李 超，商玉萍

(1.安徽財經(jīng)大學 統(tǒng)計與應用數(shù)學學院， 安徽 蚌埠 233030；2.上海財經(jīng)大學 城市與區(qū)域科學學院， 上海 200433)

一、引 言

伴隨著中國經(jīng)濟的高速增長，不合理的收入分配問題日益突出，不僅降低了低收入者的勞動積極性，還進一步制約了中國經(jīng)濟的健康發(fā)展。1999年，中央政府實施的分稅制改革使得地方政府在財政支出方面有了較大的自主權。而地方政府通過不斷調整其財政支出結構和規(guī)模，擔負起調節(jié)收入分配的重責。但是我國存在固有的“城市偏向發(fā)展”現(xiàn)象，地方政府在經(jīng)濟趕超因素的驅動下，背離了制定財政政策的初衷，反而進一步拉大了城鄉(xiāng)收入差距。政策目標與現(xiàn)實的背離促使我們不得不重新審視這一現(xiàn)象，探討地方財政支出結構影響城鄉(xiāng)收入差距的傳導機制和效果顯得尤為重要。因此，本文不僅要研究兩種地方政府財政支出對城鄉(xiāng)收入差距的作用，還要考慮“城市偏向發(fā)展”因素，放棄傳統(tǒng)的僅按地理位置劃分區(qū)域的方法，重新按照經(jīng)濟增長水平劃分區(qū)域，因為經(jīng)濟發(fā)展水平的高低直接決定了地方政府經(jīng)濟趕超和競爭的程度，是地方政府制定財政政策的重要原因。本文將重點分析地方財政支出結構對城鄉(xiāng)收入差距影響在不同經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)的區(qū)域異質性，為地方政府建立合理的財政支出結構，縮小城鄉(xiāng)收入差距提供參考。

二、文獻綜述

截至目前，國內外學者對城鄉(xiāng)收入差距的影響因素已經(jīng)進行了大量細致的研究。關于各財政支出項目對于城鄉(xiāng)收入差距影響的異質性，冉光和，等(2009)基于政府公共支出與城鄉(xiāng)居民收入差距的關系研究表明，政府公共支出在1978—2007年間明顯拉大了城鄉(xiāng)收入差距[1]。莫亞琳(2011)指出我國地方政府財政支出政策應該從建設型財政向公共型財政轉變，優(yōu)先調整財政支出結構[2]。孫正(2014)將地方政府支出分為生產性支出和非生產性支出，前者會拉大城鄉(xiāng)收入差距，后者會縮小城鄉(xiāng)收入差距[3]。余菊、鄧昂(2014)將地方政府支出分為投資性支出和保障性支出，前者會拉大城鄉(xiāng)收入差距，后者則會縮小城鄉(xiāng)收入差距[4]。廉超(2017)則將財政支出結構分為財政教育支出、科學技術支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出和交通運輸支出，各項均能顯著影響城鄉(xiāng)居民收入水平，拉大城鄉(xiāng)收入差距[5]。另外，朱德云、董迎迎(2017)選擇了1998—2014年的社會保障和就業(yè)支出數(shù)據(jù)衡量財政社會保障支出水平，結果顯示，社會保障支出的本質是調節(jié)收入分配不均、縮小城鄉(xiāng)收入差距，但具有“城市偏向”的社會保障支出則會拉大城鄉(xiāng)收入差距[6]。

以上研究考查了財政支出結構與城鄉(xiāng)收入差距的關系，也證實了“城市偏向”財政政策的存在，但并未關注到各省市發(fā)展的異質性，較少從區(qū)域的角度探討各因素的區(qū)域異質性[7]，研究結論缺乏實際可操作性。當前我國經(jīng)濟發(fā)展雖然穩(wěn)步進入“新常態(tài)”，但經(jīng)濟增長速度相比于其他國家還處于較高位置，而地方財政體系仍然有著嚴重的城市傾向[8]。為了促進經(jīng)濟增長，同時縮小城鄉(xiāng)收入差距，政府實施分稅制改革，地方政府在財政支出方面有較大的自主權，不斷調整當?shù)氐呢斦С鼋Y構。本文將地方政府財政支出結構分為投資性財政支出和保障性財政支出，并按照地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的高低將全國各省、市、自治區(qū)劃分為經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)和經(jīng)濟發(fā)展水平較低地區(qū)，著重分析地方財政支出結構對城鄉(xiāng)收入差距影響的區(qū)域異質性，最終根據(jù)各影響系數(shù)的大小和作用方向提出相應的政策建議。

