的增長(zhǎng)趨勢(shì)，特別是1984年后，意味著我國(guó)財(cái)政體制在支出方面變得越來(lái)越分權(quán)。相比之下，地方政府的收入分權(quán)自1978—1984年都是下降的，從1985年開始上升直到1994年，但1994年出現(xiàn)了斷崖式下跌，這也與1994分稅制改革的情況是相吻合的。事實(shí)上，分稅制使中央政府獲得了稅收收入增長(zhǎng)的大部分份額，從本質(zhì)上說(shuō)，此次改革旨在提高中央的收入比重。因此，有理由得出這樣的結(jié)論：自1994年以來(lái)，財(cái)政體制在支出方面越來(lái)越分權(quán)，收入方面變得更加集中。

圖2 1978-2016年收入分權(quán)和支出分權(quán)的演變

1978—2016年地方政府自治權(quán)的演變趨勢(shì)見圖3。更大的自治權(quán)對(duì)應(yīng)于更高程度的財(cái)政獨(dú)立性，這是伴隨著財(cái)政分權(quán)制度的。由此可以推斷：自治權(quán)越大，財(cái)政體制就越分權(quán)。從圖3可以看出，隨著時(shí)間的推移，自治權(quán)自1994年分稅制改革后明顯下降，一個(gè)合乎邏輯的結(jié)論是：地方政府在自治權(quán)上變得更集中了，地方政府更依賴政府間的轉(zhuǎn)移(主要是中央政府的轉(zhuǎn)移)。

綜上所述，財(cái)政分權(quán)的衡量取決于對(duì)不同維度分權(quán)水平變化的分析。在過(guò)去的三十多年中，支出分權(quán)經(jīng)歷了上升，而后兩者分權(quán)總體均在下降，部分原因可能是1994年的分稅制改革。由于不同維度的分權(quán)對(duì)地區(qū)收入差距的影響方向不同，因此有必要對(duì)三個(gè)維度的分權(quán)指標(biāo)分別分析，以發(fā)現(xiàn)各維度的財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)收入差距的具體影響。

圖3 1978-2016年地方政府自治權(quán)的演變

五、計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析結(jié)果

財(cái)政分權(quán)由權(quán)力和自治權(quán)分別來(lái)衡量?？紤]到1994年稅制改革的影響，在進(jìn)行回歸時(shí)將以1994年為分界點(diǎn)劃分為兩個(gè)時(shí)間段，分別估計(jì)1994年前后的系數(shù)。表1給出了計(jì)量分析的主要結(jié)果，因變量為各省年人均實(shí)際收入的變異系數(shù)。

表1 不同維度的財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)收入差距的影響

注：括號(hào)中的數(shù)字是系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差。所有的變量都以對(duì)數(shù)的形式，模型1-3中第二列的回歸系數(shù)均是滯后一期的獨(dú)立變量。對(duì)分權(quán)變量均設(shè)置分稅制改革這一虛擬變量(D=1為1994年以后)。***代表系數(shù)在1% 水平顯著、**代表系數(shù)在5%水平下顯著、*代表系數(shù)在10%水平下顯著(表2同)。

從表1中的三個(gè)模型可以看出，調(diào)整R2所有值均在0.9以上，表明模型擬合數(shù)據(jù)很好。模型1為支出分權(quán)的回歸模型，分別包括兩種類型的回歸(取對(duì)數(shù)回歸和滯后一期取對(duì)數(shù)回歸)。同樣，模型2和模型3說(shuō)明了收入分權(quán)和自主權(quán)的回歸結(jié)果。

(一)權(quán)力的分析

從表1 的回歸結(jié)果可以看出，支出分權(quán)的系數(shù)為0.354，且顯著，表明支出方面的財(cái)政分權(quán)增加了地區(qū)收入差距。地方政府的支出分權(quán)增加10%，地區(qū)收入差距將平均增加3.54%。當(dāng)使用滯后一期的獨(dú)立變量進(jìn)行回歸時(shí)，結(jié)果基本相似，且是顯著的。此外，支出分權(quán)與分稅制改革虛擬變量的交互項(xiàng)為負(fù)，但并不顯著，表明支出分權(quán)對(duì)收入差距的影響在這兩個(gè)時(shí)間段是非常相似的。

收入分權(quán)的系數(shù)在改革前后分別為正和負(fù)，這意味著地方政府的收入分權(quán)在1994年前很大程度上增加了地區(qū)收入差距，而改革后的影響明顯變小。從圖2的趨勢(shì)可知，地方政府的收入分權(quán)在20世紀(jì)80年代中期到1994年是增加的，由于分稅制改革的影響而急劇下降。因此，回歸分析的結(jié)果告訴我們，在從20世紀(jì)80年代中期到1994年地方政府收入分權(quán)的提高的確增加了地區(qū)收入差距，而1994年收入的重新集中只對(duì)縮小地區(qū)收入差距產(chǎn)生微弱的影響。雖然模型2中的系數(shù)不顯著，它們?cè)诟母锴昂蟮姆?hào)與模型1完全相同。

