儲(chǔ)德銀,遲淑嫻,紀(jì) 凡

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與公共管理學(xué)院,安徽 蚌埠 233030)

中國(guó)式分權(quán)、轉(zhuǎn)移支付與居民收入不平等

儲(chǔ)德銀,遲淑嫻,紀(jì) 凡

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與公共管理學(xué)院,安徽 蚌埠 233030)

本文首先采用基尼系數(shù)對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)、城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入不平等程度進(jìn)行重新測(cè)度,然后以政府轉(zhuǎn)移支付為門限變量建立面板門限回歸模型,對(duì)財(cái)政收支分權(quán)與居民收入不平等之間關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),結(jié)果發(fā)現(xiàn):一是財(cái)政收入分權(quán)與收入不平等顯著負(fù)相關(guān),財(cái)政支出分權(quán)與收入不平等顯著正相關(guān);二是財(cái)政收支分權(quán)對(duì)不同類型收入不平等的作用效果存在較大差異。其中,無(wú)論是財(cái)政收入分權(quán)抑或支出分權(quán)對(duì)收入不平等的政策效應(yīng)大小依次是城鎮(zhèn)居民﹥農(nóng)村居民﹥總體居民;三是政府轉(zhuǎn)移支付在不同區(qū)制對(duì)居民收入不平等的影響呈現(xiàn)顯著地非線性特征。即從相對(duì)較低的第一區(qū)制跨入較高的第二區(qū)制時(shí),轉(zhuǎn)移支付對(duì)居民收入不平等的影響由負(fù)轉(zhuǎn)變?yōu)檎?。本文以上研究結(jié)論不僅對(duì)于全面構(gòu)建央地新型政府間財(cái)政關(guān)系,還可以為促進(jìn)公平收入分配提供理論依據(jù)與決策參考。

中國(guó)式分權(quán);居民收入不平等;轉(zhuǎn)移支付;面板門限回歸模型

一、引 言

世界經(jīng)濟(jì)論壇2014年發(fā)布的《2014年全球風(fēng)險(xiǎn)報(bào)告》中指出,收入不平等狀況的惡化已成為全球經(jīng)濟(jì)面臨的首要風(fēng)險(xiǎn),收入與財(cái)富分配不均對(duì)家庭、社會(huì)以及國(guó)家政治的影響越來(lái)越大。伴隨我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)較快發(fā)展與人均收入水平的不斷提高,收入分配不公問(wèn)題近來(lái)受到了社會(huì)各界的高度關(guān)切。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的最新數(shù)據(jù)顯示,全國(guó)居民收入基尼系數(shù)從2012年0.474下降到2015年的0.462,但2016年全國(guó)居民收入基尼系數(shù)為0.465,較2015年又增加了0.003,雖然國(guó)內(nèi)居民貧富差距從總體上有縮小的態(tài)勢(shì),但遺憾的是,我國(guó)居民收入基尼系數(shù)仍遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)國(guó)際公認(rèn)警戒線0.4的水平。因此深化財(cái)政體制改革,重構(gòu)收入分配調(diào)節(jié)機(jī)制和渠道(高培勇,2010)[1],縮小城鄉(xiāng)間、區(qū)域間居民收入差距,實(shí)現(xiàn)全面建成小康社會(huì)的政策愿景是我國(guó)政府和學(xué)術(shù)界亟待解決的重要問(wèn)題之一。

理論上,不同國(guó)家運(yùn)用不同的貨幣政策工具和財(cái)政政策工具在減少收入、財(cái)富以及機(jī)會(huì)不平等中發(fā)揮作用,其中通過(guò)財(cái)政分權(quán)體制對(duì)于收入不平等的調(diào)節(jié)存在多種渠道。一是財(cái)政分權(quán)可以通過(guò)優(yōu)化公共支出結(jié)構(gòu)進(jìn)而影響收入不平等。財(cái)政分權(quán)理論認(rèn)為,相對(duì)于中央政府而言,地方政府能直接面對(duì)轄區(qū)內(nèi)居民的偏好與需求,具有無(wú)法比擬的信息優(yōu)勢(shì)。地方政府一方面可以實(shí)施一系列的“益貧式”公共支出再分配計(jì)劃,譬如提高對(duì)窮人的現(xiàn)金補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn),直接增加其可支配收入,進(jìn)而縮減收入差距;另一方面,通過(guò)加大具有長(zhǎng)期扶貧效應(yīng)的支出計(jì)劃,如增加對(duì)教育科技和醫(yī)療衛(wèi)生等方面的投入,最終也能達(dá)到有助于改善收入不平等的目的。二是財(cái)政分權(quán)還可以通過(guò)影響地方政府的稅收政策作用于收入不平等。由于理論上地方政府的支出責(zé)任分權(quán)應(yīng)與支出需求相一致,而在實(shí)際中,支出需求很容易超出下放到地方政府的財(cái)政能力,即地方政府財(cái)力不足以滿足其應(yīng)負(fù)的支出責(zé)任,這種不對(duì)稱的財(cái)政分權(quán)將會(huì)在政府間產(chǎn)生垂直失衡。雖然地方政府可以通過(guò)相應(yīng)的稅收政策獲得收入以及由此校正垂直失衡,但對(duì)于收入不平等究竟產(chǎn)生何種影響取決于地方政府的稅收政策。三是財(cái)政分權(quán)下地方政府實(shí)施的公共就業(yè)政策也會(huì)影響收入不平等。地方政府通過(guò)實(shí)施一系列改善民生促進(jìn)就業(yè)的政策,不僅可以直接增加勞動(dòng)要素提供者的收入水平,還利于提高經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)與發(fā)展?？傮w而言,財(cái)政分權(quán)可以通過(guò)直接與間接兩種渠道影響收入不平等。一方面,財(cái)政分權(quán)通過(guò)影響要素跨區(qū)域流動(dòng)性、改變稅收制度的累進(jìn)性或者調(diào)整公共支出結(jié)構(gòu)直接作用于收入不平等;另一方面,財(cái)政分權(quán)通過(guò)社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素(譬如經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與穩(wěn)定、政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的程度和制度建設(shè)等)間接影響收入不平。Rodriguez et al.(2010)[2]認(rèn)為除了財(cái)政分權(quán)質(zhì)量與手段之外,地方政府的有效自治程度及其在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的相對(duì)重要性有可能在分權(quán)與收入不平等之間扮演重要角色(Stegarescu,2005)[3]。