三、理論傳導機制與研究假說

地方政府財政支出對城鄉(xiāng)收入差距具有影響效應，地方政府財政支出又包含許多具體的子項目，如地方財政一般公共服務支出、地方財政建設投資支出等，對城鄉(xiāng)收入差距的影響各異。據(jù)此，本文選擇與民生相關的代表性項目和與經(jīng)濟建設相關的代表性項目來進行分析，分別定義為保障性財政支出和投資性財政支出，著重分析地方財政支出結構對城鄉(xiāng)收入差距影響的區(qū)域異質性，相關的理論傳導機制如圖1所示。

圖1 政府財政支出結構影響城鄉(xiāng)收入差距的傳導機制

(一)保障性財政支出對城鄉(xiāng)收入差距的傳導機制

地方政府保障性財政支出能夠提高農業(yè)勞動者的醫(yī)療、教育等公共服務水平。一直以來，農業(yè)勞動者都被排除在城市居民享受的高福利體系之外，逐漸拉大了其與城市居民的收入水平。國家各級政府意識到農村、農民問題的重要性，逐漸完善了農村合作醫(yī)療制度、社會保障制度，為更多的農業(yè)勞動者提供了更好的醫(yī)療、教育、衛(wèi)生等公共服務，有效地縮小了城鄉(xiāng)收入差距。

地方政府保障性財政支出能夠提高農村居民收入水平。近年來，隨著我國經(jīng)濟總量的擴大，各級政府掌握了更多的資源，為了扭轉前期非均衡發(fā)展戰(zhàn)略導致的城鄉(xiāng)收入差距問題，政府會通過轉移性支出和稅收減免等方式直接提高農村居民收入水平。另外，從宏觀層面上調節(jié)就業(yè)形式和農民工就業(yè)待遇，不僅有效地保障了農村勞動者的權益，還為貧困人口創(chuàng)造額外的就業(yè)、生產性機會。微觀層面上通過價格和供給策略提升農作物產品的價格、降低生產和交易成本等方式間接提高農村地區(qū)的居民收入水平。經(jīng)濟總量的增加會產生“涓滴效應”，也能提高農村居民收入水平，降低貧困發(fā)生率，縮小收入差距(Warr，2008)[9]。因此本文提出假設1：

H1：地方政府保障性財政支出會縮小城鄉(xiāng)收入差距。

基于假設1，按照地區(qū)人均生產總值的高低將全國所有省市區(qū)劃分為經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)和經(jīng)濟發(fā)展水平較低地區(qū)，并從兩個方面分析地方政府保障性財政支出對城鄉(xiāng)收入差距影響的區(qū)域異質性。

經(jīng)濟發(fā)展落后的地區(qū)，財政資源有限，縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應低。經(jīng)濟發(fā)展落后地區(qū)政府財政資源有限，迫于政績考核的壓力，地方政府只能將有限的財政收入首先投入到城市基建發(fā)展和城市居民的保障性財政支出，忽略了對農村地區(qū)的社會保障性轉移支出，進一步拉大了城鄉(xiāng)收入差距。相反，在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，政績考核的壓力較小，有足夠的財政收入能保證社會保障性財政支出切實用于提高農村居民收入水平，極大地縮小了城鄉(xiāng)收入差距。

經(jīng)濟發(fā)展落后的地區(qū)，存在“城市偏向”性政策。經(jīng)濟發(fā)展落后的地區(qū)，為了實現(xiàn)經(jīng)濟趕超和競爭，保障性財政支出政策存在嚴重的“城市偏向”，不僅不能縮小城鄉(xiāng)收入差距，甚至在一定程度上拉大了城鄉(xiāng)收入差距。因此，在經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，政府保障性財政支出存在的城鄉(xiāng)分配不均會導致“富人越富，窮人越窮”，無法有效地改善城鄉(xiāng)收入差距。相反，在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，地方政府為了扭轉前期的城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡問題，會著重增加農村地區(qū)的保障性財政支出，提高農民群體的收入水平，改善城鄉(xiāng)收入差距。因此本文提出假設2：

