共同富裕背景下財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的影響
——基于調(diào)節(jié)效應(yīng)與門檻效應(yīng)的實證檢驗

蔡亞龍,廖添土,陳少暉

(福建師范大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院,福建 福州 350108)

立足于第一個百年奮斗目標(biāo)實現(xiàn)的基礎(chǔ)上,扎實推動全體人民實現(xiàn)共同富裕已然成為新時代解決我國社會主要矛盾的重要抓手[1]。隨著脫貧攻堅戰(zhàn)的勝利,共同富裕水平顯著提升。但經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)下仍存在貧富差距懸殊、收入分配兩極分化等亟需解決的問題[2]。其中,對城鄉(xiāng)收入差距的改善需求最為迫切,且改善效益最為深遠(yuǎn)[3]。因此,有效縮小城鄉(xiāng)收入差距是實現(xiàn)共同富裕的關(guān)鍵所在[4]。黨的十八屆三中全會明確指出:“財政是國家治理的基礎(chǔ)和重要支柱?！盵5]完善的財政制度與體系能夠改善貧富差距,為實現(xiàn)共同富裕提供堅實的后盾,彰顯社會主義共同富裕道路的制度優(yōu)越性[6]。自分稅制改革實施以來,我國財政分權(quán)比例不斷提高,地方政府在財政收支分配中擁有一定的自主權(quán),也承擔(dān)了更多應(yīng)對與解決區(qū)域發(fā)展不平衡問題的責(zé)任。鑒于此,研究財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的作用機制,對于我國縮小貧富差距、實現(xiàn)共同富裕具有重要的意義。

一、文獻綜述與問題的提出

學(xué)界關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距的研究成果較多,但關(guān)于財政分權(quán)與城鄉(xiāng)收入差距之間關(guān)系的研究較少。本研究主要從以下2個方面進行文獻歸納與評述。

1.財政分權(quán)與城鄉(xiāng)收入差距。學(xué)界多數(shù)研究都認(rèn)同財政分權(quán)有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。如劉金全等構(gòu)建PVAR模型研究財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的影響,發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)在分稅制改革之后對城鄉(xiāng)收入差距具有抑制作用[7];胡佳等采用GMM模型進行實證分析,發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)能夠緩解城鄉(xiāng)收入差距,促進社會公平[8];蘇春紅等采用兩步GPCA方法進行實證分析,發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)對城鄉(xiāng)融合的顯著促進作用是縮小城鄉(xiāng)差距的關(guān)鍵[9];楊林等基于嶺回歸分析與調(diào)節(jié)效應(yīng)方程分析財政分權(quán)、社會保障與城鄉(xiāng)收入差距三者之間的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)對縮小城鄉(xiāng)收入差距的正向效果要視城鄉(xiāng)社會保障的差異程度而定[10];潘林偉等基于PLS回歸法分析財政政策對城鄉(xiāng)收入差距的影響過程,發(fā)現(xiàn)財政支出分權(quán)政策有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距[11];賀唯唯等基于公共服務(wù)供給的視角來分析財政分權(quán)與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)會通過增加公共服務(wù)供給來縮小城鄉(xiāng)收入差距[12]。

2.城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距。學(xué)界多數(shù)研究都認(rèn)同城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟發(fā)展水平在影響城鄉(xiāng)收入差距中發(fā)揮著顯著的門檻效應(yīng)。從城鎮(zhèn)化來看,祝志勇等認(rèn)為城鎮(zhèn)化率在數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施縮小城鄉(xiāng)收入差距的過程中發(fā)揮著單一門檻效應(yīng)[13];周國富等以城鎮(zhèn)化水平作為門檻變量,檢驗了城鎮(zhèn)化水平在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對城鄉(xiāng)收入差距影響中的雙重門檻效應(yīng)[14];程名望等分析指出,經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的作用效果會隨著城市化率的提高呈現(xiàn)出邊際遞減規(guī)律[15]。從經(jīng)濟發(fā)展水平來看,茍靈生等分析指出教育扶貧效果在經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)更佳[16];田明華等構(gòu)建面板門檻回歸模型進行實證分析,發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)村旅游發(fā)展對經(jīng)濟不景氣地區(qū)的減貧紓困成效具有雙重門檻效應(yīng)[17];夏會琴等以經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量,檢驗了經(jīng)濟發(fā)展水平在社會保障對城鄉(xiāng)收入差距影響中的單門檻效應(yīng)[18]。

綜上,學(xué)界關(guān)于財政分權(quán)與城鄉(xiāng)收入差距之間關(guān)系的研究方法雖然較為多樣,但多數(shù)學(xué)者在實證檢驗時都較少把空間因素納入考慮。而我國幅員遼闊,省域間發(fā)展差異較大,城鄉(xiāng)收入具有明顯的地域差異性,且地區(qū)之間的相互競爭和模仿行為使得城鄉(xiāng)收入差距不可避免地存在一定的空間相關(guān)性;同時,地方政府的財政收支分配決策不可避免地會受到地區(qū)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展水平的影響。鑒于此,本研究基于2009—2020年中國30個省份(港澳臺地區(qū)及西藏除外,下同)的面板數(shù)據(jù),構(gòu)建空間計量模型、調(diào)節(jié)效應(yīng)模型和門檻效應(yīng)模型,實證分析財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的影響機制,并進一步分析財政支出偏向在財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距影響中的調(diào)節(jié)作用,以及城鎮(zhèn)化率和經(jīng)濟發(fā)展水平在財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距影響中的門檻效應(yīng),進而為財政分權(quán)制度下有效縮小城鄉(xiāng)收入差距,以及實現(xiàn)共同富裕提供借鑒。