雖然Proud(1995)和Peterson(1995)認(rèn)為財(cái)政分權(quán)可以顯著降低不平等[4],但一些學(xué)者認(rèn)為降低或減少不平等并非政府提高財(cái)政分權(quán)的直接動(dòng)因(Panizza,1999[5];Letelier,2005[6];Bodman and Hodge,2010[7])。傳統(tǒng)分權(quán)理論基于效率方面的考慮,在談及地方政府實(shí)施再分配政策時(shí)持有懷疑態(tài)度,認(rèn)為中央政府應(yīng)發(fā)揮收入分配的宏觀調(diào)控職責(zé)(Oates,1972)[8]。然而與之相對(duì),以McKinnon(1995)[9]和Weingast & Qian(1997)[10]等為代表的第二代財(cái)政分權(quán)理論卻認(rèn)為由全面分權(quán)所導(dǎo)致的轄區(qū)競(jìng)爭(zhēng),其在減少收入不平等方面的作用效果相對(duì)要優(yōu)于中央統(tǒng)一制定的再分配政策,即財(cái)政分權(quán)相當(dāng)于一個(gè)承諾機(jī)制發(fā)揮功效,分權(quán)后地方政府公共政策取得的效果很有可能與傳統(tǒng)分權(quán)理論相悖(Bahl et al.,2002; Gil et al.,2004)[11][12]。轄區(qū)居民的異質(zhì)性偏好會(huì)促使地方政府更加支持分權(quán)(Oates,1972)[8],而且地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的異化反過(guò)來(lái)也會(huì)提升地區(qū)自治水平以及財(cái)政分權(quán)產(chǎn)生更高的需求(Bolton and Roland,1997)[13]。

近年來(lái),國(guó)內(nèi)學(xué)者針對(duì)財(cái)政分權(quán)與收入不平等間關(guān)系也展開(kāi)了諸多有益探討,但存在兩種迥然不同的實(shí)證結(jié)論。一是財(cái)政分權(quán)降低了收入不平等。隨著地方財(cái)政自主權(quán)增加，地方政府減少對(duì)上級(jí)轉(zhuǎn)移支付依賴度從而有利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距(陶然、劉明興,2007)[14]但作用效果存在區(qū)域差異(高錦濤,2014)[15]。同樣結(jié)論在儲(chǔ)德銀等(2016)研究中得以證實(shí),即在不同分權(quán)區(qū)制下財(cái)政分權(quán)與收入不平等之間存在顯著非線性負(fù)相關(guān)關(guān)系。二是財(cái)政分權(quán)導(dǎo)致收入不平等進(jìn)一步加劇[16]。馬光榮(2010)[17]、賴小瓊、黃智淋(2011)[18]、陳工、洪禮陽(yáng)(2012)[19]、賀俊、吳照龔(2013)[20]、遲誠(chéng)、馬萬(wàn)里(2015)[21]、陳工、何鵬飛(2016)[22]等認(rèn)為財(cái)政分權(quán)會(huì)進(jìn)一步拉大城鄉(xiāng)收入差距,原因是分權(quán)體制下的地方政府在以GDP和稅收收入作為垂直考核指標(biāo)的晉升競(jìng)標(biāo)賽下,會(huì)將有限資源的絕大部分用于能快速增加GDP的城市,這種財(cái)政支出的城市傾向?qū)?huì)促使城鄉(xiāng)收入差距會(huì)進(jìn)一步拉大。

迄今為止,財(cái)政分權(quán)與收入不平等之間關(guān)系仍未形成共識(shí),還需要進(jìn)一步的深入研究。而與已有研究相比,本文可能存在的創(chuàng)新之處體現(xiàn)在以下兩點(diǎn):一是借鑒國(guó)內(nèi)學(xué)者田為民(2012)[23]的研究方法,重新測(cè)算最新的城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民和總體居民收入三種基尼系數(shù),并代入實(shí)證模型進(jìn)行研究;二是將政府轉(zhuǎn)移支付作為門限變量,建立面板門限回歸模型實(shí)證檢驗(yàn)中國(guó)式分權(quán)與居民收入不平等關(guān)系之間究竟是線性抑或非線性。