H2：政府保障性財政支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在地區(qū)差異。

(二)投資性財政支出對城鄉(xiāng)收入差距的傳導機制

投資性財政支出存在“城市偏向”，受益群體主要是城鎮(zhèn)居民。相比于西方國家的“高福利”，中國的工作重心是發(fā)展，將更多的政府資金用于經(jīng)濟發(fā)展。由此，逐漸產生了“重城市，輕農村”的政府財政支出方向，必然導致中國城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)惡化(韓勁，2009)[10]。政府在投資性財政支出等方面的“城市偏向”，雖然對城鎮(zhèn)基礎設施建設起到立竿見影的效果，但同時也拉大了城鄉(xiāng)收入差距。因此，投資性財政支出的受益群體較少，具有更高的進入門檻，受益群體主要是城鎮(zhèn)居民，農村居民則被排除在外，很難享受到投資性財政支出所帶來的福利。

投資性財政支出所引起的技術進步會內生地偏向于高技能勞動者，引發(fā)技能溢價，拉大不同勞動者間的收入差距(李政、楊思瑩，2016)[11]。一直以來，城鎮(zhèn)居民擁有比農村居民更好的教育、醫(yī)療資源，所以城鎮(zhèn)居民多為人力資本水平較高的高技能勞動者，農村居民多為人力資本水平較低的低技能勞動者(雷欣、陳繼勇，2014)[12]。另外，地方政府投資性財政支出較高的項目又往往集中在現(xiàn)代產業(yè)部門和高新技術部門。這些部門對勞動者人力資本要求較高，導致對高技能勞動需求增加，并引發(fā)技能溢價，提高高技能勞動者工資收入。而市場對低技能勞動者的需求開始變少，進而引發(fā)了技能勞動者與非技能勞動者收入差距的進一步拉大。因此，投資性財政支出不僅不能有效地提高農村居民收入水平，還會拉大城鄉(xiāng)收入差距(王先柱、陳峰、楊義武，2015)[13]。因此，本文提出假設3：

H3：地方政府投資性財政支出會拉大城鄉(xiāng)收入差距。

基于H3，按照地區(qū)人均生產總值的高低將全國所有省市區(qū)劃分為經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)和經(jīng)濟發(fā)展水平較低地區(qū)，并從兩個方面分析地方政府投資性財政支出對城鄉(xiāng)收入差距影響的區(qū)域異質性。

投資性財政支出項目存在“地區(qū)偏向”，多集中在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)。投資性財政支出項目為了提高效率，需要較高的人力資本含量和科技創(chuàng)新水平的支撐，往往會集中在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)。因為在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，高技能勞動者占比較高，人力資源充足，而且具有良好的投資環(huán)境。此時投資性財政支出項目有利于改善當?shù)鼐用袷杖胨剑种瞥青l(xiāng)收入差距進一步拉大。而在經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，低技能勞動者占比較高，人力資源和科技創(chuàng)新能力較低，缺乏投資的天然土壤，投資性財政支出項目較少，無法提高當?shù)鼐用袷杖胨?，進而拉大了城鄉(xiāng)收入差距。

經(jīng)濟發(fā)展落后的地區(qū)，投資性財政支出項目存在“城市偏向”。經(jīng)濟發(fā)展落后的地區(qū)，地方政府不僅財政收入有限，而且有著政績考核的巨大壓力，必然使得當?shù)卣畬⒂邢薜呢斦杖胧紫韧度氲匠鞘薪?jīng)濟發(fā)展中，而減弱對農村地區(qū)的投資性財政支出，投資性財政支出的城鄉(xiāng)分配不均進而拉大了城鄉(xiāng)收入差距。相反，經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)能得到更多的投資機會，獲取更多的就業(yè)機會，而且當?shù)卣斄π酆?，城市建設已趨于完備，能夠將剩余的投資性財政支出投入到農村地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展項目中，有效地提高了農村居民收入水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距。

因此，本文提出假設4：

H4：政府投資性財政支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在地區(qū)差異。

四、研究設計

(一)指標的選擇

基于傳導機制理論分析過程，初步假設了兩種財政支出項目對中國城鄉(xiāng)收入差距的影響機制，接下來將收集相關樣本數(shù)據(jù)論證假設。

1.城鄉(xiāng)收入差距的衡量

以往研究認為，城鄉(xiāng)收入差距是我國收入分配不合理的重要原因，所以，一些學者常用城鄉(xiāng)收入差距近似地代替整體收入差距水平，目前一些學者多運用城鄉(xiāng)收入比或者基尼系數(shù)來加以衡量[2]。前者數(shù)據(jù)易收集，計算方便，但沒有考慮到人口結構的變化，后者則需要收集大量微觀數(shù)據(jù)而缺少實際可操作性，因此李政、楊思瑩(2016)采用泰爾指數(shù)(Theil)作為衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標[11]，綜合考慮了人口結構和城鄉(xiāng)居民收入水平，其計算方法如式(1)。

