□宋高燕 鄧宏圖

內(nèi)容提要 本文從制度變遷視角，解構(gòu)收入不平等產(chǎn)生的內(nèi)在根源，制度變遷如何誘發(fā)政府再分配能力發(fā)生變化，進(jìn)而影響城鄉(xiāng)、城鎮(zhèn)居民收入結(jié)構(gòu)內(nèi)在機(jī)理，并利用29個省市、自治區(qū)1990-2014年面板數(shù)據(jù)實證研究了不同地區(qū)市場導(dǎo)向下制度變遷誘發(fā)再分配機(jī)制對收入不平等的影響。研究發(fā)現(xiàn):（1）市場導(dǎo)向下制度變遷會增強(qiáng)政府再分配能力。（2）制度變遷和政府再分配能力會促使城鄉(xiāng)收入不平等縮小，但對城鎮(zhèn)居民收入不平等影響則相反。（3）制度變遷具有長期影響效應(yīng)，且市場化導(dǎo)向制度變遷長期影響更為顯著，而一些重大社會事件對縮小城鄉(xiāng)收入不平等有顯著影響。

一、引言

黨的十九大報告指出，我國社會主要矛盾已成為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。這種不平衡不僅體現(xiàn)在地區(qū)間發(fā)展不平衡，更體現(xiàn)在居民收入間不平衡。根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫資料顯示，2008-2017年中國基尼系數(shù)變動態(tài)勢呈現(xiàn)U型，2008-2015年之間，基尼系數(shù)呈下降趨勢，從2008最高點0.491逐步回落到0.462，但2015年之后又上升到2017年的0.467。依照聯(lián)合國開發(fā)計劃署規(guī)定標(biāo)準(zhǔn)，基尼系數(shù)在0.4-0.5之間表明收入差距較大?，F(xiàn)階段，縮小居民收入差距不僅是全面建成小康社會的重要內(nèi)容，還是實現(xiàn)社會主義共同富裕的本質(zhì)特征。

國內(nèi)學(xué)者嘗試從不同的再分配政策視角來研究居民收入差距，如稅收制度改革、新型農(nóng)村醫(yī)療保險制度、新農(nóng)村合作醫(yī)療政策、新農(nóng)合參合補(bǔ)貼、個人所得稅、稅費減免、種糧直補(bǔ)等單一政策制度下再分配效應(yīng)而得出的結(jié)論（王震，2010；岳希明等，2012；常世旺、韓仁月，2015），且結(jié)論存在顯著非一致性。單一政策制度只能解釋某一特定再分配政策的再分配沖擊程度，并不能解釋當(dāng)前我國城鄉(xiāng)、城鎮(zhèn)收入不平等真正原因。一方面，不同單一制度（政策）、不同的定量分析方法，不同的數(shù)據(jù)源，數(shù)據(jù)質(zhì)量也不相同，其結(jié)論也不具普遍性。例如，中國農(nóng)村醫(yī)療保障制度是按地區(qū)統(tǒng)籌，而中國不同省份之間要素稟賦、思想觀念等情況差別較大，使用全國數(shù)據(jù)并不能反應(yīng)出不同省份的特點。另一方面，單一政策在地區(qū)間存在顯著差異性、非統(tǒng)一性，且由于市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不同，國家層面的教育、醫(yī)療、就業(yè)、住房、稅收等制度的實施效果在不同的省份存在較大差異。因此，以市場為導(dǎo)向的制度變遷更能解釋政府再分配能力影響下收入不平等問題。

當(dāng)原有制度均衡被打破，制度變遷就會發(fā)生（諾斯，1991），市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展亦是制度變遷的具體體現(xiàn)。改革開放極大促進(jìn)了我國市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展壯大，然而各地區(qū)的市場化進(jìn)程存在差異性，這種差異性又影響著政府再分配能力與居民收入差距。對內(nèi)體制機(jī)制改革（國有企業(yè)改革等）等激發(fā)了各類市場主體積極性，從而誘發(fā)政府再分配能力發(fā)生變化。政府建立再分配機(jī)制是構(gòu)建公平環(huán)境的重要手段，政府不同的再分配政策（教育、醫(yī)療、就業(yè)和住房等政策）實施取決于政府的再分配能力，再分配能力與地方政府的汲取能力之間存在著密切的聯(lián)系。一般來說，地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，政府財政汲取能力就越高，那么進(jìn)行再分配的幅度也就越大，進(jìn)而體現(xiàn)再分配機(jī)制公平性。