二、核心變量的計(jì)算方法與結(jié)果分析

(一)被解釋變量——收入不平等的測(cè)度

基尼系數(shù)是國(guó)際上綜合考察居民收入分配差異狀況的重要分析指標(biāo)之一,它能夠較為直觀和客觀地描述居民收入不平等狀況。從理論上說(shuō),基尼系數(shù)可以從城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民和總體居民三個(gè)方面描述居民收入不平等,但因數(shù)據(jù)缺失或計(jì)算難度較高等原因,國(guó)內(nèi)學(xué)者采用城鄉(xiāng)收入差距描述收入不平等問(wèn)題的居多(呂煒、儲(chǔ)德銀,2011)[24]。本文為了全面測(cè)度我國(guó)居民收入不平等以及由此增強(qiáng)隨后實(shí)證分析結(jié)論的可信性,借鑒田衛(wèi)民(2012)和儲(chǔ)德銀、張婷(2016)的方法進(jìn)一步測(cè)算反映不平等程度的城鄉(xiāng)居民收入基尼系數(shù)*鑒于篇幅的限制,具體測(cè)算方法和過(guò)程請(qǐng)參閱田衛(wèi)民(2012)和儲(chǔ)德銀、張婷(2016)。,因天津、內(nèi)蒙古和湖南等地區(qū)居民收入基礎(chǔ)數(shù)據(jù)的缺失,我們僅測(cè)算出北京、安徽、浙江和上海等24個(gè)地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入基尼系數(shù)(Gini),測(cè)算結(jié)果具體如圖1～3所示。

圖2 我國(guó)24個(gè)省份1995～2013年農(nóng)村居民收入基尼系數(shù)

圖3 我國(guó)24個(gè)省份1995～2013年總體居民收入基尼系數(shù)

根據(jù)圖1～3的測(cè)度結(jié)果,我們得到以下四點(diǎn)結(jié)論:一是城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的收入不平等狀況相近,但總體居民收入不平等顯著地高于城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民。二是在測(cè)算的時(shí)間跨度內(nèi),多數(shù)省份的城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的收入基尼系數(shù)在低于國(guó)際公認(rèn)的警戒線0.4,但總體居民收入基尼系數(shù)在同一時(shí)期卻超過(guò)了0.4,這說(shuō)明城鄉(xiāng)之間的收入不平等程度要高于我國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的內(nèi)部。三是近年來(lái)我國(guó)城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民和全體居民的收入基尼系數(shù)總體上都呈現(xiàn)緩慢下降趨勢(shì),這一下降態(tài)勢(shì)在2010年前后表現(xiàn)較為明顯。四是我國(guó)居民收入不平等呈現(xiàn)較為明顯的地區(qū)差異,比如經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的上海、北京與浙江等東部地區(qū),三種居民收入基尼系數(shù)均要小于同一時(shí)期的西部落后地區(qū)。如圖4所示,我國(guó)總體居民收入基尼系數(shù)在1995～2013年間依次是東部地區(qū)﹤中部地區(qū)﹤西部地區(qū)*東部包括北京、遼寧、上海、江蘇、河北、浙江、福建和廣東，中部包括安徽、江西、河南、黑龍江、山西和湖北，西部包括四川、云南、內(nèi)蒙古、廣西、貴州、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。。

圖4 我國(guó)東部、中部與西部地區(qū)總體居民收入基尼系數(shù)的平均水平

(二)核心解釋變量——中國(guó)式分權(quán)水平的測(cè)度

財(cái)政分權(quán)是指將財(cái)政支出與收入的權(quán)利從中央政府下放至各級(jí)地方政府的過(guò)程,通過(guò)賦予地方政府一定的財(cái)政自主權(quán),使得地方政府能夠更為有效地滿足和提供轄區(qū)居民所偏好和需求的公共產(chǎn)品與服務(wù)。有鑒國(guó)內(nèi)學(xué)者在研究財(cái)政分權(quán)的實(shí)證文獻(xiàn)中,針對(duì)財(cái)政分權(quán)指標(biāo)的選擇與構(gòu)建尚未達(dá)成一致,本文基于全面考察中國(guó)式非對(duì)稱性分權(quán)對(duì)收入不平等全面影響的考量,選取財(cái)政支出分權(quán)(Fqe,i)和財(cái)政收入分權(quán)(Fqr,i)兩個(gè)分權(quán)代理指標(biāo),同時(shí)借鑒龔鋒和雷欣(2010)[25]提出的指標(biāo)構(gòu)建方法,并由以下公式(1)—(1)計(jì)算得出:

(1)

(2)

其中,BEi和BRi是第i省本級(jí)預(yù)算支出和預(yù)算收入;BEc和BRc是中央本級(jí)預(yù)算支出和預(yù)算內(nèi)收入;POPi和POPN分別是第i省人口規(guī)模和全國(guó)人口規(guī)模;gdpi和gdpN分別是第i省國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和全國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。由于地方政府的稅基規(guī)模和支出需求通常與轄區(qū)內(nèi)人口和經(jīng)濟(jì)規(guī)模呈正向關(guān)系,所以為了測(cè)量真實(shí)的地方政府財(cái)政收支的分權(quán)程度,必須消除人口與經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)地方財(cái)政收支的影響。為此,本文在公式(1)和(2)中的中一律采用地方政府和中央政府的人均財(cái)政支出和財(cái)政收入,再利用縮減因子(1-(gdpi/gdpN))對(duì)地方預(yù)算內(nèi)財(cái)政收支進(jìn)行平減以消除經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)真實(shí)財(cái)政分權(quán)度的影響。

圖5 我國(guó)1995～2013年財(cái)政收入與支出分權(quán)的平均變動(dòng)趨勢(shì)