二、機理分析與研究假設(shè)

(一)財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的影響效果

財政分權(quán)改革使得地方政府在財政收支上擁有更高的分配自主權(quán),可以加大對地區(qū)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的資金投入,促進城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展,創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位;可以通過增加社會保障和就業(yè)等民生性財政支出來確保農(nóng)村居民的基本生活,鞏固脫貧攻堅成果,進而對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生抑制作用。同時,根據(jù)“用腳投票”理論,資本、人才、技術(shù)會流向經(jīng)濟發(fā)展與公共服務(wù)供給較好的地區(qū),間接地為當(dāng)?shù)爻青l(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展提供有力的支撐,優(yōu)化地方政府促進鄉(xiāng)村振興的外部條件,助力縮小城鄉(xiāng)收入差距。但這也有可能會產(chǎn)生虹吸效應(yīng),削弱鄰近地區(qū)的就業(yè)崗位、人力資本等資源積累,不利于鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展,無形之中會產(chǎn)生農(nóng)民工就業(yè)難、農(nóng)產(chǎn)品銷售難等問題,進而會逐步擴大鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。此外,因為各地區(qū)的實際情況不同,地方政府財政資源分配的側(cè)重點也會有所不同。如李春仙等分析指出,財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的影響在東部地區(qū)更為顯著[19];張云礦等分析指出,財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的影響會依地方政府的經(jīng)濟增長目標(biāo)的變化而有所不同[20]。鑒于此,本研究提出假設(shè)H1——財政分權(quán)會對本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生負(fù)向影響,即縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距,但會對鄰近地區(qū)產(chǎn)生正向的空間溢出效應(yīng),即擴大鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距;假設(shè)H2——財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的影響會在東、中、西部地區(qū)呈現(xiàn)出異質(zhì)性。

(二)財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的影響因素

擁有更高財政分配自主權(quán)的地方政府可以通過構(gòu)建合理均衡的民生性財政支出結(jié)構(gòu)來緩解地方城鄉(xiāng)收入差距[21],以及通過優(yōu)化財政稅收制度來平衡收入分配關(guān)系,促進共同富裕的實現(xiàn)[22]。但地方政府由于績效考核與晉升的雙重壓力驅(qū)使,為了讓區(qū)域快速發(fā)展,在制定財政政策時往往會向城市傾斜,把更多的資源投入到產(chǎn)出效率較高的城市[23]。因此,城鎮(zhèn)化率的高低會影響地方政府對財政資源的分配方向。同時,城鎮(zhèn)化進程的推進有助于改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[24],形成優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)集聚,從而提高地區(qū)的核心競爭力。于是,當(dāng)區(qū)域城鎮(zhèn)化水平較低時,地方政府出于績效考核以及與周邊地區(qū)競爭的考慮,可能會將財政資金優(yōu)先投入到城市群的建設(shè)中,從而相應(yīng)地減少在支農(nóng)方面的支出,減緩縮小城鄉(xiāng)收入差距的進程。如戚昌厚等基于瓦格納法進行實證分析,指出經(jīng)濟發(fā)展水平對財政總支出規(guī)模具有正向作用,且對財政支出分配具有顯著影響[25]。當(dāng)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平較低時,地方政府會優(yōu)先以地區(qū)經(jīng)濟最大化為目標(biāo),著重發(fā)展創(chuàng)造價值增速較快的城鎮(zhèn)地區(qū),對于創(chuàng)造價值增速較慢的農(nóng)村地區(qū)則關(guān)注較少。鑒于此,本研究提出假設(shè)H3——財政支出偏向會弱化財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的改善效果;假設(shè)H4——基于不同的城鎮(zhèn)化率和經(jīng)濟發(fā)展水平,財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的負(fù)向影響存在差異。

三、模型構(gòu)建與變量設(shè)置

(一)模型構(gòu)建

根據(jù)上述分析,在探討財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距影響的過程中,不能單純地將各個地區(qū)視為獨立的個體,而應(yīng)該將它們聯(lián)系起來,把空間相關(guān)性納入到計量模型中。學(xué)界經(jīng)常使用的空間模型包括空間自回歸模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM),這3種模型的計算公式具體如下:

Git=ρWijGit+βZit+γXit+εit

(1)

Git=βZit+γXit+εit(εit=λWijεit+μit)

(2)

Git=ρWijGit+βZit+γXit+αWijZit+θWijXit+εit

(3)

