摘要：財政分權是否有利于改善收入分配一直以來是國內(nèi)外公共經(jīng)濟學文獻關注的焦點。本文從理論上厘清財政分權對收入分配的影響機制，從而真正理解中國地方政府再分配政策失靈的根源，以公共支出結構作為門檻變量，通過建立面板門檻模型實證考察了1995—2012年中國式財政分權對收入差距的影響效應。研究結果發(fā)現(xiàn)：第一，從總體上，中國式財政分權與基尼系數(shù)呈正相關，即分權程度每增加1個單位會導致基尼系數(shù)增加124個百分點。第二，財政分權對收入差距存在顯著的非線性作用，即存在門檻效應，在不同的公共支出結構下影響效應明顯不同。第三，公共支出結構的門檻效應并沒有保持連續(xù)一致的積極影響，而是不穩(wěn)定地分布在不同地區(qū)，并由西部地區(qū)逐漸向東部地區(qū)轉移。

關鍵詞：財政分權；公共支出結構；收入分配；基尼系數(shù)

中圖分類號：F8122文獻標識碼：A文章編號：1000176X（2016）04007607

一、引言

雖然改革開放使中國經(jīng)濟增長取得了的令人矚目的成績，但收入分配問題一直被人們所詬病。十八大以來，黨中央希望著力解決收入分配差距問題，為此提出“兩個同步”期望逐步提高居民收入在國民收入分配中的比重。值得注意的是，習近平總書記上任以來一直強調共同富裕道路，提出通過轉變經(jīng)濟增長模式不斷實現(xiàn)合理收入分配。然而，近年來，中國收入差距的變化態(tài)勢并沒有好轉，基尼系數(shù)不斷擴大，2003—2015年始終超過國際警戒線，引起了許多專家學者的高度重視。很顯然，有關收入差距的研究文獻可謂汗牛充棟，但基本上沿著兩條主線進行：第一，對收入分配的定量分析，即運用數(shù)量方法分析和判斷目前中國收入差距的現(xiàn)狀與趨勢，例如李實[1]利用基尼系數(shù)等分析工具對中國總體收入差距問題進行定量研究。第二，探究產(chǎn)生收入差距的成因，其中包括體制改革、二元結構、市場化進程、人力資本、行業(yè)壟斷和腐敗等各種因素。

Kuznets[2]依據(jù)推測和經(jīng)驗提出了經(jīng)濟發(fā)展與收入差距變化關系的倒U形曲線假說，根據(jù)這一假說，當經(jīng)濟發(fā)展到達一個拐點之后，收入差距就會趨于縮小。但令人遺憾的是，大量實證研究表明，倒U型曲線假說在中國并不成立，經(jīng)濟增長實際上不能內(nèi)生性地自動解決收入分配問題。在中國特殊的政治經(jīng)濟環(huán)境下，能否縮小居民收入差距還應考慮政府在調節(jié)收入分配中的實施效率。如果政府作用不當，由援助之手變成攫取之手，就極有可能出現(xiàn)再分配的“逆向調節(jié)”，最終導致不僅無法實現(xiàn)公平分配的調節(jié)功能，反而異化為進一步加劇收入分配的差距。在實證分析方面，基于減貧效果測算的視角，閆坤等[3]認為收入的初次分配和再分配都抵消了經(jīng)濟增長的減貧效果，但是當前政府再分配的抵消作用要大于初次分配，因而推進全社會基本公共服務均等化，完善公共品供給機制才是減貧的關鍵所在。很顯然，公共支出結構能否優(yōu)化已經(jīng)成為目前改善中國居民收入分配的關鍵因素之一。但中國式財政分權使大多數(shù)地方政府官員在財政支出安排上“重經(jīng)濟建設、輕民生改善”，呈現(xiàn)出明顯的結構性偏向，這種生產(chǎn)性偏向無疑對居民收入分配產(chǎn)生了極大的消極效應。