如以上圖5所示,我國(guó)財(cái)政收入與支出分權(quán)在1995～2013年間呈現(xiàn)非常明顯的非對(duì)稱性。一是財(cái)政支出分權(quán)水平較高,且呈現(xiàn)穩(wěn)步上升態(tài)勢(shì)。我國(guó)31省份的平均財(cái)政支出分權(quán)在1995～2000年間呈現(xiàn)沖高式下降,平均支出分權(quán)從1995年的0.7369下降至2000年的0.6865,但在這之后,財(cái)政支出分權(quán)呈現(xiàn)穩(wěn)步上升態(tài)勢(shì),從2000年的0.6865上升到2013年的0.8601,年均提高1.26個(gè)百分點(diǎn)。二是財(cái)政收入分權(quán)雖然在反復(fù)中呈現(xiàn)上升趨勢(shì),但是增長(zhǎng)緩慢。我國(guó)31個(gè)省份的平均財(cái)政收入分權(quán)從1995年的0.4822增加到2013年的0.5165,年均僅僅增加0.18個(gè)百分點(diǎn)。三是財(cái)政支出分權(quán)不僅顯著高于同一時(shí)期的收入分權(quán),而且二者間差距還呈現(xiàn)不斷擴(kuò)大態(tài)勢(shì),中國(guó)式非對(duì)稱性分權(quán)特征非常明顯。在1995～2013年間,財(cái)政支出和收入分權(quán)的平均水平分別為0.4693和0.7772,其中支出比收入分權(quán)平均高出0.3079。

眾所周知,1994年分稅財(cái)政體制改革是中央與地方政府間財(cái)權(quán)劃分的制度安排,這一改革在制度層面上對(duì)我國(guó)的多級(jí)財(cái)政體制產(chǎn)生了正面效應(yīng),其中稅收作為財(cái)政收入的主要來(lái)源,被劃分為中央稅、地方稅和中央地方共享稅,這在某種程度上刺激地方政府投身經(jīng)濟(jì)建設(shè)的積極性,創(chuàng)造了讓世界矚目的“中國(guó)奇跡”。但是從稅制結(jié)構(gòu)來(lái)看,中央稅或共享稅主要是稅源穩(wěn)定、稅基規(guī)模較大的主體稅種,而將稅源零星分散且收入規(guī)模偏小的小稅種劃歸地方,比如車船稅、契稅等,這就雖然使得中央政府具有充分的稅收優(yōu)勢(shì),但卻造成我國(guó)兩個(gè)比重不斷攀升并處于較高水平。中央政府在將財(cái)權(quán)上移的同時(shí),卻將事權(quán)與支出責(zé)任層層下解,最終經(jīng)由財(cái)權(quán)上移與事權(quán)下解的逆向運(yùn)動(dòng)形成了中國(guó)式分權(quán)的一種典型特征,即非對(duì)稱性財(cái)政分權(quán)。此外,地方政府稅收立法權(quán)、開(kāi)征權(quán)等的缺失使得其進(jìn)一步處于被動(dòng)地位,而曾經(jīng)作為地方主體稅種的營(yíng)業(yè)稅伴隨著“營(yíng)改增”的全面推廣已經(jīng)消失,是否重新確立新的主體稅種成為亟待解決的問(wèn)題。也正因如此,我國(guó)財(cái)政收入的分權(quán)水平一直較低并且提升緩慢。

(三)門限變量的選擇——政府轉(zhuǎn)移支付

雖然經(jīng)濟(jì)與政治雙重分權(quán)是西方財(cái)政分權(quán)體制的基本特征之一,但我國(guó)的經(jīng)濟(jì)體制分權(quán)是在行政體制高度集權(quán)下一種特有的制度安排(姚洋、張牧揚(yáng),2013)[26]。在我國(guó),政治高度集權(quán)決定了中國(guó)式財(cái)政分權(quán)勢(shì)必不同于傳統(tǒng)分權(quán)的“自下而上”,而是“自上而下”的展開(kāi)、進(jìn)行與完善。這種“自上而下”的中國(guó)式分權(quán)改革的目的在于確保中央政府宏觀調(diào)控能力使其在資源配置中起主導(dǎo)地位。尤其1994年分稅制財(cái)政體制改革是政府在財(cái)政收支嚴(yán)重不足與政府宏觀調(diào)控能力明顯弱化的背景下展開(kāi),這一中國(guó)式分權(quán)改革的目標(biāo)顯得尤為突出與重要。也正因如此,我國(guó)稅收的立法權(quán)、開(kāi)征權(quán)與豁免權(quán)完全由中央政府掌控,地方政府稅權(quán)的全面缺失不僅是我國(guó)收入分權(quán)程度較低的制度根源,而且由此形成了支出高度分權(quán)與收入分權(quán)水平較低并存的中國(guó)式非對(duì)稱性分權(quán)。

為了讓地方政府在中國(guó)式非對(duì)稱分權(quán)體制下?lián)碛信c其事權(quán)相匹配的財(cái)力,同時(shí)還可以“自上而下”強(qiáng)化對(duì)地方政府的行政控制,政府轉(zhuǎn)移支付在中國(guó)式財(cái)政分權(quán)體制中扮演著非常重要的角色。雖然政府轉(zhuǎn)移支付有助于實(shí)現(xiàn)政府間財(cái)力均衡目標(biāo),而且適度的政府轉(zhuǎn)移支付會(huì)對(duì)地方政府行為產(chǎn)生正向激勵(lì),提高地方政府公共政策運(yùn)行效率,然而如果政府轉(zhuǎn)移支付規(guī)模過(guò)大,就會(huì)導(dǎo)致地方政府對(duì)其過(guò)分依賴而喪失主動(dòng)能動(dòng)性,從而不利于達(dá)到公共政策的運(yùn)行效果。國(guó)內(nèi)學(xué)者劉窮志(2010)指出,我國(guó)轉(zhuǎn)移支付制度不僅沒(méi)有讓窮人脫貧,反而讓他們深陷貧困當(dāng)中[27]。儲(chǔ)德銀、趙飛(2013)的實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)政府轉(zhuǎn)移支付對(duì)我國(guó)農(nóng)村貧困存在非線性門檻效應(yīng),當(dāng)政府支付轉(zhuǎn)移比例高于門限值0.6965時(shí),轉(zhuǎn)移支付對(duì)農(nóng)村貧困的影響就會(huì)由正轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)[28]。本文鑒于政府轉(zhuǎn)移支付不僅在理論上可能會(huì)通過(guò)影響地方政府公共政策的執(zhí)行效果對(duì)收入不平等產(chǎn)生非線性效應(yīng),而且考慮政府轉(zhuǎn)移支付在中國(guó)式非對(duì)稱分權(quán)體制中的重要性,我們?cè)跇?gòu)建財(cái)政分權(quán)對(duì)收入不平等影響效應(yīng)的實(shí)證模型時(shí),選擇政府轉(zhuǎn)移支付作為門限變量,且政府轉(zhuǎn)移支付等于各省份獲得的中央轉(zhuǎn)移支付資金除以其預(yù)算內(nèi)收入和中央轉(zhuǎn)移支付資金之和。其中,門限值越大說(shuō)明該省份對(duì)中央轉(zhuǎn)移支付的依賴程度越高,反之則相反。