其中,Git表示被解釋變量,即i省份在t年的城鄉(xiāng)收入差距;Zit表示解釋變量,即i省份在t年的財政支出分權(quán);Xit表示控制變量,即i省份在t年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、教育投入水平、社會保障和就業(yè)水平、對外貿(mào)易水平以及人力資本水平;Wij表示空間權(quán)重矩陣中第i行第j列元素;WijGit表示城鄉(xiāng)收入差距的空間滯后項;WijZit表示財政支出分權(quán)的空間滯后項;WijXit表示一系列控制變量的空間滯后項;ρ、λ分別表示空間滯后系數(shù)、空間誤差系數(shù);β、γ、α和θ表示待估參數(shù);εit和μit表示隨機擾動項。

(二)數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)的有效性和可獲得性,選取2009—2020年30個省份的面板數(shù)據(jù)進行實證分析。本研究所有初始數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和各省份的統(tǒng)計年鑒。

(三)變量設(shè)置

本研究將變量分為被解釋變量、解釋變量、調(diào)節(jié)變量、門檻變量和控制變量。各變量的賦值和描述性統(tǒng)計詳見表1。

表1 各變量的賦值和描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量。被解釋變量為城鄉(xiāng)收入差距。本研究借鑒馬紅旗等的做法[26],采用城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入的比值進行衡量。城鄉(xiāng)收入差距的均值為2.669 5,表明我國城鄉(xiāng)收入差距較大。

2.解釋變量。解釋變量為財政分權(quán),包括財政支出分權(quán)和財政收入分權(quán)等2個維度。本研究先采用財政支出分權(quán)進行實證分析,具體借鑒羅昌財?shù)鹊淖龇╗27],計算公式為:財政支出分權(quán)=人均省份財政支出/(人均省份財政支出+人均中央財政支出)。之后將財政支出分權(quán)替換為財政收入分權(quán)進行穩(wěn)健性檢驗,計算公式為:財政收入分權(quán)=人均省份財政收入/(人均省份財政收入+人均中央財政收入)。其中,財政支出分權(quán)的均值為0.825 4,表明多數(shù)省份在財政支出方面擁有較高的分配自主權(quán);財政收入分權(quán)的均值為0.504 4,表明多數(shù)省份在財政收入方面的自主權(quán)相對有限。

3.調(diào)節(jié)變量。調(diào)節(jié)變量為財政支出偏向。本研究借鑒李成友等的做法[28],采用地方政府財政資金中對社會保障和就業(yè)的支出占地方政府一般公共財政支出總額的比重進行衡量。這一指標(biāo)體現(xiàn)了財政再分配政策的城市偏向特征[29],存在一定的城鄉(xiāng)差異性。其中,財政支出偏向的均值為0.130 8,表明多數(shù)省份偏好將財政資金投入城市地區(qū)的建設(shè)。

4.門檻變量。門檻變量包括城鎮(zhèn)化率和經(jīng)濟發(fā)展水平。其中,城鎮(zhèn)化率采用城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诘谋戎剡M行衡量,經(jīng)濟發(fā)展水平采用各省份人均GDP進行衡量,并作對數(shù)處理。其中,城鎮(zhèn)化率的均值為0.569 4,表明多數(shù)省份的城鎮(zhèn)化進程得到較快的推進;經(jīng)濟發(fā)展水平的均值為10.688 3,表明多數(shù)省份的經(jīng)濟發(fā)展水平得到較大的提升。

5.控制變量。為了使模型回歸結(jié)果更加合理,本研究參考諸多學(xué)者在探討城鄉(xiāng)收入差距影響因素時的做法,選取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、教育投入水平、社會保障和就業(yè)水平、對外貿(mào)易水平和人力資本水平作為控制變量。其中,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的均值為0.916 8,表明多數(shù)省份的第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值大于第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值;教育投入水平的均值為0.040 7,表明多數(shù)省份的教育投入不高,有待進一步提高;社會保障和就業(yè)水平的均值為0.034 7,表明多數(shù)省份的社會保障和就業(yè)投入不高,有待進一步提高;對外貿(mào)易水平的均值為0.282 1,表明多數(shù)省份的進出口總額占比較低,有待進一步提高;人力資本水平的均值為7.809 4,表明多數(shù)省份的人力資本水平有待進一步提升。

四、實證分析及結(jié)果

(一)空間相關(guān)性檢驗

本研究通過構(gòu)建地理距離權(quán)重矩陣來描述2個地區(qū)間關(guān)聯(lián)程度的大小,具體基于各省份省會城市中心的經(jīng)緯度來計算各省份之間的地理距離,并取其倒數(shù)。同時,本研究采用Stata 16.0構(gòu)建空間權(quán)重矩陣,通過莫蘭指數(shù)法檢驗城鄉(xiāng)收入差距的空間相關(guān)性,回歸結(jié)果詳見表2。由表2可知,多數(shù)年份的城鄉(xiāng)收入差距的莫蘭指數(shù)顯著且大于0,表明城鄉(xiāng)收入差距在空間上存在正相關(guān)性。鑒于此,有必要進行空間計量檢驗。

表2 2009—2020年莫蘭指數(shù)