值得慶幸的是，近年來，越來越多的學者開始關注公共支出結構對收入分配的影響，例如馬萬里等[4]開始在中國式分權背景下基于公共支出結構的研究視角重新審視中國收入差距問題，為我們認清收入分配問題拓寬了思路，但現(xiàn)有研究仍存在一些不足，本文希望能在以下三個方面豐富已有文獻：第一，在理論上，厘清財政分權、公共支出結構偏向對收入分配的影響機制，從而真正理解中國地方政府再分配失靈的根源。第二，在實證分析上，通過構建省級面板數(shù)據(jù)，基于公共支出結構視角考察財政分權對居民收入差距的非線性影響。第三，在估計方法上，采用面板門檻模型估計不同公共支出結構情形下財政分權的收入分配效應的顯著差異。

二、理論分析與研究假設

眾所周知，有關財政分權對經(jīng)濟效率的影響積累了大量的研究文獻，例如財政分權如何影響經(jīng)濟增長、經(jīng)濟集聚與貿(mào)易開放等不同經(jīng)濟變量，但是鮮有文獻關注財政分權對地方政府再分配功能以及轄區(qū)內(nèi)收入分配狀況的影響。很顯然，這個問題關系到一個國家（特別是發(fā)展中國家）是否要調整中央與地方的財政關系，是否要繼續(xù)推行分權化改革，如果不能得到一個合理的研究結論可能會給該地區(qū)帶來非合意的收入差距。參考現(xiàn)有的公共經(jīng)濟學文獻可知，財政分權對收入分配的影響主要包括直接與間接兩種效應。所謂的直接效應主要是指由分權化過程帶來的公共經(jīng)濟政策的直接變化所引起的經(jīng)濟主體行為的改變。這種直接效應的產(chǎn)生主要基于財政競爭理論：一方面，轄區(qū)間稅收競爭使得居民與廠商以及其他生產(chǎn)要素不斷發(fā)生流動，進而影響其收入狀況；另一方面，轄區(qū)間支出競爭能夠優(yōu)化公共產(chǎn)品供給結構，從而改善收入分配。但不論是稅收競爭還是支出競爭，財政分權對收入分配的影響是不確定的，其主要取決于居民與生產(chǎn)要素是否能夠完全流動。而所謂的間接效應是指由財政分權所導致的對社會經(jīng)濟因素的影響從而間接影響收入分配。例如，Sepulveda和Vazquez[5]的研究結論指出，經(jīng)濟增長、經(jīng)濟穩(wěn)定、地區(qū)差距和制度質量等變量會對收入分配產(chǎn)生間接效應，但是由于受到其他因素的約束，其效應是不確定的。綜上所述，財政分權對收入分配影響的潛在渠道表現(xiàn)為多樣化和復雜化，因此，在理論上幾乎不可能預測兩者之間的凈效應，因而需要通過經(jīng)驗研究進行實證檢驗?；谏鲜龇治?，本文提出第一個研究假設：

假設1：財政分權對收入分配的影響渠道是多樣化且復雜的，既有直接效應也有間接效應，從理論分析上無法確定兩者之間滿足單一的線性關系，因而財政分權與收入分配之間呈非線性關系。

但在經(jīng)驗研究方面，我們同樣無法得出財政分權影響收入分配的一致結論，而且兩者之間正負關系取決于其他因素。Beramendi[6]發(fā)現(xiàn)，當某個轄區(qū)對收入再分配可以采取不同措施時，分權程度越高收入分配越不公平。Neyapti[7]基于對54個國家基尼系數(shù)的研究指出，收入分權會惡化收入不平等，但當考慮政府治理水平時，收入分權惡化程度會得到緩解。相反，Sepulveda 和Vazquez[5]卻認為，財政分權有利于緩解收入不平等，因而與中央政府相比，地方政府實施旨在縮小收入差距的公共服務支出政策可能會更加有效。同樣，Tselios等[8]利用1995—2000年102個歐盟國家的面板數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，財政分權減少了收入不平等，但這種削弱效應隨著區(qū)域人均收入的提高而不斷減小。隨后，Lessmann[9]通過考察1980—2009年54個發(fā)達與發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù)，得出了與 Tselios等一致的研究結論。