三、實(shí)證模型、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量統(tǒng)計(jì)特征

雖然從理論上,財(cái)政分權(quán)可以通過(guò)收入分權(quán)和支出分權(quán)兩個(gè)維度影響收入不平等,然而中國(guó)式財(cái)政收支分權(quán)的非對(duì)稱性導(dǎo)致地方政府存在巨大的財(cái)政缺口,需要借助轉(zhuǎn)移支付機(jī)制以解決政府間財(cái)力不均衡問(wèn)題。因此,本文認(rèn)為政府轉(zhuǎn)移支付作為影響地方政府收支運(yùn)行效率的重要變量,對(duì)地方政府運(yùn)行效率以及收入分配存在“門檻效應(yīng)”。因此,本文建立以政府轉(zhuǎn)移支付為門限變量的面板門限回歸模型,通過(guò)實(shí)證考察分析中國(guó)式財(cái)政分權(quán)對(duì)收入不平等的效應(yīng)。

(一)面板門限回歸模型的構(gòu)建

本文借鑒Hansen(1999)[29]和Caner & Hansen(2004)[30]的思路建立面板門限回歸模型*Hansen(1999)和Caner and Hansen(2004)建立面板門限回歸模型是以“殘差平方和最小化”為原則確定最優(yōu)門限值,同時(shí)檢驗(yàn)門限值的顯著性,從而保證門限值的可靠性。,將政府轉(zhuǎn)移支付作為門限變量,實(shí)證考察中國(guó)式財(cái)政分權(quán)對(duì)收入不平等的影響。因此,本文考慮以下形式的面板門限回歸模型:

Git=?0+β1Fqit(Transfer≤γ)+β2Fqit(Transfer?γ)+?1Fqe,it+?2Fqr,it+ ?3Lngdpit+?4XMit+?5Urbanit+ui+εit

(3)

其中,i=1,…,N表示地區(qū),t=1,…,T表示時(shí)間,政府轉(zhuǎn)移支付(Transfer)的門限值用γ表示。因?yàn)槲覈?guó)各省份存在差異性特征,用ui表示個(gè)體固定效應(yīng),εit為隨機(jī)誤差項(xiàng),且符合E(εit)=0,E(uiεit)=0,E(εitεis)=0(?i,t,s,t≠s)等條件。被解釋變量為收入不平等Git,具體由城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民和總體居民的三種基尼系數(shù)描述,分別用Gc、Gr和Gg表示。核心解釋變量為財(cái)政支出分權(quán)(Fqe,i)和財(cái)政收入分權(quán)(Fqr,i)。此外,為了防止缺少重要的解釋變量而使得模型實(shí)證結(jié)果不完善,本文借鑒龔鋒、盧洪友(2013)[31]、儲(chǔ)德銀、韓一多、張同斌(2015)[32]的具體做法,引入經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對(duì)外開(kāi)放程度和城鎮(zhèn)化率作為控制變量,具體分析中國(guó)式財(cái)政分權(quán)對(duì)收入不平等的影響。鑒于部分省份數(shù)據(jù)缺失,本文最終僅測(cè)算出包括北京、上海和安徽等24個(gè)地區(qū)的三種居民收入的基尼系數(shù),所以實(shí)證樣本個(gè)數(shù)最終確定為24個(gè)省份,時(shí)期跨度為1995～2013年,即N=24,T=19。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源說(shuō)明與變量統(tǒng)計(jì)特征

由于本文已詳細(xì)地說(shuō)明了代表收入不平等的三種居民收入基尼系數(shù)、財(cái)政收入和支出分權(quán)以及門限變量政府轉(zhuǎn)移支付的口徑定義與計(jì)算方法,因而在此僅對(duì)外生變量進(jìn)行說(shuō)明:(1)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Lngdp),首先從各省份統(tǒng)計(jì)年鑒中提取人均GDP數(shù)據(jù),再以對(duì)應(yīng)年份的人均GDP指數(shù)(2004=100)進(jìn)行平減以剔除價(jià)格波動(dòng)因素,最后對(duì)人均GDP取對(duì)數(shù)化處理;(2)對(duì)外開(kāi)放程度(XM)。由于在《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒1996～2014》中僅能得到各省份在1995～2013年間,且用美元作為計(jì)量單位的進(jìn)出口總額,所以采用歷年平均匯率換算成以人民幣為單位的進(jìn)出口總額,再取與各地區(qū)GDP的比重;(3)城鎮(zhèn)化率(Urban),采用各省份城鎮(zhèn)常住人口與總?cè)丝诘恼急?。以上所有變量的原始?shù)據(jù)均來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒1996～2014》和各省份的歷年統(tǒng)計(jì)年鑒,有關(guān)變量的統(tǒng)計(jì)特征如表1所示。