本文結(jié)構(gòu)如下：第二部分從國內(nèi)外文獻(xiàn)角度分析制度變遷、再分配能力與收入不平等的理論邏輯。第三部分為計量策略與數(shù)據(jù)說明。第四部分為制度變遷對政府再分配能力的影響以及制度變遷、再分配能力對居民收入不平等的影響。第五部分為研究結(jié)論。

二、制度變遷、再分配能力與收入不平等：理論邏輯

經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長、收入分配公平性是衡量一國或地區(qū)制度變遷是否有效的重要標(biāo)準(zhǔn)。改革開放以來，以市場為導(dǎo)向的漸進(jìn)式制度變遷顯著提高了我國資源配置效率和資本積累。同時，再分配能力的欠缺，市場導(dǎo)向性制度變遷加深了居民收入不平等。

（一）制度變遷的再分配誘發(fā)機(jī)制

改革開放以來的制度變遷，主要體現(xiàn)中國確立公有制為主，多種所有制共存的基本經(jīng)濟(jì)制度，以市場機(jī)制為核心的社會主義市場經(jīng)濟(jì)體系，外貿(mào)體制改革，實施獨立自主的對外開放戰(zhàn)略等轉(zhuǎn)變。具體而言，主要體現(xiàn)在三個方面。一是經(jīng)濟(jì)制度變遷顯著表現(xiàn)為非公有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展壯大，與公有制經(jīng)濟(jì)相互競爭促進(jìn)，能夠建立起效率化的競爭機(jī)制，有利于各種要素資源在不同行業(yè)、地區(qū)優(yōu)化配置，從而提升經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)效率，并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長（周新成，2010）。二是市場經(jīng)濟(jì)體系變遷。市場經(jīng)濟(jì)體系的變遷主要表現(xiàn)為政府和市場角色主導(dǎo)力量變化。一般來說，市場化程度越高，政府行政干預(yù)越少，生產(chǎn)要素流動性阻礙就越少，資源配置效率就越高。分配機(jī)制也傾向于更具效率的一方，但難以保障再分配機(jī)制的公平性（劉長庚等，2016）。三是貿(mào)易體制變遷。貿(mào)易自由化會從規(guī)模經(jīng)濟(jì)、人力資本積累、技術(shù)進(jìn)步等方式促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，國際貿(mào)易能夠有效誘發(fā)分配機(jī)制，提升低技術(shù)勞動力收入水平。政府作為收入再分配的主導(dǎo)者，為了體現(xiàn)社會公平的原則，通過稅收、社會保障、稅費減免、種糧直補(bǔ)和新農(nóng)合參合補(bǔ)貼等轉(zhuǎn)移支付手段對城鎮(zhèn)居民、城鄉(xiāng)居民的初次收入進(jìn)行再分配調(diào)節(jié)(郭慶旺等,2012)，而這種轉(zhuǎn)移支付方式的實施取決政府的再分配能力以及政府的財政汲取能力。

國內(nèi)已有文獻(xiàn)將市場化指數(shù)（王小魯?shù)龋?017）作為制度的衡量指標(biāo)（鄧宏圖等，2016；陳志勇等，2014），2008年以后統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)了重新調(diào)整，因此通過將2008-2014年中、東、西地區(qū)數(shù)據(jù)進(jìn)行對比，可以發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)平均市場化指數(shù)最高為7.42，中部地區(qū)為5.83，西部地區(qū)最低為4.30。與地區(qū)市場化指數(shù)排序相吻合的是，代表政府再分配能力指標(biāo)的總稅收收入與財政收入占GDP比重排序，東部地區(qū)平均值最高分別為2232.57億元和0.137，其次是中部地區(qū)1357.07億元和0.11，最后是西部地區(qū)611.77億元和0.112。這進(jìn)一步說明了，市場化程度越高的地區(qū)，政府再分配能力就越高。