中國式財政分權所引發(fā)的地方政府間的財政競爭，與歐美國家的財政聯(lián)邦主義相比有兩個重要差別：第一，地方政府財政競爭的策略工具逐漸由簡單的稅率競爭轉向支出競爭。在西方聯(lián)邦制的背景下，轄區(qū)政府具有一定的調整稅率的權力，因而稅率調整成為地方政府財政競爭的重要手段；而在中國分稅制改革后，地方政府能夠直接調整稅率的權利和空間很小，因而通過調整支出結構提升制度軟環(huán)境的策略性財政政策被逐漸采用。第二，在中國式財政分權背景下，財政競爭內(nèi)生出公共支出的結構性偏向。中國式財政分權的特殊之處在于經(jīng)濟分權與政治集權的結合，即在上級政府GDP導向的績效考核要求之下，激烈的政治錦標賽迫使地方官員在安排公共支出時更多地偏向于生產(chǎn)性支出。很顯然，中國式財政競爭的雙重特征將影響著收入分配的過程與結果，具體影響機制如圖1所示。

圖1中國式財政分權、公共支出結構與收入分配的理論聯(lián)系為了說明地方政府的公共支出策略，我們把公共支出分為兩類：一種是生產(chǎn)性支出，主要直接服務于經(jīng)濟增長；另一種是民生性支出，主要用于改善轄區(qū)居民福利。轄區(qū)間財政競爭會內(nèi)生出不同的公共支出結構，即生產(chǎn)性支出與民生性支出的比重發(fā)生變化，而兩類支出對收入分配產(chǎn)生直接或間接效應，其總效應取決于兩種效應的大小?；谏鲜龇治觯疚奶岢龅诙€研究假設：

假設2：財政分權對收入分配的影響存在公共支出結構的門檻效應，不同的公共支出結構安排會產(chǎn)生不同的收入分配效應，不論是生產(chǎn)性支出過多還是民生性支出過多都不利于改善收入分配。

三、門檻模型設定、變量選取與數(shù)據(jù)說明

（一）門檻模型設定與估計方法

根據(jù)上述分析可知，財政分權的收入分配效應會隨著不同的公共支出結構安排而發(fā)生變化，即存在各種不同的區(qū)制狀態(tài)。Hansen[10]最早提出利用門檻變量（Threshold Variable） 來決定不同的分界點，進而利用門檻變量的觀察值估計出適合的門檻值，這可以有效避免一般研究者所使用的主觀判定分界點法所造成的偏誤。因此，本文基于面板門檻模型，以單一門檻為例，其基本方程可設定為：

yit=ui+x′itβ1×I（qit≤γ）+x′itβ2×I（qit>γ）+εit（1）

其中，i=1，2，…，N，N表示不同的個體；t=1，2，…，T，T表示時間；qit表示門檻變量，在本文中為公共支出結構；yit和xit分別表示被解釋變量和解釋變量，在本文中為收入分配與財政分權；I（·）為一個指標函數(shù)，相應的條件成立時取值為1，否則取值為0。依據(jù)門檻變量qit和門檻值γ的相對大小，本文將樣本觀察值分成兩個區(qū)間，區(qū)間的差異表現(xiàn)在回歸系數(shù)β1和β2上。在模型的估計上，主要采用去除組內(nèi)平均值剔除個體效應的方法，通過矩陣轉換，式（1）可轉換為：

Y=X（γ）β+ε（2）

對于給定的γ值，本文采用普通最小二乘法（OLS） 得到參數(shù)β的一致估計量，即（γ）=X（γ）′X（γ）-1X（γ）′Y，相應的殘差向量為（γ）=Y-X（γ）β（γ），殘差平方和為S1（γ）=（γ）′（γ）。根據(jù)Hansen[10]的建議，本文采用最小二乘法來估計并獲得γ的值，即=argminS1（γ）。

（二）變量與數(shù)據(jù)說明

1被解釋變量和解釋變量。本文的被解釋變量為收入分配，采用基尼系數(shù)（gini）來度量。其中，基尼系數(shù)計算方法主要參考田衛(wèi)民[11]的研究結果。本文的被解釋變量為財政分權，已有文獻度量財政分權的方式有很多種，主要包括下級政府的財政收支份額和財政的邊際增量兩種方式，例如用人均省級財政支出和人均中央財政支出的比率、人均省級預算支出與中央預算支出的比率以及人均省級預算外支出與中央預算外支出的比率來衡量財政分權水平，也有采用地方預算收入的邊際增量來表示財政分權。本文采用各省人均財政支出除以中央人均財政支出來反映財政分權程度。