總之，在權(quán)力方面的財(cái)政分權(quán)(包括支出分權(quán)與收入分權(quán))增加了中國(guó)的地區(qū)收入差距。因?yàn)樵谪?cái)政分權(quán)的過(guò)程中，會(huì)使中央政府追求再分配的目標(biāo)更加困難，從而對(duì)地區(qū)收入差距產(chǎn)生不利影響。雖然收入集權(quán)的分稅制改革對(duì)減少地區(qū)收入差距起到了一定的作用，但這種作用在幅度上很小，從交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)號(hào)可以看出。

(二)自治權(quán)的分析

自治權(quán)是財(cái)政分權(quán)的另一個(gè)維度，衡量地方政府的公共支出在多大程度上是由自己的收入所維持，體現(xiàn)了財(cái)政分權(quán)的財(cái)政獨(dú)立程度。表1揭示了自治權(quán)對(duì)地區(qū)收入差距的影響在1994改革前后有所不同。具體而言，自治權(quán)的系數(shù)為-0.248，而改革后(自治權(quán)·分稅制改革)的估計(jì)系數(shù)是0.263。由于后者在絕對(duì)值方面大于自治權(quán)系數(shù)，改革前自治權(quán)對(duì)地區(qū)收入差距的影響是負(fù)的，但在改革后趨于正。更具體地說(shuō)，在1994改革之前，如果自治權(quán)增加了10%，地區(qū)收入差距將平均減少2.48%，而在1994年以后，如果自治權(quán)增加了10%，地區(qū)收入差距會(huì)增加0.15%。一個(gè)合理的解釋是地方政府自1980年以來(lái)特別是1994年后財(cái)政上更依賴于政府間轉(zhuǎn)移，在1994年前增加對(duì)轉(zhuǎn)移的依賴增加地區(qū)收入差距，而在1994年后會(huì)小幅度減少地區(qū)收入差距。自治權(quán)的混合結(jié)果表明，地方政府的自治權(quán)如何影響地區(qū)收入差距在很大程度上取決于如何促進(jìn)財(cái)政分權(quán)。

為什么1994年之前地方政府的財(cái)政轉(zhuǎn)移依賴會(huì)加劇地區(qū)收入差距？一個(gè)可能的解釋是，從中央政府和其他地區(qū)獲得更多的財(cái)政轉(zhuǎn)移，但貧困地區(qū)缺乏激勵(lì)機(jī)制去改善他們的經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)和創(chuàng)造公共收入，這反過(guò)來(lái)會(huì)拉大地區(qū)收入差距。

總之，上述研究結(jié)果表明，減少地方政府的自主權(quán)和中央對(duì)地方更多的轉(zhuǎn)移支付可能不會(huì)自動(dòng)減少地區(qū)收入差距，并可能由于對(duì)地方政府的轉(zhuǎn)移支付差異導(dǎo)致更大的地區(qū)收入差距。這種可能性有兩種解釋：一種可能的原因是所謂的“抑制性作用”，意味著中央政府的財(cái)政轉(zhuǎn)移支付造成的貧困地區(qū)缺乏激勵(lì)機(jī)制來(lái)改善經(jīng)濟(jì)，反而一定程度上加劇了地區(qū)收入差距。由于地方政府對(duì)轉(zhuǎn)移支付的依賴所產(chǎn)生的弱激勵(lì)的抑制作用嚴(yán)重削弱了旨在縮小地區(qū)收入差距的財(cái)政政策效果；另一種解釋是，更多的轉(zhuǎn)移資金沒有有效針對(duì)貧困地區(qū)，因此未能發(fā)揮平衡地區(qū)收入差距的作用。

(三)財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)收入差距影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

出于穩(wěn)健性檢驗(yàn)的目的，作為地區(qū)收入差距的替代變量，利用人均實(shí)際收入的人口加權(quán)變異系數(shù)進(jìn)行重新估計(jì)，結(jié)果見表2。

表2 財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)收入差距影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