經(jīng)濟(jì)主體預(yù)期收益的變化誘致了制度變遷，制度變遷體現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)主體自我認(rèn)知、信念等與其預(yù)期收益的動態(tài)匹配，通過制度變遷的動態(tài)效率直接投射到最終的績效（經(jīng)濟(jì)收益、個體收入等）。整體來看，總稅收收入和地方政府財政收入體現(xiàn)了當(dāng)?shù)卣苯又滟Y金的能力和對居民收入再分配的影響力。1978年以來，以市場化為導(dǎo)向的制度變遷對政府財政收入的影響是先下降再回升，原因在于90年代以現(xiàn)代企業(yè)制度改革，國有企業(yè)轉(zhuǎn)型為自主經(jīng)營、自負(fù)盈虧的微觀主體，由于存在轉(zhuǎn)型成本，國有企業(yè)在轉(zhuǎn)制的初期盈利能力略有下降，必然會影響地方財政收入。此外，非國有經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展也進(jìn)一步擴(kuò)大了稅源，政府財政收入提高的主要原因在于地方稅收的增加。基于以上分析，提出假設(shè)1：

假設(shè)1：以市場為導(dǎo)向的制度變遷會增強(qiáng)政府再分配能力。

（二）制度變遷、政府再分配能力與收入不平等內(nèi)在作用機(jī)理

制度完善和公共政策的改革將會增加政府收入，從而提升政府轉(zhuǎn)移支付能力，降低城鄉(xiāng)居民收入差距。例如戶籍制度改革、農(nóng)業(yè)稅改革、城鎮(zhèn)化政策等等，這些改革使農(nóng)村勞動力流向城市的門檻變低，遷移成本減少，城鄉(xiāng)收入差距變小。非國有經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，打破了原有勞動力均衡，將農(nóng)村隱形失業(yè)人群及富余勞動力釋放出來，使得農(nóng)村勞動力就業(yè)呈現(xiàn)多元化結(jié)構(gòu)，預(yù)期收入越來越高。此外，農(nóng)村土地政策改革，允許農(nóng)民承包土地流轉(zhuǎn)，一定程度上提高了農(nóng)民的財產(chǎn)性收入；各種惠農(nóng)政策強(qiáng)化了農(nóng)民抗風(fēng)險能力，客觀上減少了農(nóng)民生產(chǎn)經(jīng)營成本，提高了農(nóng)村居民的收入水平。我國經(jīng)濟(jì)增長更多的是具有包容性的特點，這有助于吸收更多的非技術(shù)人員，有助于吸收農(nóng)民工就業(yè)，所以過去幾年農(nóng)民工就業(yè)增加非常快，農(nóng)民工工資增加也很快。這些綜合因素的作用使農(nóng)村居民收入的增長超過了城市居民，一定程度上縮短了城鄉(xiāng)居民收入差距(李實，2016)。“鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略”與“城中村棚戶區(qū)改造”政策推出，以及要解決農(nóng)民工進(jìn)入城市之后就業(yè)、住房、子女上學(xué)等問題(黃少安，2018)，都需要地方政府再分配政策向農(nóng)民工人口傾斜，減輕進(jìn)城農(nóng)民工生活負(fù)擔(dān)，拓寬收入渠道。