(1)

其中，i代表省(直轄市)。j代表城市和農村，j=1時為城市，j=2時為農村。t表示年份。Z代表人口數(shù)量。I代表總收入，由城市或農村居民的人均可支配收入或人均純收入乘以相應的地區(qū)人口數(shù)得到。

2.地方財政支出結構的衡量

本文選擇與民生相關的代表性項目和與經(jīng)濟建設相關的代表性項目來分析地方財政支出結構對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應，分別定義為保障性財政支出和投資性財政支出。目前關于“地方財政支出結構”指標的衡量方法眾多，孫正(2014)將政府財政支出分為生產性支出和非生產性支出，其中生產性支出包括農林水利、交通運輸、教育、科技等子項目，非生產性支出包括文化建設、社會保障、國防安全等子項目[3]。而本文借鑒余菊、鄧昂(2014)的劃分原則，將政府財政支出分為投資性財政支出和保障性財政支出兩種。其中，保障性財政支出包括社會保障與住房補貼兩項支出，投資性財政支出則包括基本建設和農林水利支出、交通運輸、采礦資源勘探、教育、科學技術等余下支出項目[4]。計算方法如式(2)、式(3)。

Ieit=Eij,t/Eit

(2)

Seit=Eij,t/Eit

(3)

其中，Eit代表i年t地區(qū)政府財政支出值，j=1時為投資性財政支出值，j=2時為保障性財政支出值。Ieit表示i年t地區(qū)政府投資性財政支出水平。Seit表示i年t地區(qū)政府保障性財政支出水平。

3.控制變量的選擇

為了解決因城鄉(xiāng)收入差距影響因素眾多而導致的模型不確性問題，現(xiàn)有的實證文獻已識別出眾多可能影響我國城鄉(xiāng)收入差距的因素，本文據(jù)此選擇如下六個控制變量：(1)經(jīng)濟發(fā)展水平(Pgdp)，主要用來描述經(jīng)濟增長水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響，用實際人均地區(qū)生產總值來表示；(2)對外開放程度(Open)，即各個省進出口總額占地區(qū)生產總值的比重；(3)金融發(fā)展水平(Fin)，主要用來刻畫各省市的金融發(fā)展水平，用金融業(yè)增加值占地區(qū)生產總值的比重來表示；(4)人力資本含量(Hum)，用各省市普通高等學校在校生人數(shù)占地區(qū)人口比重來表示；(5)城鎮(zhèn)化水平(Urb)，是影響城鄉(xiāng)收入差距的一個重要變量，用城鎮(zhèn)人口占總人口比重來表示；(6)固定資產投資比率(Fai)，即各個省市的固定資產投資總額占國內生產總值的比值。

(二)數(shù)據(jù)來源

由于國家統(tǒng)計局未公布2007年以前各省市的財政支出子項目數(shù)據(jù)，本文僅能選取2007-2015年31個省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)為樣本區(qū)間，對地方政府財政支出結構和城鄉(xiāng)收入差距的關系進行面板數(shù)據(jù)模型分析。其中各省、市、自治區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入水平、人均地區(qū)生產總值、進出口總額、金融業(yè)增加值、總人口、城鎮(zhèn)人口、普通高等學校在校生人數(shù)以及固定資產投資總額數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。另外，對所有指標以1978年為基期進行價格指數(shù)的調整，并對最終的指標數(shù)據(jù)采用歸一化處理，將量綱數(shù)據(jù)轉化為無量綱數(shù)據(jù)。