(二)計量模型選擇

本研究先分別采用普通和穩(wěn)健的LM檢驗,發(fā)現(xiàn)SAR模型和SEM模型均通過顯著性水平的檢驗,這表明應(yīng)考慮使用SAR模型和SEM模型的集成模型——SDM模型,因而再采用Wald檢驗,發(fā)現(xiàn)SDM模型不會退化成SAR模型或SEM模型,最終決定采用SDM模型。本研究進一步采用Hausman檢驗和LR檢驗,發(fā)現(xiàn)二者均通過顯著性水平的檢驗,表明應(yīng)采用固定效應(yīng)、時間效應(yīng)和空間效應(yīng)。鑒于此,最終決定采用帶有時空雙重固定效應(yīng)的SDM模型?？臻g計量模型的檢驗結(jié)果詳見表3。

表3 空間計量模型檢驗結(jié)果

(三)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

基于以上分析,本研究選擇帶有時空雙重固定效應(yīng)的SDM模型進行實證分析,回歸結(jié)果詳見表4。由表4可知,多數(shù)變量的系數(shù)均通過了顯著性檢驗;空間滯后系數(shù)Rho不為零且通過了1%的顯著性檢驗;R2為0.768 6。這表明該模型的擬合效果較好。其中,財政支出分權(quán)的主效應(yīng)系數(shù)在1%的顯著性水平上為負(fù),表明財政支出分權(quán)有助于縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距;且財政支出分權(quán)的空間滯后項的系數(shù)也通過了1%的顯著性檢驗,但系數(shù)為正,表明財政支出分權(quán)會擴大鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距,假設(shè)H1得到驗證。

表4 時空雙重固定效應(yīng)的SDM模型的回歸結(jié)果

為了更加合理地探究財政支出分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距影響的空間作用機制,須將空間溢出效應(yīng)進一步劃分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)進行解釋,空間溢出效應(yīng)分解結(jié)果詳見表5。

表5 空間溢出效應(yīng)分解結(jié)果

從直接效應(yīng)和間接效應(yīng)來看,財政支出分權(quán)的直接效應(yīng)的系數(shù)為-1.797 6,且在1%的水平上顯著;間接效應(yīng)的系數(shù)為6.836 9,且在1%的水平上顯著。這表明財政支出分權(quán)有助于縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距,且會對鄰近地區(qū)產(chǎn)生正向的空間溢出效應(yīng)。究其原因在于:當(dāng)?shù)卣畵碛休^高的財政支出自主權(quán),能較好地結(jié)合地區(qū)實際情況有針對性地解決城鄉(xiāng)差異問題,如健全鄉(xiāng)村交通運輸基礎(chǔ)設(shè)施,推進鄉(xiāng)村倉儲、配送、批發(fā)零售行業(yè)發(fā)展,構(gòu)建鄉(xiāng)村與外界進行商流、物流、信息流轉(zhuǎn)移的溝通橋梁等,從而有效提高本地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品轉(zhuǎn)運效率,促使農(nóng)產(chǎn)品等物資能夠及時轉(zhuǎn)換為農(nóng)村居民的可支配收入,進而有效縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距;但當(dāng)本地區(qū)財政支出自主權(quán)相比于鄰近地區(qū)較高時,本地區(qū)可以更加靈活地實施人才引進、城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展等措施,逐步提升本地區(qū)的競爭力,進而可能會產(chǎn)生虹吸效應(yīng),如吸引鄰近地區(qū)的企業(yè)家加大對本地區(qū)的資本投入,從而進一步擴大鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。

從門檻變量來看,城鎮(zhèn)化率的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的系數(shù)均顯著為負(fù),表明城鎮(zhèn)化率有助于縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距,且會對鄰近地區(qū)產(chǎn)生負(fù)向的空間溢出效應(yīng)。究其原因在于:城市化率的提高能夠改善農(nóng)村居民的居住環(huán)境,增加農(nóng)村居民可利用的資源,提高農(nóng)村居民的可支配收入,從而有效縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距;同時,本地區(qū)城鎮(zhèn)化率的提高會提升鄰近地區(qū)政府對城鎮(zhèn)化建設(shè)的重視程度,使得鄰近地區(qū)的城鎮(zhèn)化率也相應(yīng)提高,帶動鄰近地區(qū)的農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展,從而有效縮小鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。經(jīng)濟發(fā)展水平的直接效應(yīng)的系數(shù)為-0.310 1,且在1%的水平上顯著;間接效應(yīng)的系數(shù)為0.140 2,但未通過顯著性檢驗。這表明經(jīng)濟發(fā)展水平的提高有助于縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距,但其空間溢出效應(yīng)不顯著。究其原因在于:地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展會帶動本地區(qū)一系列基礎(chǔ)配套設(shè)施的建設(shè)和完善,如住房與醫(yī)療保障補貼金額的增加,從而在一定程度上減少農(nóng)村居民的經(jīng)濟負(fù)擔(dān),提高農(nóng)村居民的相對收入;同時,地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展可以提供更多的就業(yè)崗位,帶動農(nóng)村居民就業(yè),直接增加農(nóng)村居民的經(jīng)濟收入。但對鄰近地區(qū)政府而言,在受到本地區(qū)經(jīng)濟趕超壓力的影響下,會對盈利較大的產(chǎn)業(yè)進行引進和投資,相對會忽視甚至?xí)p少對利潤較低的農(nóng)業(yè)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的扶持力度,而產(chǎn)業(yè)的引進和投資等存在較長的時滯性,使得其對鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距的顯著性影響未得到體現(xiàn)。