可以看出，表2與表1的結(jié)果非常相似，這更進(jìn)一步印證了財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)收入差距的影響。其他控制變量提供對(duì)地區(qū)收入差距的決定因素的另一層面的解釋。如表1和表2所示，城市化率的系數(shù)大多為負(fù)，且基本顯著，說(shuō)明城市化率的提高有利于縮小地區(qū)收入差距。同樣，制造業(yè)和私營(yíng)部門中勞動(dòng)力份額的系數(shù)也大多為負(fù)，其總體上也有利于縮小地區(qū)收入差距。相比之下，人均GDP的系數(shù)為正且大部分顯著，意味著人均GDP增加與地區(qū)收入差距呈正相關(guān)關(guān)系，也從側(cè)面說(shuō)明了我國(guó)當(dāng)前正處于庫(kù)茲涅茨“倒U”曲線的上升階段。代表開放程度的關(guān)稅率的系數(shù)均非常小，幾乎不影響地區(qū)收入差距，這一定程度上表明了我國(guó)地區(qū)收入差距的增加可能不是由對(duì)外開放所導(dǎo)致的。

六、結(jié)論與啟示

本文通過(guò)使用多個(gè)數(shù)據(jù)源考察了1978—2016年中國(guó)財(cái)政分權(quán)變化對(duì)地區(qū)收入差距的影響，研究了財(cái)政分權(quán)的支出分權(quán)、收入分權(quán)和自治權(quán)這三個(gè)維度對(duì)我國(guó)地區(qū)收入差距的影響。

(一)結(jié) 論

在支出分權(quán)方面，我國(guó)的財(cái)政體制自1978年改革開始以后變得更加分散?；貧w分析的結(jié)果表明，支出分權(quán)的增加顯著加劇了我國(guó)的地區(qū)收入差距。在收入分權(quán)方面，從20世紀(jì)80年代中期到1994年，財(cái)政體制變得更加分散，地方政府收入分權(quán)的增加確實(shí)擴(kuò)大了地區(qū)收入差距，1994年分稅制改革后再度集中對(duì)縮小地區(qū)收入差距僅產(chǎn)生了微弱的影響。

在自治權(quán)方面，自20世紀(jì)80年代中期開始，財(cái)政分權(quán)開始下降，并在1994年經(jīng)歷了一個(gè)急劇下降，意味著自20世紀(jì)80年代中期以后地方政府越來(lái)越依賴于政府間轉(zhuǎn)移支付。對(duì)比以往的研究，本文一個(gè)重要的新發(fā)現(xiàn)是在1994年之前，地方政府對(duì)財(cái)政轉(zhuǎn)移支付的依賴增加了地區(qū)收入差距，在1994年分稅制后縮小了地區(qū)收入差距。事實(shí)上，財(cái)政轉(zhuǎn)移支付不可能自動(dòng)起到均衡地區(qū)收入差距的作用。對(duì)財(cái)政轉(zhuǎn)移依賴的進(jìn)一步研究表明，只有轉(zhuǎn)移支付有明確的針對(duì)貧困地區(qū)的目標(biāo)，才有可能縮小地區(qū)收入差距。

綜上分析，財(cái)政分權(quán)有不同的內(nèi)涵，其對(duì)地區(qū)收入差距的影響也有差異。因此，當(dāng)研究財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)收入差距的影響時(shí)，需要明確是什么維度的財(cái)政分權(quán)所產(chǎn)生的影響。收入和支出分權(quán)都增加了我國(guó)的地區(qū)收入差距，而自治權(quán)對(duì)收入差距的影響取決于財(cái)政轉(zhuǎn)移支付的目標(biāo)和地方政府的激勵(lì)機(jī)制這兩者的綜合。

(二)啟 示

由于在支出維度的財(cái)政分權(quán)是導(dǎo)致我國(guó)地區(qū)收入差距上升的主要原因，地方政府承擔(dān)的公共支出比重過(guò)高，這很大程度上是由于失業(yè)救濟(jì)金和養(yǎng)老金等社會(huì)福利方面的公共支出責(zé)任被劃分到地方政府。因此，中央政府應(yīng)該在一定程度上加強(qiáng)集中公共支出，適當(dāng)加強(qiáng)中央政府的支出責(zé)任，并降低地方政府的一些主要的公共支出負(fù)擔(dān)。

在自治權(quán)方面，中央政府為減少地區(qū)收入差距而向地方政府進(jìn)行轉(zhuǎn)移支付時(shí)，需注意轉(zhuǎn)移支付資金要針對(duì)貧困地區(qū)，要以公共服務(wù)均等化和均衡地區(qū)差異為目標(biāo)來(lái)逐步完善我國(guó)的轉(zhuǎn)移支付體系，并根據(jù)轉(zhuǎn)移支付的政策目標(biāo)，使地方政府加強(qiáng)對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的財(cái)政轉(zhuǎn)移支付力度。同時(shí)，中央政府應(yīng)該減少不利因素的影響，形成激勵(lì)相容的轉(zhuǎn)移支付政策。