當(dāng)?shù)胤秸俜峙湔吒嘞蜣r(nóng)村人口傾斜時，則會降低對城鎮(zhèn)居民再分配的支持力度。隨著市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，居民持有資產(chǎn)等要素收益率不斷攀升，使得城鎮(zhèn)人口中非勞動收入群體與貧困群體收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大，即使對城鎮(zhèn)貧困居民的再分配支持力度不變，地方政府對城鎮(zhèn)貧困人口的轉(zhuǎn)移支付對縮小內(nèi)部收入差距所起作用仍非常有限。制度變遷對收入差距、收入結(jié)構(gòu)作用機(jī)理，一方面通過影響不動產(chǎn)的資產(chǎn)價格，通過財產(chǎn)性收入拉大收入差距，進(jìn)而造成收入結(jié)構(gòu)的非理性不平等。其中住房土地制度改革是城市房價上漲的重要原因，城市房價持續(xù)上漲意味著財富以固定資產(chǎn)的形式在向少數(shù)高收入者手中集聚，高房價下“馬太效應(yīng)”不斷激化的最終結(jié)果導(dǎo)致階層流性減弱，財產(chǎn)性收入差距拉大進(jìn)一步加劇了社會收入不平等（原鵬飛、馮蕾，2014）。高房價同時也推高了企業(yè)實際用地成本，當(dāng)投資房產(chǎn)的收益遠(yuǎn)高于實體經(jīng)濟(jì)收益時，不利于在實體經(jīng)濟(jì)和制造業(yè)發(fā)展，實體經(jīng)濟(jì)經(jīng)營困難會降低員工工資性收入，使城鎮(zhèn)居民收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大（羅楚亮，2012）。另一方面，在市場經(jīng)濟(jì)導(dǎo)向下制度變遷具有顯著的“認(rèn)證”效應(yīng)，通過工資性收入影響收入不平等。教育程度高低與其收入效應(yīng)具有顯著的一致性，教育程度差異也成為城鎮(zhèn)、城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大重要原因（姚洪心、王喜意，2009）?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)2、假設(shè)3：

假設(shè)2：市場化導(dǎo)向的制度變遷（改革）和政府再分配能力作用下使得城鄉(xiāng)居民收入差距縮小。

假設(shè)3：市場化導(dǎo)向的制度變遷（改革）使得城市資產(chǎn)價格效應(yīng)與政府再分配效應(yīng)相對差拉大，導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民收入差距在逐步擴(kuò)大。

三、計量策略與數(shù)據(jù)說明

（一）計量策略

在借鑒Berrospide&Edge(2010)與Acemoglu等(2013)的模型基礎(chǔ)之上，首先建立基準(zhǔn)的計量模型：

zit表示結(jié)果變量，包括各省份總稅收收入、各省份財政收入占GDP比重的代理變量、居民收入差距的不同方式的測度等。模型中的滯后期為滯后1期，insit-1表示省份i在t-1時期的制度質(zhì)量。被解釋變量滯后期可能是制度變遷的決定因素或者是可以預(yù)測制度變遷的其他相關(guān)變量的決定因素。Xit-1表示省份i在t-1時期的其他協(xié)變量。使用滯后期的原因是為了避免回歸的內(nèi)生性問題。同時，制度對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值有主要影響，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的改變可能會干擾制度對居民收入差距的影響（Acemoglu等，2013）。城鎮(zhèn)化率與人均收入、工業(yè)化水平之間存在高度相關(guān)性（Acemoglu等，2002）。因此，本文選取城鎮(zhèn)化率作為協(xié)作變量，以降低偏差。最后，μt表示時間效應(yīng)，φi表示控制了所有共同沖擊和趨勢下的不同省份的效應(yīng)。εit表示誤差項。

為提高模型（1）估計的準(zhǔn)確性，從兩個方面來控制可能造成的有偏估計。一是控制了地區(qū)固定效應(yīng)，考慮到市場化進(jìn)程快的省份與市場化進(jìn)程慢的省份之間在要素稟賦或現(xiàn)實條件等方面存在差異，及一些不可觀察的、持續(xù)的特征（市場化進(jìn)程快的省份有更多元化的制度或者綜合實力較強(qiáng)）影響著居民收入差距和再分配能力；二是模型（1）考慮到了均值回歸動態(tài)和因變量的持久效應(yīng)，而這些因素對于制度變遷可能是內(nèi)生的。例如，不可抗力事件發(fā)生可能會影響到某一省份的市場化進(jìn)程，對于模型中的被解釋變量也會有一個持續(xù)的影響，在這種情況下，通過在模型右邊加入被解釋變量的滯后一期，以便對被解釋變量的動態(tài)進(jìn)行控制。