從控制變量來看,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的直接效應(yīng)的系數(shù)為-0.133 2,且在5%的水平上顯著;間接效應(yīng)的系數(shù)為-0.247 8,但未通過顯著性檢驗。這表明第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有助于縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距,但其空間溢出效應(yīng)不顯著。這主要是緣于第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠為本地區(qū)的農(nóng)民工提供就業(yè)崗位,減少農(nóng)民工的失業(yè)率,增加本地區(qū)農(nóng)民工的收入,從而有效縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距;但本地區(qū)所能提供的崗位是有限的,難以輻射到鄰近地區(qū),對鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距影響不大。教育投入水平的直接效應(yīng)的系數(shù)為-0.399 8,但未通過顯著性檢驗;間接效應(yīng)的系數(shù)為-12.123 3,且在5%的水平上顯著。這表明教育投入水平對本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距影響不顯著,但會對鄰近地區(qū)產(chǎn)生負(fù)向的空間溢出效應(yīng)。這可能是緣于本地區(qū)增加對教育的投入雖然能夠較好地平衡城鄉(xiāng)教育資源,促進農(nóng)村人力資本質(zhì)量的提升,從而提高農(nóng)村人才就業(yè)時的競爭力,但該效果具有一定的時滯性;而鄰近地區(qū)能夠通過人才引進等政策,在節(jié)約教育時間成本之際,即時享受到教育發(fā)展帶來的紅利,從而有效縮小其城鄉(xiāng)收入差距。社會保障和就業(yè)水平的直接效應(yīng)的系數(shù)為1.050 8,但未通過顯著性檢驗;間接效應(yīng)的系數(shù)為11.328 7,且在1%的水平上顯著。這表明社會保障和就業(yè)水平對本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距影響不顯著,但會對鄰近地區(qū)產(chǎn)生正向的空間溢出效應(yīng)。這主要是緣于現(xiàn)有的社會保障和就業(yè)服務(wù)水平不高,對本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距尚未起到明顯的作用;而根據(jù)“用腳投票”理論,本地區(qū)社會保障和就業(yè)服務(wù)水平的提高會影響鄰近地區(qū),間接造成其資本、人才和技術(shù)流失,從而間接擴大其城鄉(xiāng)收入差距。對外貿(mào)易水平的直接效應(yīng)的系數(shù)為-0.198 0,且在1%的水平上顯著;間接效應(yīng)的系數(shù)為1.545 5,且在1%的水平上顯著。這表明對外貿(mào)易水平的提高有助于縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距,且會對鄰近地區(qū)產(chǎn)生正向的空間溢出效應(yīng)。這主要是緣于對外貿(mào)易能夠加速商品流通,其中就包括了一系列農(nóng)產(chǎn)品,有助于促進農(nóng)村居民創(chuàng)收,從而有效縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距;而鄰近地區(qū)則很可能成為產(chǎn)品被輸入方,不利于其農(nóng)產(chǎn)品轉(zhuǎn)出,從而間接擴大其城鄉(xiāng)收入差距。人力資本水平的直接效應(yīng)的系數(shù)為-0.545 6,且在1%的水平上顯著;間接效應(yīng)的系數(shù)為-0.656 7,且在10%的水平上顯著。這表明人力資本水平的提高有助于縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距,且會對鄰近地區(qū)產(chǎn)生負(fù)向的空間溢出效應(yīng)。這主要是緣于人力資源的積累是地區(qū)發(fā)展的隱形財富,對鄉(xiāng)村振興具有巨大的推動作用,會帶動農(nóng)村居民增收,從而有效縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距;且人才具有流動性,能夠充實鄰近地區(qū)的鄉(xiāng)村振興人才隊伍,從而縮小鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。

(四)異質(zhì)性分析

我國幅員遼闊,地區(qū)之間的城鄉(xiāng)收入存在較大差距。為了更深入地探討財政支出分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng),本研究根據(jù)地理因素將所研究的30個省份劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)。其中,東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南;中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、廣西;西部地區(qū)包括四川、貴州、云南、重慶、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。具體按前文方法進行回歸分析,考慮到前文已對控制變量進行闡釋,此處不再贅述,僅展示解釋變量財政支出分權(quán)的空間效應(yīng)分解結(jié)果,具體的分地區(qū)空間效應(yīng)分解結(jié)果詳見表6。