表1 變量數(shù)值特征

四、財(cái)政分權(quán)對(duì)收入不平等影響的實(shí)證分析

(一)門限個(gè)數(shù)及門限值的檢驗(yàn)

本文采用Stata11.0軟件,將政府轉(zhuǎn)移支付Transfer作為門限變量,對(duì)門限效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn),有關(guān)結(jié)果如下表2、表3所示:由表2可知,城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民和總體居民的收入基尼系數(shù)均在5%的置信水平下拒絕了零個(gè)門限的假設(shè),而接受了單個(gè)門限的假設(shè),說(shuō)明三種基尼系數(shù)均是有且僅有1個(gè)門限值,而具體的門限估計(jì)值分別為0.6173、0.6076和0.5240。

表2 門限效應(yīng)檢驗(yàn)

表3 門限估計(jì)值

(二)面板門檻模型的估計(jì)結(jié)果及分析

1.財(cái)政分權(quán)對(duì)收入不平等影響的實(shí)證估計(jì)結(jié)果

將上文得到的門檻估計(jì)值代入實(shí)證模型(5),具體考察財(cái)政收支分權(quán)對(duì)不同類型居民收入基尼系數(shù)的影響,估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 面板門檻模型的估計(jì)結(jié)果(門限變量是Transfer)

續(xù)表

自變量因變量：收入不平等(G)城鎮(zhèn)居民收入基尼系數(shù)(Gc，it)農(nóng)村居民收入基尼系數(shù)(Gr，it)總體居民收入基尼系數(shù)(Gg，it)政府轉(zhuǎn)移支付(Transfer)區(qū)制1：Transfer≤γ-0 0029??(-2 0809)-0 0042??(-2 1723)-0 0125??(-2 0306)區(qū)制2：Transfer﹥?chǔ)? 0659?(1 7398)0 0521???(-4 8455)0 0328??(1 9983)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Lngdp)-0 0008??(-2 3614)-0 0028??(-2 0951)-0 0002??(-2 0878)對(duì)外開(kāi)放度(XM)0 0691??(4 5340)0 0423???(2 8964)0 0545??(3 9619)城鎮(zhèn)化率(Urban)-0 0624???(-3 8517)-0 0232???(-2 3479)-0 0444??(-3 6182)

注：括號(hào)內(nèi)為t值;* 、** 、*** 分別代表在10%、5%和1%顯著性水平下顯著。

2.財(cái)政分權(quán)對(duì)收入不平等影響實(shí)證估計(jì)結(jié)果的分析

首先,財(cái)政收入與財(cái)政支出分權(quán)對(duì)我國(guó)居民收入不平等均存在顯著影響,但影響效應(yīng)的方向卻非一致。如表4所示,財(cái)政收入和財(cái)政支出分權(quán)的回歸系數(shù)估計(jì)值都在1%的置信水平下通過(guò)了t檢驗(yàn)。其中,財(cái)政收入分權(quán)的回歸系數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù),表明財(cái)政收入分權(quán)與收入不平等之間呈負(fù)向關(guān)系。這說(shuō)明我國(guó)政府提高財(cái)政收入分權(quán)水平,賦予地方政府更多財(cái)力或更大財(cái)政自主權(quán)將有利于緩解收入分配不公的狀況。當(dāng)財(cái)政收入分權(quán)水平每提高1%時(shí),城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民和總體居民收入不平等程度平均分別下降0.3534、0.3438和0.2608個(gè)百分點(diǎn)。本文認(rèn)為,1994年的分稅制改革通過(guò)將一定的財(cái)政自主權(quán),尤其是財(cái)政收支的預(yù)算管理權(quán)下解至地方政府,在一定程度上調(diào)動(dòng)了地方政府積極性以及釋放分權(quán)體制的激勵(lì)效應(yīng)。然而受制于中國(guó)式非對(duì)稱性財(cái)政分權(quán),收入分權(quán)與支出分權(quán)不均衡程度不容小覷,譬如2013年全國(guó)平均收入分權(quán)僅為0.5165,而平均支出分權(quán)則高達(dá)0.8601,所以進(jìn)一步提高收入分權(quán),嘗試賦予地方政府一些零星稅種的立法權(quán)或開(kāi)征權(quán),推動(dòng)地方稅收體系的完善與構(gòu)建新型中央地方政府間財(cái)政關(guān)系是未來(lái)我國(guó)分權(quán)體制改革的方向之一。

與之相對(duì),財(cái)政支出分權(quán)的回歸系數(shù)估計(jì)值顯著為正,說(shuō)明財(cái)政支出分權(quán)與收入不平等顯著正相關(guān),這也意味著財(cái)政支出分權(quán)水平的提升反而不利于降低收入不平等。當(dāng)財(cái)政支出分權(quán)水平每提高1%,城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民和總體居民收入不平等程度反而分別平均上升0.2250、0.1732和0.1489個(gè)百分點(diǎn)。究其原因,一方面,雖然支出分權(quán)在某種程度上會(huì)不斷激勵(lì)地方政府,但根據(jù)邊際效用遞減規(guī)律,財(cái)政分權(quán)的激勵(lì)效果會(huì)不斷降低,甚至發(fā)生方向性改變;另一方面,在當(dāng)前各地“經(jīng)濟(jì)錦標(biāo)賽”和“自上而下”的政治標(biāo)尺競(jìng)爭(zhēng)中,降低收入不平等是一項(xiàng)投資巨大但經(jīng)濟(jì)效益和社會(huì)效益非常緩慢的社會(huì)民生事業(yè),因此地方政府更熱衷于追求簡(jiǎn)單經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),尤其是當(dāng)經(jīng)過(guò)長(zhǎng)期的治理與努力,轄區(qū)內(nèi)居民收入不平等仍處于一個(gè)較高水平時(shí),地方政府對(duì)降低收入不平等的工作就會(huì)喪失信心而有所懈怠,進(jìn)而也會(huì)使緩解收入不平等的公共政策力度與效果出現(xiàn)下降。因此,進(jìn)一步加大惠及低收入群體的民生性支出,提高其收入水平逐步縮小貧富差距,實(shí)行有針對(duì)性地改革以及對(duì)不同類型支出項(xiàng)目采取差異化的分權(quán)策略是今后我國(guó)支出分權(quán)改革的方向之一。