2門檻變量和控制變量。本文選取公共支出結構作為門檻變量。公共支出結構指公共支出總額中各類支出的組合以及各類支出在總支出中的比重。為了更方便地研究財政競爭與財政支出結構的關系，本文根據(jù)Keen 和Marchand[12]的界定，把政府公共支出劃分為進入轄區(qū)居民效用函數(shù)的民生性支出和進入企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的生產(chǎn)性支出。其中， 民生性支出主要包括用于滿足轄區(qū)居民福利要求的教育、醫(yī)療衛(wèi)生和社會保障等方面的支出；生產(chǎn)性支出主要包括用于基礎實施、交通和運輸、企業(yè)研發(fā)投入和城市維護等有助于改善投資環(huán)境方面的支出。因此，公共支出結構變量pes=生產(chǎn)性支出/民生性支出。1997—2012年間中國地方政府公共支出結構的具體情況，如圖2所示。

圖21997—2012年中國地方政府公共支出結構變化趨勢從圖2中可以看出，分稅制改革以來，地方政府的生產(chǎn)性支出比重不斷下降，2004年后民生性支出比重不斷增加。總體而言，公共支出結構系數(shù)呈緩慢遞減趨勢，這說明地方政府的生產(chǎn)性支出偏向趨于削弱。除此之外，其他的控制變量主要包括：

人均GDP。本文采用各地區(qū)的實際生產(chǎn)總值除以各地區(qū)年底總人口數(shù)來表示。

城市化率。本文采用各地區(qū)的城鎮(zhèn)人口占總人口的比重來表示。

開放程度。本文選取各地區(qū)實際利用進出口總額與實際生產(chǎn)總值之比來表示。

政府規(guī)模，關于政府規(guī)模的度量方法有兩種： 一是政府財政支出占GDP 的比重；二是政府機構工作人員與總人口或就業(yè)人數(shù)之比。本文采用第一種方法度量政府規(guī)模。

3數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計。本文采用的樣本數(shù)據(jù)為1995—2012年全國25個省份（考慮到部分地區(qū)數(shù)據(jù)缺失，遂剔除北京、上海、天津、海南、云南和西藏）的面板數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均來自《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、《中國財政年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。鑒于除人均GDP變量之外，其他變量均為比值，因而為了提高結果的可信度和數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，本文對人均GDP變量取對數(shù)，各變量統(tǒng)計特征如表1所示。

四、實證結果分析

（一）門檻效應檢驗

雖然在模型的設定中本文假設存在門限效應，但其是否具有統(tǒng)計上的顯著性還需做進一步的檢驗。Hansen[10]建議采用自體抽樣法來模擬似然比檢驗的漸進分布，并構造如下統(tǒng)計量：

由自體抽樣樣本分別估計原假設與備擇假設對應的似然比統(tǒng)計量，重復以上過程多次，計算模擬值大于真實值的概率，若所得P 值小于設定的臨界值5%，則拒絕原假設，從而認為存在門檻效應。第一個和第二個門檻變量的估計值（LR值）與置信區(qū)間如圖 3和圖4 所示。

圖3第一個門檻估計值和置信區(qū)間 圖4第二個門檻估計值和置信區(qū)間由圖3可知，估計出的第一個門檻值置信區(qū)間為[02422，02837]，抽樣結果顯示，當門檻變量為02465時，LR值最接近零，因而第一個門檻值為02465，在確定第一個門檻值的基礎上通過格柵搜索法繼續(xù)抽樣驗證第二個門檻值。由圖4可知，模型存在第二個門檻，抽樣結果顯示，第二個門檻值為05645，置信區(qū)間為[05334，06515]。為了判斷模型究竟存在幾個門檻值，需要構造門檻模型的統(tǒng)計量進行識別，門檻效應檢驗結果如表2所示。