表6 分地區(qū)空間效應(yīng)分解結(jié)果

由表6可知,在直接效應(yīng)方面,東部、中部、西部地區(qū)的財政支出分權(quán)的系數(shù)均為負(fù)數(shù),且顯著性按東部、中部、西部的順序依次遞減。這表明東部、中部和西部地區(qū)的財政支出分權(quán)的提高均有助于縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。尤其是在東部地區(qū)的縮小作用最為顯著,但對西部地區(qū)的作用則不明顯。這可能是緣于東部地區(qū)具有較好的地理區(qū)位優(yōu)勢和資源優(yōu)勢,當(dāng)東部地區(qū)擁有更高的財政支出分權(quán)時,能夠更好地發(fā)揮其優(yōu)勢,有效加大對城鄉(xiāng)收入不平衡的抑制作用;而中西部地區(qū)的社會發(fā)展和經(jīng)濟實力與東部地區(qū)相比仍有較大差距,可調(diào)配的資源比較有限,當(dāng)中西部地區(qū)擁有更高的財政支出分權(quán)時,可能會優(yōu)先以經(jīng)濟增長為目標(biāo),傾向于將更多的資源投入到城鎮(zhèn)經(jīng)濟的發(fā)展中,這也造成了財政支出分權(quán)對中西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的縮小作用不如東部地區(qū),這點在西部地區(qū)表現(xiàn)尤為明顯。在間接效應(yīng)方面,東部地區(qū)的系數(shù)為負(fù),且在5%的水平上顯著;中部地區(qū)的系數(shù)為負(fù),但不顯著;西部地區(qū)的系數(shù)正,且在10%的水平上顯著。這表明東部地區(qū)的財政支出分權(quán)的提高有助于縮小鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距;中部地區(qū)的財政支出分權(quán)的提高對鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距影響不明顯;西部地區(qū)的財政支出分權(quán)的提高不利于縮小鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。這主要是緣于近年來逐步實施關(guān)于東西部協(xié)作、定點幫扶以及“東中一體”協(xié)調(diào)發(fā)展的政策,當(dāng)東部地區(qū)省份擁有較高的財政支出自主權(quán)時,能夠更有針對性地對中西部地區(qū)實施有效的幫扶政策;中部地區(qū)因為整體經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r處于中等水平,對鄰近地區(qū)的幫助有限,導(dǎo)致其對鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距的影響不明顯;而西部地區(qū)受人才和資源較為匱乏限制,當(dāng)西部地區(qū)省份能夠自主調(diào)配更多的財政支出時,會更傾向和注重從鄰近地區(qū)引入人才或吸納經(jīng)濟資源,進而在一定程度上擴大了鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。鑒于此,假設(shè)H2得到驗證。

(五)調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

為了進一步探究在財政分權(quán)的背景下,當(dāng)?shù)胤秸畵碛懈叩呢斦灾鳈?quán)時,帶有城市傾向的財政支出偏向?qū)Τ青l(xiāng)收入差距的影響,本研究根據(jù)調(diào)節(jié)效應(yīng)的理論機制,將財政支出分權(quán)與財政支出偏向的交叉項納入SDM模型進行回歸分析。同樣考慮到前文已對控制變量進行闡釋,此處不再贅述,僅展示解釋變量、調(diào)節(jié)變量和交互項的調(diào)節(jié)效應(yīng)分解結(jié)果,具體的調(diào)節(jié)效應(yīng)分解結(jié)果詳見表7。

由表7可知,財政支出偏向的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)的系數(shù)均在1%的顯著性水平上為負(fù),表明財政支出偏向有助于縮小本地區(qū)與鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。但財政支出分權(quán)與財政支出偏向的交叉項的系數(shù)均顯著為正,這表明在財政支出偏向水平較高的地區(qū),財政支出分權(quán)不利于縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距,且會對鄰近地區(qū)產(chǎn)生正向的空間溢出效應(yīng)。鑒于此,假設(shè)H3得到驗證。究其原因在于:當(dāng)擁有更高的財政支出分配自主權(quán)時,地方政府受晉升激勵、GDP導(dǎo)向下的目標(biāo)考核壓力等影響,會傾向于將更多資金投入到城市建設(shè)中,造成城鄉(xiāng)之間可享受的資源不平衡,不利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小。而鄰近地區(qū)往往會有模仿競爭行為,會基于本地區(qū)既有的財政政策制定相應(yīng)的經(jīng)濟快速發(fā)展措施,促使鄰近地區(qū)政府優(yōu)先將財政資源投入到城市的建設(shè)中,以加快經(jīng)濟發(fā)展,從而擴大鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。

表7 調(diào)節(jié)效應(yīng)分解結(jié)果

(六)門檻效應(yīng)分析

根據(jù)上文理論分析,本研究進一步將城鎮(zhèn)化率和經(jīng)濟發(fā)展水平作為門檻變量,考察二者在財政支出分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生抑制作用的過程中所發(fā)揮的影響。本研究采用面板門檻模型進行回歸,并將反復(fù)抽樣次數(shù)設(shè)置為300,具體回歸結(jié)果詳見表8至表10。

表8 門檻效應(yīng)存在性檢驗

表9 門檻估計結(jié)果及置信區(qū)間

表10 不同門檻變量下的回歸結(jié)果

由表8可知,城鎮(zhèn)化率的單一門檻在5%的水平上顯著,雙重門檻在1%的水平上顯著,三重門檻未通過顯著性檢驗;經(jīng)濟發(fā)展水平的單一門檻在1%的水平上顯著,雙重門檻在10%的水平上顯著,三重門檻未通過顯著性檢驗。這表明城鎮(zhèn)化率和經(jīng)濟發(fā)展水平對財政支出分權(quán)均具有雙重門檻效應(yīng)。