使用固定效應(yīng)模型對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計，如果ρ＞0，可能會導(dǎo)致估計結(jié)果的有偏，不能準(zhǔn)確地反映出制度變遷對各種被解釋變量的長期影響，利用省份i的均值來進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)組內(nèi)估計來消除固定效應(yīng)，然后再進(jìn)行最小二乘法估計。然而，當(dāng)時期跨度逐漸變大時，這個估計結(jié)果的有偏性將變大。為此，使用標(biāo)準(zhǔn)廣義矩方法(GMM)消除估計結(jié)果有偏性（Arellano&Bond，1991)），通過對模型(1)進(jìn)行差分得到：

通過差分消除了固定的地區(qū)效應(yīng)，盡管模型(2)也可能得不到與固定效應(yīng)模型一致的估計結(jié)果，但一階差分GMM估計中被解釋變量一階滯后項系數(shù)在0.9以上時會造成估計結(jié)果的偏誤，而系統(tǒng)GMM估計結(jié)果始終是無偏的。且由于時間維度的有限造成留存系數(shù)ρ的估計值的不一致性。對留存系數(shù)ρ的有偏估計也會造成其他系數(shù)估計值的有偏。本文報告了在對ρ指定一系列數(shù)值之后，模型(1)的固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果，對于ρ指定于0到1之間任何數(shù)值，結(jié)果具有穩(wěn)定性。

最后，值得注意的是，在所有估計結(jié)果中，如果以市場化為導(dǎo)向的制度變遷與影響再分配能力或居民收入不平等的其他變量相關(guān)，那么我們的估計結(jié)果將會是有偏的。GMM估計量的重點是去除由固定效應(yīng)和滯后被解釋變量造成的機(jī)械的有偏估計，而不是去估計“因果效應(yīng)”。

（二）數(shù)據(jù)和變量描述

本文選取了28個省市、自治區(qū)1990-2014年的省級層面年度面板數(shù)據(jù)，山東、西藏和湖南未納入樣本，因為山東省統(tǒng)計年鑒中沒有城鎮(zhèn)居民家庭按收入組合這項指標(biāo)，西藏和湖南的城鎮(zhèn)居民家庭按收入組合的指標(biāo)在某些年份出現(xiàn)斷層。之所以選擇1990年作為起始時間，基于以下原因：第一，正如傅曉霞和吳利學(xué)（2006）所認(rèn)為的，改革開放初期，計劃機(jī)制在國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展中仍占主導(dǎo)地位，直到1990年之后，市場機(jī)制在資源配置中才逐步發(fā)揮基礎(chǔ)性作用，這意味著1990年之后以市場化為導(dǎo)向的制度變遷才發(fā)揮顯著的作用。第二，城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)作為本文關(guān)鍵變量，一些省、市、自治區(qū)的統(tǒng)計年鑒中1990年后才有城鎮(zhèn)居民家庭按收入組合的指標(biāo)。

被解釋變量。本文分別選擇政府總稅收收入(Mulligan等,2003)和財政收入占GDP比重(Acemoglu,2013)作為政府再分配能力的宏觀代理變量。城鎮(zhèn)居民收入差距用城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)測度，城鄉(xiāng)居民收入差距用城鄉(xiāng)居民收入比測度。

核心解釋變量選取。對于各省市、自治區(qū)的以市場化為導(dǎo)向的制度變遷的測度，借鑒傅曉霞和吳利學(xué)（2006）提出的衡量地區(qū)制度變遷的指標(biāo)，用各省份每百億工業(yè)產(chǎn)值中非國有企業(yè)所占比重，每百億社會固定投資中非國有經(jīng)濟(jì)所占比重，每百億GDP中以人民幣計價的進(jìn)出口總額和實際利用外資所占比重，并且對以上四個分項指標(biāo)分別賦值1/4，合成各省市、自治區(qū)的1990-2014年制度變遷的一個綜合指標(biāo)。數(shù)據(jù)來源于各省市、自治區(qū)的各年統(tǒng)計年鑒。2013-2014年各省工業(yè)總產(chǎn)值是根據(jù)工業(yè)銷售產(chǎn)值除以產(chǎn)品銷售率計算得出，社會固定資產(chǎn)投資中國有經(jīng)濟(jì)的部分?jǐn)?shù)據(jù)來自于《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料》。