表2門檻效應檢驗結果

模型F值P值BS次數(shù)1%5%10%門檻值單一門檻1570340154450039078132519128339102465雙重門檻237222***00000500101654397111293105645三重門檻1222840206650013970582375201995不存在注：***表示在1%水平上顯著，BS為門檻自抽樣的次數(shù)。

通過模型的門檻效應檢驗結果可知，模型在單一門檻和三重門檻沒有通過統(tǒng)計量的顯著性檢驗，但通過了雙重門檻的假設性檢驗，因此，本文將模型進一步修正為雙重門檻模型：

giniit=ηi+β1×fdit（pesit≤γ1）+β2×fdit（γ1γ3）+θ′controlit+εit（4）

（二）門檻回歸結果分析

基于式（4），本文研究在不同公共支出結構下，財政分權對收入分配的影響差異程度。為了說明該模型估計的準確性，本文采用線性面板固定效應模型和非線性雙重門檻模型分別對變量進行估計對比，估計結果如表3所示。

由表3可知，財政分權在兩類線性面板固定效應模型估計中結果不一致，說明財政分權與收入分配之間呈非線性關系，基本符合假設1。在線性面板固定效應模型（1）中，本文加入財政分權的平方項，發(fā)現(xiàn)財政分權與收入分配呈倒U型關系，即在初期，財政分權會擴大收入差距，即分權程度每增加1個單位會導致基尼系數(shù)增加518個百分點，但一旦越過某個拐點，財政分權將減小收入差距。而在線性面板固定效應模型（2）中，本文加入財政分權與公共支出結構的交互項，發(fā)現(xiàn)財政分權與收入分配之間的關系取決于公共支出結構，即當公共支出結構樣本均值為05420時，財政分權縮小收入差距的邊際效應為-00779。通過對比兩種模型的估計結果可知，財政分權對收入分配的影響效應出現(xiàn)了顯著性差異，這說明財政分權的收入分配效應并不是線性模型下所揭示的簡單線性關系，需要運用面板門檻估計進行實證檢驗，以揭示財政分權影響收入分配的非線性效應。

由表3中的非線性雙重門檻模型的估計結果可知，總體而言，中國式財政分權與基尼系數(shù)呈正相關關系，即分權程度每增加1個單位會導致基尼系數(shù)增加124個百分點，但是財政分權對收入分配存在顯著的非線性作用，即存在門檻效應并在不同的公共支出結構下影響效應明顯不同，基本符合假設2。具體說來，在公共支出結構水平低于門檻值02465時，財政分權對收入分配的影響系數(shù)為00473，即分權程度每增加1個單位，收入差距就會擴大473個百分點，其主要原因在于此時生產(chǎn)性支出比重較低，民生性支出比重偏高，民生性支出影響收入差距的正效應小于生產(chǎn)性支出的負效應，因而在這種情形下財政分權導致收入差距擴大。在公共支出結構水平超過門檻值05645之后，財政分權對收入分配的影響系數(shù)為00466，此時生產(chǎn)性支出比重偏高，民生性支出比重較低，生產(chǎn)性支出影響收入差距的負效應大于民生性支出的正效應，使得財政分權最終導致收入差距擴大。當公共支出結構水平處于02465—05645時，財政分權對收入分配的影響系數(shù)變?yōu)?00123，財政分權有利于縮小收入差距，即分權程度每增加1個單位，收入差距就會縮小123個百分點，其主要原因在于此時不論是生產(chǎn)性支出還是民生性支出都處于合理的區(qū)間內(nèi)，兩類支出影響收入差距的正效應都大于負效應。綜上，財政分權的收入分配效應取決于公共支出結構水平，只有合理優(yōu)化公共支出結構，才能使財政分權有利于縮小收入差距。在控制變量方面，線性面板固定效應模型和非線性雙重門檻模型所估計的結果幾乎沒什么差別，且所有估計結果都比較顯著穩(wěn)健。其中，城市化與政府規(guī)模與收入差距呈正相關關系，這說明城市化的推進與政府規(guī)模的擴大不利于改善收入分配。與Kuznets假說一致，人均GDP與基尼系數(shù)呈倒U型關系。在線性模型中，開放度與收入差距呈正相關關系，而在非線性模型中系數(shù)為-00132，這說明對外開放對收入差距的影響受其他因素約束，還需進行深入的理論分析與實證檢驗。