基于表9和表10可以清晰地了解到2個門檻變量在財政支出分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的影響中發(fā)揮的作用。從城鎮(zhèn)化率的角度來看,當(dāng)門檻值由小于0.422 8到介于0.422 8和0.523 0之間,再到大于0.523 0時,財政支出分權(quán)的作用系數(shù)依次為-6.208 8、-6.491 6、-6.667 3,且均通過了1%的顯著性水平檢驗。這表明隨著城鎮(zhèn)化率的提高,財政支出分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用越來越強烈。從經(jīng)濟發(fā)展水平的角度來看,當(dāng)門檻值由小于10.243 0到介于10.243 0和10.790 6之間,再到大于10.790 6時,財政支出分權(quán)的作用系數(shù)依次為-4.365 2、-4.687 1、-4.838 6,且均通過了5%的顯著性水平檢驗。這表明隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高,財政支出分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用越來越強烈。鑒于此,假設(shè)H4得到驗證。究其原因在于:根據(jù)區(qū)域發(fā)展理論,在城鎮(zhèn)化率和經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū),地方政府在財政資源分配上不再側(cè)重于擴大城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟高速發(fā)展,而是開始轉(zhuǎn)向經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展、鄉(xiāng)村振興和共同富裕;同時,城鎮(zhèn)化率和經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)能夠營造更加優(yōu)良的就業(yè)環(huán)境,創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位,吸引外來務(wù)工人員進城發(fā)展,實現(xiàn)創(chuàng)收;另外,近年來興起的新型城鎮(zhèn)化能夠直接改善農(nóng)村居民的居住環(huán)境,以及提高其基本社會保障水平。可見,在城鎮(zhèn)化率和經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū),財政支出分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的改善作用更大。

(七)穩(wěn)健性檢驗

1.替換空間權(quán)重矩陣。基于上述分析,經(jīng)濟發(fā)展水平會在財政支出分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的影響中發(fā)揮不可忽視的作用,因此僅依據(jù)地理位置來構(gòu)建空間權(quán)重矩陣可能會導(dǎo)致系數(shù)估計上的偏差。本研究借鑒王守坤的做法[30],在前文的地理距離矩陣中進一步加入經(jīng)濟因素,構(gòu)建經(jīng)濟與地理距離的嵌套空間權(quán)重矩陣,并采用SDM模型進行回歸,回歸結(jié)果和空間溢出效應(yīng)分解結(jié)果詳見表11和表12。

表11 時空雙重固定效應(yīng)的SDM模型回歸結(jié)果

表12 空間溢出效應(yīng)分解結(jié)果

由表11和表12可知,從解釋變量財政支出分權(quán)的角度來看,在替換了空間權(quán)重矩陣之后,其主效應(yīng)系數(shù)、空間滯后項系數(shù),以及空間溢出效應(yīng)分解后的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)的系數(shù),均和替換之前的正負(fù)符號保持一致,且其他控制變量與先前研究的回歸結(jié)果也基本一致。這表明前文分析具有一定的穩(wěn)健性。同時,在替換了空間權(quán)重矩陣之后,各變量的間接效應(yīng)的系數(shù)的絕對值均變大,且均通過了顯著性水平的檢驗,表明各變量的空間溢出效應(yīng)得到提升。這也進一步驗證了經(jīng)濟發(fā)展水平在財政支出分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的影響中會產(chǎn)生重大影響。

2.替換核心解釋變量。根據(jù)前文的分析,將財政收入分權(quán)對財政支出分權(quán)進行替換,其余步驟保持不變,以全面考察財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的影響。時空雙重固定效應(yīng)的SDM模型回歸結(jié)果及空間溢出效應(yīng)分解結(jié)果詳見表13和表14。

表13 時空雙重固定效應(yīng)的SDM模型回歸結(jié)果

由表13和表14可知,從解釋變量財政收入分權(quán)的角度來看,財政收入分權(quán)的直接效應(yīng)的系數(shù)在1%的顯著性水平上為負(fù)。這表明財政收入分權(quán)和財政支出分權(quán)一樣,有助于縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。但財政收入分權(quán)的間接效應(yīng)未通過顯著性檢驗,表明財政支出分權(quán)的空間溢出效應(yīng)不顯著。這可能是緣于財政收入更多可以看作是本地區(qū)財政資金的回流,主要對本地區(qū)產(chǎn)生影響,對鄰近地區(qū)則影響不大。其他控制變量與先前研究的回歸結(jié)果也基本一致,這表明前文分析具有一定的穩(wěn)健性。

表14 空間溢出效應(yīng)分解結(jié)果

五、結(jié)論與對策

(一)結(jié)論

基于2009—2020年30個省份的面板數(shù)據(jù),構(gòu)建空間計量模型、調(diào)節(jié)效應(yīng)模型和門檻效應(yīng)模型,實證分析財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的影響機制,并進一步分析財政支出偏向在財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距影響中的調(diào)節(jié)作用,以及城鎮(zhèn)化率和經(jīng)濟發(fā)展水平在財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距影響中的門檻效應(yīng),得出以下結(jié)論:(1)財政分權(quán)對本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的抑制作用,且會對鄰近地區(qū)產(chǎn)生正向的空間溢出效應(yīng),該效應(yīng)在東部地區(qū)尤為明顯。(2)在財政支出偏向水平較高的地區(qū),財政支出分權(quán)不利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。(3)城鎮(zhèn)化率和經(jīng)濟發(fā)展水平在財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的影響中具有雙重門檻效應(yīng)。