對本文的所有指標數(shù)據(jù)作描述性統(tǒng)計。從圖2可以看出，我國不同地區(qū)和不同年份的泰爾指數(shù)、投資性支出水平和保障性投資水平均有較大差距。投資性支出比例逐年增長，從2007年的73.14%，增長到2015年的81.83%。保障性支出比例從2007年的13.31%，增長到2015年的15.76%。第一，泰爾指數(shù)。歷年泰爾指數(shù)均值較高的省、市、自治區(qū)有貴州省(0.221)、云南省(0.214)、甘肅省(0.211)和西藏(0.181)，屬于西部欠發(fā)達地區(qū)；而泰爾指數(shù)較低的省市是上海市(0.022)、北京市(0.029)、天津市(0.035)和浙江省(0.068)，屬于東部沿海發(fā)達地區(qū)。這說明地區(qū)越發(fā)達，城鄉(xiāng)收入差距越小。第二，保障性財政支出。歷年保障性財政投資比例最高的省市是遼寧省(21.763%)、青海省(21.237%)、黑龍江省(20.358%)和吉林省(18.632%)；保障性財政支出比例較低的省市是浙江省(8.495%)、江蘇省(9.431%)、西藏(10.262%)和福建省(10.276%)。第三，投資性財政支出。投資性財政支出比例較高的省市是浙江省(88.725%)、江蘇省(87.220%)、山東省(85.568%)和天津市(84.087%)；而投資性財政支出比例較低的省市是上海市(73.607%)、遼寧省(75.383%)和黑龍江省(77.808%)。此外，其他控制變量在不同地區(qū)、不同年份也存在著較大的差異。

圖2 2007-2015年全國財政支出結構

(三)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

為了解決指標數(shù)據(jù)中潛在的非線性、非平穩(wěn)性問題，本文對所有數(shù)據(jù)均進行對數(shù)化處理，并通過平穩(wěn)性檢驗確定面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。采用的方法是：LLC檢驗、IPS檢驗、ADF-Fisher檢驗和PP-Fisher檢驗，檢驗的結果如表1所示，Theil、Pgdp、Open、Fin、Hum、Urb和Fai七個指標的對數(shù)序列不能完全拒絕原假設(存在單位根)，是非平穩(wěn)序列，而這七個指標對數(shù)序列的一階差分均在10%的置信水平下拒絕存在單位根的原假設，為一階單整序列，可以進行面板協(xié)整檢驗。

(四)協(xié)整關系檢驗

基于面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗結果，繼續(xù)對對數(shù)序列作面板協(xié)整檢驗，采用ADF-KAO協(xié)整關系檢驗方法。結果表明：以泰爾指數(shù)(lnTheil)為因變量，保障性財政支出水平和六個控制變量為自變量作KAO協(xié)整，T統(tǒng)計量為-3.584，對應的P值為0.000；以泰爾指數(shù)(lnTheil)為因變量，投資性財政支出水平和六個控制變量為自變量作KAO協(xié)整，T統(tǒng)計量為-3.519，對應的P值為0.000。 拒絕“不存在協(xié)整關系”的原假設，說明兩組變量之間存在長期的均衡關系。

(五)模型設定

面板數(shù)據(jù)模型按照自變量中是否包含被解釋變量的滯后項分為靜態(tài)、動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。文章嘗試構建靜態(tài)、動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型確定各變量對城鄉(xiāng)收入差距的影響效果，所有變量設為對數(shù)形式。

表1 指標數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

注：*、** 和***分別表示在10%、5%和1%的置信水平上顯著。

1.靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型構建

為了驗證假設1、假設2，測度保障性財政支出水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響程度，構建靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，形式如式(4)：

lnTheilit=α1lnSeit+β11lnPgdp+β12lnOpenit+

β13lnFinit+β14lnHumit+β15lnUrbit+

β16lnFaiit+γt+ηi+εit

(4)

為了驗證假設3、假設4，測度投資性財政支出水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響程度，構建靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，形式如式(5)：

lnTheilit=α2lnIeit+β21lnPgdp+β22lnOpenit+

β23lnFinit+β24lnHumit+β25lnUrbit+

β26lnFaiit+γt+ηi+εit

(5)

其中，被解釋變量lnTheil代表各省城鄉(xiāng)收入差距水平，i代表省(直轄市)，t代表年份，γt和ηi分別代表時間和地區(qū)非觀測效應，εit為隨機誤差項。

2.動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型構建

為了驗證經(jīng)濟變量間的長期動態(tài)特征，即當期城鄉(xiāng)收入差距受前期城鄉(xiāng)收入差距格局的影響效果，接下來運用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型重新估計，解釋變量lnTheil選擇滯后一期，模型設定如式(6)：

lnTheilit=α3lnSeit+γ1lnTheilit-1+β31lnPgdp+β32lnOpenit+β33lnFinit+β34lnHumit+β35lnUrbit+β36lnFaiit+γt+ηi+εit