其次,不同類型居民的收入不平等對(duì)財(cái)政收支分權(quán)的反應(yīng)效果存在差異化特征。具體來(lái)說(shuō),兩種收支分權(quán)的政策效果均為城鎮(zhèn)居民﹥農(nóng)村居民﹥總體居民。因?yàn)閷?duì)政府而言,降低單一居民類型的收入不平等的難度要低一點(diǎn),但總體居民的收入不平等是城鎮(zhèn)居民內(nèi)部、農(nóng)村居民內(nèi)部和城鄉(xiāng)居民之間三個(gè)維度的收入不平等的集合體,所以造成政策效應(yīng)遞減的效果。例如1995年—2013年,我國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民內(nèi)部的平均基尼系數(shù)相去無(wú)幾,但同一時(shí)期的總體居民基尼系數(shù)要顯著高于其他兩類居民的基尼系數(shù),尤其是在2007年之后更為顯著,這側(cè)面體現(xiàn)出我國(guó)收入不平等主要是城鄉(xiāng)居民之間收入分配不公平所導(dǎo)致。以2013年為例,城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)和農(nóng)村居民基尼系數(shù)分別為0.2995和0.3116,遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于國(guó)際公認(rèn)的警戒線0.4,而同時(shí)期的總體居民基尼系數(shù)為0.4016,就明顯高于國(guó)際公認(rèn)的警戒線0.4。因此,通過(guò)大力推進(jìn)包括新型城鎮(zhèn)化在內(nèi)的城鄉(xiāng)一體化發(fā)展戰(zhàn)略是未來(lái)降低收入不平等的政策導(dǎo)向之一。

圖6 我國(guó)1995～2013年居民收入基尼系數(shù)的平均變動(dòng)趨勢(shì)

第三,門限變量政府轉(zhuǎn)移支付對(duì)收入不平等的影響在不同區(qū)制內(nèi)存在顯著的非線性特征。其中,當(dāng)政府轉(zhuǎn)移支付位于門限值以下的第一區(qū)制內(nèi),政府轉(zhuǎn)移支付與收入不平等顯著負(fù)相關(guān),即政府增加轉(zhuǎn)移支付會(huì)提高收入分配政策運(yùn)行效果以及由此降低收入不平等。然而當(dāng)政府轉(zhuǎn)移支付從相對(duì)較低的第一區(qū)制跨入到相對(duì)較高的第二區(qū)制時(shí),政府轉(zhuǎn)移支付與收入不平等之間關(guān)系由顯著為負(fù)轉(zhuǎn)變?yōu)檎?此時(shí)政府增加轉(zhuǎn)移支付反而不利于公平收入分配,會(huì)導(dǎo)致收入不平等程度的增加。這是因?yàn)檎D(zhuǎn)移支付是一把“雙刃劍”,當(dāng)政府轉(zhuǎn)移支付水平較低時(shí),轉(zhuǎn)移支付在很大程度可以彌補(bǔ)地方政府財(cái)力缺口以及使其擁有的財(cái)力與支出責(zé)任相適應(yīng),從而調(diào)動(dòng)地方政府積極性和增強(qiáng)各項(xiàng)公共政策的運(yùn)行效果;但是當(dāng)政府轉(zhuǎn)移支付達(dá)到一個(gè)相對(duì)較高水平時(shí),這時(shí)政府轉(zhuǎn)移支付的負(fù)面效應(yīng)就會(huì)不斷顯現(xiàn),尤其是地方政府對(duì)中央政府轉(zhuǎn)移支付的依賴性會(huì)不斷增強(qiáng),而且這部分資金多數(shù)還是不勞而獲或者說(shuō)是低成本的,地方政府就會(huì)懈怠以及工作積極性下降。如表4所示,當(dāng)政府轉(zhuǎn)移支付比例分別達(dá)到0.6173、0.6076和0.5240,政府轉(zhuǎn)移支付的增加反而會(huì)到城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民和總體居民收入基尼系數(shù)的上升,即收入不平等程度增加。

最后,控制變量對(duì)居民收入不平等的影響也存在一定差異。具體而言,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化率的提高有利于縮小收入不平等,而提高對(duì)外開(kāi)放程度不利于降低收入不平等。這是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)經(jīng)發(fā)展水平的提高可以增加居民收入與改善人民生活水平,城鎮(zhèn)化率的提升表明城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程的推進(jìn)可以為農(nóng)村居民提供更優(yōu)質(zhì)的工作和生活環(huán)境,從而在不同維度降低居民收入不平等。然而對(duì)外開(kāi)放程度的提高不利于降低收入不平等,這意味著在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí),我國(guó)政府應(yīng)注重處理好公平與效率的關(guān)系,讓改革開(kāi)放的成果惠及全體國(guó)民,進(jìn)一步融入經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程。