(二)對策

城鄉(xiāng)收入差距受財政分權(quán)的影響,隨著共同富裕的不斷推進,應(yīng)進一步完善財政收支分配、推進財政協(xié)同合作、健全財政政策體系等,以期縮小城鄉(xiāng)收入差距、實現(xiàn)共同富裕。

1.完善財政收支分配?；谪斦謾?quán)對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用,地方政府應(yīng)根據(jù)當(dāng)?shù)貙嶋H發(fā)展?fàn)顩r,綜合考量地方整體協(xié)調(diào)發(fā)展和居民收入差距改善,完善財政收支分配,協(xié)調(diào)好財政資源在城鄉(xiāng)之間的分配。具體來說:(1)注重提高農(nóng)民生活質(zhì)量水平。地方政府應(yīng)逐步加大對農(nóng)村地區(qū)的公共基礎(chǔ)設(shè)施投入,如完善交通網(wǎng)絡(luò)體系、健全教育和醫(yī)療基礎(chǔ)設(shè)施等;針對受戶籍限制無法完全享受城鎮(zhèn)居民社會保障和福利待遇的進城務(wù)工人員,逐步完善并提高其福利待遇,如增加租房和購房補貼、提供廉租房等;適度調(diào)整農(nóng)村居民的醫(yī)療報銷起點和比例,降低農(nóng)民工看病難問題的發(fā)生率。通過上述舉措?yún)f(xié)同推進,逐步提高農(nóng)村居民的生活質(zhì)量水平,從而有效縮小城鄉(xiāng)收入差距。(2)積極挖掘鄉(xiāng)村特色資源稟賦。地方政府應(yīng)積極挖掘鄉(xiāng)村特色資源稟賦發(fā)展特色產(chǎn)業(yè),打造具有鄉(xiāng)村特色的產(chǎn)業(yè)模式,以點帶面,實現(xiàn)創(chuàng)收。如基于當(dāng)?shù)鬲毺氐牡乩憝h(huán)境打造旅游觀光景點吸引人流,并帶動餐飲住宿業(yè)、交通運輸業(yè)等發(fā)展,形成鄉(xiāng)村旅游產(chǎn)業(yè)鏈,推進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)興旺,進而實現(xiàn)鄉(xiāng)村全面振興。

2.推進財政協(xié)同合作?；谪斦謾?quán)對城鄉(xiāng)收入差距的正向空間溢出效應(yīng),各地方政府之間應(yīng)在財政上協(xié)同合作,共同縮小城鄉(xiāng)收入差距,助力實現(xiàn)共同富裕。具體來說:(1)打造對口幫扶體系。共同富裕倡導(dǎo)先富帶動后富,且為了防止虹吸效應(yīng)對鄰近地區(qū)的影響,東部地區(qū)應(yīng)基于其經(jīng)濟發(fā)展優(yōu)勢,主動發(fā)揮財政合作對中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)的幫扶作用,通過向中西部地區(qū)輸送教育、醫(yī)療等人才,提高當(dāng)?shù)氐娜肆Y本水平;通過向中西部地區(qū)設(shè)立專門的工作崗位,提高當(dāng)?shù)氐木蜆I(yè)水平;通過對中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)支持,提高當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟活躍度。(2)合理共享公共服務(wù)。經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)往往擁有較高的公共服務(wù)水平,應(yīng)積極構(gòu)建東中西部地區(qū)共享的公共服務(wù)平臺,統(tǒng)籌協(xié)調(diào)東部地區(qū)優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療服務(wù)、教育服務(wù)和社會保障服務(wù)等向中西部地區(qū)延伸,推進中西部地區(qū)公共服務(wù)供給水平的提升。

3.健全財政政策體系。基于財政分權(quán)現(xiàn)狀以及城鎮(zhèn)化率和經(jīng)濟發(fā)展水平的門檻效應(yīng),應(yīng)明確中央政府與地方政府之間的事權(quán)與財權(quán),以及相應(yīng)的權(quán)力與義務(wù),健全財政政策體系,協(xié)同推進城鄉(xiāng)收入水平提升,進而有效縮小城鄉(xiāng)收入差距。具體來說:(1)動態(tài)調(diào)整稅收政策。稅收政策的動態(tài)調(diào)整應(yīng)綜合考量整體社會效益,以中央為統(tǒng)籌,地方為主體,推動地方政府基于當(dāng)?shù)氐膶嶋H情況動態(tài)調(diào)整相關(guān)稅收政策,如對農(nóng)、林、牧、漁業(yè)產(chǎn)品提供稅收優(yōu)惠或免征部分稅收,對涉農(nóng)企業(yè)提供稅收優(yōu)惠政策支持和津貼補助,對較高收入人群適度提高稅收比例,以此來縮小城鄉(xiāng)收入差距。(2)推進新型城鎮(zhèn)化進程。城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū),財政分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用就越明顯。因此,地方政府在財政政策的支持下,應(yīng)進一步發(fā)展城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、城鄉(xiāng)一體的新型城鎮(zhèn)化,推動城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化,完善人才入鄉(xiāng)引進機制,增強鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)扶持力度,促進新型城鎮(zhèn)化與鄉(xiāng)村振興協(xié)調(diào)發(fā)展。