控制變量選取。除城鎮(zhèn)化率作為控制變量之外，本文還加入了各省份中發(fā)生不可抗力事件的啞變量和每千人中至少中學(xué)學(xué)歷學(xué)生數(shù)作為教育的代理變量(Baum&Lake,2001)。例如，2014年云南、2010年新疆、2008年四川發(fā)生的一些突發(fā)事件，考慮到事件影響可能有延續(xù)性且對收入再分配造成的沖擊效應(yīng)。因此，2014年云南取值1，2010-2014年新疆取值1，2008-2014年四川取值1，其他年份、其他地區(qū)取值為0。各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

四、計量結(jié)果分析

（一）制度變遷對再分配能力影響考察

表2匯報了模型(1)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，以總稅收收入作為被解釋變量。所有回歸結(jié)果中，均匯報了修正的標(biāo)準(zhǔn)差，并將滯后一期的城鎮(zhèn)化率作為控制變量。在表2第2列中，以市場化為導(dǎo)向的制度變遷對總稅收收入的影響系數(shù)為2.112，并在1%的置信水平顯著通過了檢驗，意味著當(dāng)制度的市場化程度提高1%時，各省份的總稅收收入將提高2.112%，表明市場化導(dǎo)向的制度變遷將極大提升再分配能力。

表1 變量的統(tǒng)計描述

表2 制度變遷對政府再分配能力（稅收收入代理變量）的影響

第3列中加入了總稅收收入的滯后項，同時放松了對ρ=0的假設(shè)。放松假設(shè)之后，以市場化為導(dǎo)向的制度變遷對總稅收收入的影響系數(shù)顯著降低為0.183，并在1%的置信水平顯著通過了檢驗，說明總稅收收入中存在潛在的重要動態(tài)影響。當(dāng)加入被解釋變量的滯后項時，滯后項系數(shù)表明制度變遷對總稅收收入只是短期的影響，而不是長期的影響。ρ的估計是0.983，并且在1%的置信水平顯著通過了檢驗，說明被解釋變量的變動的確存在著一些慣性。表2最后一行匯報了制度變遷對總稅收收入的長期影響動態(tài)變化情況。第3列估計系數(shù)為10.765，估計顯然是有偏的，造成了面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)估計結(jié)果的不致性。需要進(jìn)一步利用D-GMM和S-GMM來消除估計結(jié)果的有偏性。第4列匯報了D-GMM的估計結(jié)果，制度變遷對總稅收收入的影響系數(shù)為0.457，比第3列的結(jié)果增加了0.274，同樣在1%的置信水平顯著通過了檢驗。制度變遷對總稅收收入的長期影響系數(shù)降低為5.859。模型所對應(yīng)的，誤差項的二階序列自相關(guān)檢驗（AR2）與工具變量的過度識別檢驗（Sargan）都通過了檢驗。但是D-GMM對被解釋變量滯后期的估計系數(shù)大于0.9時，估計結(jié)果可能存在偏誤，其有效性也大大降低。因此，進(jìn)一步利用S-GMM的進(jìn)行估計，ρ的結(jié)果與第4列的差分GMM估計對比，可知的估計系數(shù)增加為0.95，制度變遷對總稅收收入的系數(shù)增加為0.563，并且都在1%的置信水平顯著通過了檢驗，且誤差項的二階序列自相關(guān)檢驗與工具變量的過度識別檢驗同樣都通過了檢驗。制度變遷對總稅收收入的長期影響系數(shù)為11.26，與第3列的固定效應(yīng)估計結(jié)果近似?？赡艿脑蚴侵贫茸冞w對總稅收收入影響是長期的，即制度變遷與再分配能力存在一個長期的動態(tài)關(guān)系。