(6)

lnTheilit=α4lnIeit+γ2lnTheilit-1+β41lnPgdp+β42lnOpenit+β43lnFinit+β44lnHumit+β45lnUrbit+β46lnFaiit+γt+ηi+εit

(7)

五、實證結果分析

(一)靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型分析

對式(4)與式(5)進行回歸，結果如表2所示。其中，模型1和模型2分別是以保障性財政支出水平(Se)和投資性財政支出水平(Ie)為核心解釋變量，對所有樣本數(shù)據(jù)進行回歸的結果。模型3、模型5與模型4、模型6是對所有樣本數(shù)據(jù)按照地區(qū)歷年經(jīng)濟發(fā)展水平均值的高低分為經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)和經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，然后分別進行回歸的結果。其中，F(xiàn)檢驗和Hausman檢驗均認為固定效應模型優(yōu)于隨機效應模型，所以，模型1-6為固定效應模型。

表2 靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型回歸結果

注：*、** 和***分別表示在10%、5%和1%的置信水平上顯著。

依據(jù)表2，在模型1、模型3和模型4中，保障性財政支出水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響系數(shù)均為負值，模型1的系數(shù)在10%的置信水平下不顯著，雖然不違背假設1，但也不能驗證假設1。但模型3和模型4中保障性財政支出水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響系數(shù)在1%的置信水平下顯著，說明無論在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)或經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，保障性財政支出水平的提升都能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，與假設1相符，即整體來看，保障性財政支出具有普惠性，提高保障性財政支出水平有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。同理，在模型2、模型5和模型6中，投資性財政支出水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響系數(shù)為正，但只有在模型6中該系數(shù)在1%的置信水平下顯著，說明投資性財政支出在經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)能顯著拉大城鄉(xiāng)收入差距，雖然不違背假設3，但還需要進一步實證驗證。

比較模型3、模型4回歸結果，保障性財政支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在區(qū)域異質性。其中，模型3是經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)樣本數(shù)據(jù)的回歸結果，模型4是經(jīng)濟發(fā)展水平較低地區(qū)樣本數(shù)據(jù)的回歸結果。比較模型3、模型4的回歸結果發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)，保障性財政支出縮小城鄉(xiāng)收入差距的系數(shù)絕對值較大，為0.354；經(jīng)濟發(fā)展水平較低地區(qū)，保障性財政支出縮小城鄉(xiāng)收入差距的系數(shù)絕對值較小，為0.03。這說明保障性財政支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在區(qū)域異質性，會隨著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的相對高低程度而變化。該結論與假設2相符，即在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，政府保障性財政支出對縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用更大；相反，經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，政府的保障性財政支出存在城鄉(xiāng)分配不均，對城鄉(xiāng)收入差距的改善作用也較小。

比較模型5、模型6的回歸結果，投資性財政支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響也存在區(qū)域異質性。其中，模型3是經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)樣本數(shù)據(jù)的回歸結果，模型4是經(jīng)濟發(fā)展水平較低地區(qū)樣本數(shù)據(jù)的回歸結果。比較模型5、模型6的回歸結果發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟發(fā)展水平較低地區(qū)，投資性財政支出拉大城鄉(xiāng)收入差距的系數(shù)絕對值較大，為0.363；經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)，投資性財政支出拉大城鄉(xiāng)收入差距的系數(shù)絕對值較小，為0.05，且在10%的置信水平下不顯著。這說明投資性財政支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在區(qū)域異質性，會隨著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的相對高低程度而變化。該結論與假設4相符，即經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，政府投資性財政支出更具有普惠性與共享性，而在經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，投資性財政支出項目存在“城市偏向”無法改善城鄉(xiāng)收入差距問題。

(二)動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型分析

考慮到當期城鄉(xiāng)收入差距受前期城鄉(xiāng)收入差距格局的影響，因此接下來運用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型重新估計。以一階差分廣義矩估計方法(DIF-GMM)對模型進行回歸，引入城鄉(xiāng)收入差距(lnTheil)的滯后一期作為另一個解釋變量L.lnTheil，以驗證城鄉(xiāng)收入差距的長期動態(tài)特征。估計結果如表3所示。

表3 動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型回歸結果(DIF-GMM)