（三）進一步分析：門檻效應的變化趨勢與地區(qū)差異

根據(jù)門檻變量公共支出結構的門檻值，可將樣本所涉及的25個地區(qū)劃分為兩類區(qū)域：一類是公共支出結構偏向組（pes≤02465，pes> 05645）；另一類是公共支出結構合理組（02465

圖51995—2012年兩類區(qū)域包含的省份數(shù)由圖5可知，1995—2012年公共支出結構合理組省份個數(shù)呈M型特征，這說明其變化波動性大，根據(jù)上述分析，在公共支出結構合理區(qū)間內(nèi)財政分權有利于縮小收入差距，因而周期性變化勢必導致居民收入分配狀況的不穩(wěn)定以及政府再分配政策的失靈。進一步分析，本文發(fā)現(xiàn)公共支出結構合理組省份的分布隨時間發(fā)生了改變，為了簡單說明問題，本文選取了1995年、2004年和2012年三個觀察年份來分析其變化情況，結果顯示，1995年公共支出結構合理組主要集中在貴州、新疆、陜西、甘肅、寧夏和青海等西部地區(qū)，到2004年逐漸由西部地區(qū)向山西、安徽、江西、湖南、湖北和河南等中部地區(qū)轉移，而2012年數(shù)據(jù)顯示江蘇、浙江和廣東等東部地區(qū)成為公共支出結構合理組的成員主體。通過上述分析可知，公共支出結構的門檻效應并沒有保持連續(xù)一致的積極影響，而是不穩(wěn)定地分布在不同地區(qū)，這將導致收入分配治理政策的執(zhí)行沖突與績效不佳[13]。

五、主要結論與政策建議

本文基于已有文獻試圖從理論上厘清財政分權、公共支出結構對收入分配的影響機制，從而真正理解中國地方政府再分配失靈的根源。基于上文的理論分析與實證檢驗，得出以下結論：第一，財政分權對收入分配的影響渠道是多樣化且復雜的，既有直接效應也有間接效應，從理論分析上無法確定兩者之間滿足單一的線性關系，因而財政分權與收入分配之間呈非線性關系。第二，由雙重門檻模型的估計結果可知，從總體上說，財政分權與基尼系數(shù)呈正相關關系，即分權程度每增加1個單位會導致基尼系數(shù)增加124個百分點，但財政分權對收入分配存在顯著的非線性作用，即存在門檻效應，在不同的公共支出結構下影響效應明顯不同，財政分權的收入分配效應取決于公共支出結構水平，只有合理優(yōu)化的公共支出結構才能使財政分權有利于縮小收入差距。第三，公共支出結構合理組省份的分布隨時間發(fā)生改變，公共支出結構的門檻效應并沒有保持連續(xù)一致的積極影響，而是不穩(wěn)定地分布在不同地區(qū)，由西部地區(qū)逐漸向中部和東部地區(qū)轉移。

綜上所述，本文提出以下政策建議：第一，進一步推進地方財政體制改革，理順中央與地方間的收支關系，形成財權與事權更為匹配的分權模式，從而減小中國式財政分權的負面效應，使地方政府更為有效地執(zhí)行再分配政策。第二，為了更好對地方政府的行為進行約束，激勵地方政府提高公共服務以滿足居民福利偏好的合意性，應逐步推進戶籍制度改革，使轄區(qū)居民真正實現(xiàn)“用腳投票”，促進財政競爭的有效實施從而削弱中國式財政競爭對收入分配的消極影響。第三，以民生改善為導向，根據(jù)區(qū)域的不同特點優(yōu)化公共支出結構，既要防止民生性支出不足帶來的惡果，又要警惕生產(chǎn)性支出不足導致的隱患，同時需要完善晉升考核制度，對地方政府官員引入多指標考核，盡量減少地方官員的激勵偏離。第四，對地方政府再分配政策進行相應的約束與規(guī)范，通過提高財政透明度與加強公共支出監(jiān)管，盡可能減少再分配的不公平與非正義現(xiàn)象產(chǎn)生，從而規(guī)避收入再分配的逆向調節(jié)。

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（責任編輯：徐雅雯）