五、結(jié)論與政策建議

首先,在我國(guó)當(dāng)下正在積極推進(jìn)的新一輪財(cái)稅體制改革中,為了構(gòu)建新型中央與地方政府間財(cái)政關(guān)系,應(yīng)以提升收入分權(quán)水平作為分權(quán)體制改革重點(diǎn),具體可以通過(guò)嘗試將一些對(duì)地區(qū)資源配置影響較大、稅基相對(duì)穩(wěn)定的稅種劃歸地方政府,賦予地方更多的財(cái)政自主權(quán),從而有效發(fā)揮財(cái)政分權(quán)對(duì)地方政府及其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的激勵(lì)效應(yīng);以此同時(shí),支出分權(quán)應(yīng)結(jié)合不同支出類型采取差異化分權(quán)策略,將醫(yī)療、養(yǎng)老、義務(wù)教育等民生性支出責(zé)任適當(dāng)上移,通過(guò)收入與支出兩個(gè)維度的分權(quán)改革使地方政府事權(quán)與支出責(zé)任相適應(yīng)。另外在協(xié)調(diào)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展均衡的同時(shí),將轉(zhuǎn)移支付規(guī)模控制在合理的范圍之內(nèi),通過(guò)改變政府考核機(jī)制等促進(jìn)地方政府轉(zhuǎn)變職能與提升工作效率,積極投身于公平收入分配等社會(huì)民生事業(yè),讓全體國(guó)民共享改革開(kāi)放的成果紅利。

其次,依據(jù)本文對(duì)三種居民收入基尼系數(shù)測(cè)度結(jié)果可知,收入不平等在我國(guó)更多體現(xiàn)在城鄉(xiāng)居民之間,而城鎮(zhèn)居民內(nèi)部與農(nóng)村居民內(nèi)部相對(duì)較低。因此,分權(quán)改革后的地方政府通過(guò)收入再分配政策促進(jìn)公平收入分配時(shí),要將相關(guān)政策重點(diǎn)置于城鄉(xiāng)居民之間收入不平等。一是構(gòu)建城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展體系,逐步改革與轉(zhuǎn)變城市化偏向的財(cái)政支出結(jié)構(gòu),保證城鄉(xiāng)民生性支出協(xié)調(diào)穩(wěn)步推進(jìn);二是加大財(cái)政支農(nóng)資金投入,在遵循市場(chǎng)化機(jī)制基礎(chǔ)上持續(xù)扶持發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè),進(jìn)一步提高農(nóng)民福利水平,從根本上縮小城鄉(xiāng)居民收入差距;三是政府牽頭組織加強(qiáng)對(duì)農(nóng)民的知識(shí)技能培訓(xùn)和文化素質(zhì)教育,為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展和承接周邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)提供良好的勞動(dòng)力資源。

最后,地方政府應(yīng)積極發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟(jì)和大力推進(jìn)“以人為本”的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略。提高地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的同時(shí),實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)公共服務(wù)均等化,農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和文化教育向城市看齊;優(yōu)化城市產(chǎn)業(yè)布局,通過(guò)培育發(fā)展第二、第三產(chǎn)業(yè),提高城市對(duì)農(nóng)村的輻射帶動(dòng)能力和剩余勞動(dòng)資源吸納能力,促進(jìn)勞動(dòng)力資源合理流動(dòng);并結(jié)合地區(qū)產(chǎn)業(yè)特色不斷融入對(duì)外開(kāi)放的戰(zhàn)略格局,從而為地方政府致力于公平收入分配打造好的外部環(huán)境。

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(責(zé)任編輯:風(fēng) 云)

Chinese Decentralization, Transfer Payments and Residents’ Income Inequality

CHU Deyin, CHI Shuxian, JI Fan

(School of Finance and Public Management, Anhui University of Finance and Economics, Bengbu 233030, China)

This paper first re-measures the degree of income inequality among urban residents, rural residents and the overall residents by using the Gini coefficient, and then chooses the intergovernmental fiscal transfer payment as the threshold variable to construct a panel threshold regressive model for the empirical research of the impact of the Chinese-style fiscal decentralization on residents’ income inequality. The results are as follows. Firstly, the relationship between fiscal revenue decentralization and the income inequality is always negative while the relationship between fiscal expenditure decentralization and the income inequality is significantly positive. Secondly, there is a great difference with regard to the impacts of fiscal decentralization on various kinds of income inequality. Moreover, be it fiscal revenue decentralization or fiscal expenditure decentralization, the policy effects on income inequality demonstrate a descending order of urban residents, rural residents and the overall residents. Last but not least, the effect of government transfer payment on income inequality shows a nonlinear feature in different regimes. The impact on residents’ income inequality significantly alters from negative effect into positive effect when government transfer payment switches to the second regime from the first regime. This paper not only helps to construct a new fiscal relation between central and local governments, but also provides a theoretical basis and policy-making reference for a fairer income redistribution.

Chinese Decentralization; Residents’ Income Inequality; Transfer Payments; Panel Threshold Regressive Model

2016-10-26

國(guó)家社科基金重點(diǎn)項(xiàng)目(16AJY022);安徽省自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目(1508085MG139);安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)研究生科研創(chuàng)新基金項(xiàng)目(ACY2015004)

儲(chǔ)德銀(1976-),男,安徽岳西人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與公共管理學(xué)院教授,博士;遲淑嫻(1992-),女,山東日照人,安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與公共管理學(xué)院碩士生;紀(jì)凡(1993-),女,安徽合肥人,安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與公共管理學(xué)院碩士生。

F812.2

A

1004-4892(2017)06-0029-12