注：*、** 和***分別表示在10%、5%和1%的置信水平上顯著。

1．模型檢驗

針對DIF-GMM估計中可能產生的過度識別問題，模型7與模型8分別在8%和9%的置信水平上通過Sargan檢驗，而模型9至模型12則在更高的置信水平上通過Sargan檢驗，說明各模型估計結果不存在工具變量的過度識別問題。針對DIF-GMM估計中誤差項是否存在序列相關問題，模型7至模型12都在較高的置信水平下接受“擾動項差分的二階自相關系數(shù)為0”的假設，說明各模型不存在二階序列相關問題，DIF-GMM方法估計有效。

2．參數(shù)結果分析

模型7至模型12分別是靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型1至模型6的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計結果。從表4的估計結果來看，滯后一期的城鄉(xiāng)收入差距的系數(shù)均為正，且在10%的置信水平下顯著。以模型7為例，上年城鄉(xiāng)收入差距每提高1%，當年城鄉(xiāng)收入差距將顯著提高0.469%，說明了城鄉(xiāng)收入分配差距具有慣性，是一個動態(tài)的過程。模型7中，保障性財政支出水平對當期城鄉(xiāng)收入差距的影響系數(shù)雖然不顯著，但為負值，與模型1的結果類似，同樣證實了假設1。模型8中，投資性財政支出水平系數(shù)在1%的置信水平下為正，與假設3相符，補充驗證了靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型結果。對比模型9和模型10發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展水平的高低對保障性財政支出水平的系數(shù)影響不大，但也不違背假設2。模型11中，投資性財政支出對泰爾指數(shù)的影響系數(shù)為負，模型12中投資性財政支出對泰爾指數(shù)的影響系數(shù)為正，且模型11和模型12中投資性財政支出的系數(shù)均在較高的置信水平下顯著，說明在經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，投資性財政支出顯著拉大了城鄉(xiāng)收入差距，這一結論與靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計結果一致，在一定程度上證實了假設3。此外，比較模型11和模型12中系數(shù)的絕對值大小發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，政府投資性財政支出更具有普惠性與共享性，而在經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，投資性財政支出項目存在“城市偏向”無法改善城鄉(xiāng)收入差距問題，這一結論符合假設4。綜合靜態(tài)、動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型結果，全文的研究結論具有較高穩(wěn)健性。

六、結論和政策建議

改革成果全民共享、共同富裕是中國經(jīng)濟發(fā)展和社會主義建設的最終目標，也是“共享發(fā)展”理念的基本要求。文章得出以下結論：第一，各地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距、保障性財政支出水平和投資性財政支出水平均有較大差距。第二，靜態(tài)、動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型結果顯示，提高保障性財政支出水平會縮小城鄉(xiāng)收入差距，而提高投資性財政支出水平對城鄉(xiāng)收入差距的拉大作用僅在經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)有所體現(xiàn)；保障性財政支出水平對地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響隨著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的高低而異，在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，提高保障性財政支出水平縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用要大于經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)。此外，在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，投資性財政支出更具有普惠性與共享性?；谝陨辖Y論，提出三點政策建議。

第一，相比于經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)，中央和地方政府不僅需要適當提高保障性財政支出向經(jīng)濟發(fā)展落后地區(qū)的傾斜，還需要保證保障性財政支出的城鄉(xiāng)分配均衡，扭轉地方財政支出的“城市傾向”，提高社會保障覆蓋面，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展，使經(jīng)濟發(fā)展的成果更多地惠及農村和農民。

第二，相比于經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，中央和地方政府不僅要提高經(jīng)濟發(fā)展落后地區(qū)的投資性財政支出比重，更要保證投資性財政支出的城鄉(xiāng)分配均衡，適當提高當?shù)卣谵r村地區(qū)的投資性財政支出比重，消除“城市偏向”的地方財政政策。具體而言，地方政府不僅要大力改善當?shù)赝顿Y軟環(huán)境，吸引更多投資項目進入經(jīng)濟發(fā)展落后地區(qū)，還要提高該類地區(qū)的投資建設資金，以實現(xiàn)經(jīng)濟增長和縮小城鄉(xiāng)收入差距的雙重目標。

第三，考慮到地區(qū)經(jīng)濟趕超因素的負面效應和“城市偏向”的地方財政政策，建議中央政府對地方政府的政績考核方式要多樣化。既要抓緊經(jīng)濟發(fā)展問題，又要重點解決民生問題，實現(xiàn)我國經(jīng)濟發(fā)展落后地區(qū)追趕超越和縮小城鄉(xiāng)收入差距的協(xié)調發(fā)展。