在第6-9列中，考察了制度變遷對總稅收收入長期影響程度。因而對ρ設(shè)定不同的數(shù)值，數(shù)值跨度為0到1。然后利用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計的問題來自于對ρ的有偏估計，如果我們能找到ρ的正確的值，那么制度變遷的影響的固定效應(yīng)估計結(jié)果就具有一致性。根據(jù)設(shè)定不同的ρ值，以制度變遷都通過檢驗，說明無論是在統(tǒng)計學(xué)意義上還是經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上，制度變遷都影響著總稅收收入。當(dāng)我們設(shè)置ρ的值0.25,0.5,0.75小于第3列的估計值，相應(yīng)的計算的制度變遷的長期影響也要小于第3-5列的估計結(jié)果。總體來講，以市場化為導(dǎo)向的制度變遷對總稅收收入的影響變動區(qū)間范圍為[2.112,11.26]，中位數(shù)估計的制度變遷對總稅收收入的影響大約為6.5。

表3是利用政府財政收入占GDP比重作為被解釋變量（再分配能力代理變量）回歸結(jié)果?？梢钥吹街贫茸冞w的影響系數(shù)相對更小，估計結(jié)果也非常相似，用GMM估計的制度變遷的長期影響的系數(shù)要高于用固定效應(yīng)模型估計的長期影響系數(shù)。在第3列中，以市場化為導(dǎo)向的制度變遷的滯后期的系數(shù)為0.014，在1%的置信水平顯著通過了檢驗。制度變遷對政府財政收入占GDP的長期影響系數(shù)為0.08。GMM的估計結(jié)果有更高的α和更低的ρ，導(dǎo)致了一個更大的制度變遷影響系數(shù)范圍[0.3,0.387]。該部分回歸結(jié)果意味著，市場化為導(dǎo)向的制度變遷帶來的非公有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展壯大擴(kuò)大了稅源、增加了稅基，最終還是增強(qiáng)了地方政府再分配能力。

表4為加入教育、不可抗力事件等控制變量的回歸結(jié)果。教育作為提高社會人力資本的最主要途徑，也是再分配機(jī)制表現(xiàn)重要方式，教育程度越低其收入增長效應(yīng)也越低，這就造成了不同教育程度之間的收入差距在逐漸擴(kuò)大（羅楚亮，2012）。一些不可抗力事件的發(fā)生也會在一定程度上沖擊地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展，進(jìn)一步影響政府稅收收入和財政收入，進(jìn)而削弱政府再分配能力。表4第2-4列中，我們加入了教育的滯后一期，用每千人口中至少是中學(xué)學(xué)歷的人口數(shù)滯后一期作為代理變量。從回歸結(jié)果可看出，無論固定效應(yīng)模型與系統(tǒng)GMM模型中教育對總稅收收入的影響系數(shù)在1%的置信區(qū)間顯著通過了檢驗，還是在差分GMM模型中教育對總稅收收入的影響系數(shù)在10%的置信區(qū)間顯著通過了檢驗。這意味著，教育投資能夠有效增進(jìn)再分配“公平”性。第5-7列中，加入了云南、新疆、四川突發(fā)事件的啞變量，這些事件可能會影響這些省份的稅收收入和再分配政策。但從回歸結(jié)果可看出不可抗力事件的啞變量對總稅收收入影響并不顯著?？赡艿脑蚴钱?dāng)某地區(qū)發(fā)生不可抗力事件外在沖擊時，更多的是國家會加大了對該地區(qū)的財政支援，或頒布一些有地區(qū)偏向的政策來支持這些地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，“維穩(wěn)”和家園重建等的開支對本地區(qū)的收入再分配政策擠占較小。同時加入教育的滯后一期和不可抗力事件啞變量，估計結(jié)果的影響變動較小，且啞變量的估計結(jié)果仍不顯著，教育滯后一期的影響為正，并且在1%的置信區(qū)間顯著通過了檢驗。制度變遷對總稅收收入的長期影響系數(shù)與前面的估計結(jié)果一致，論證了以市場化為導(dǎo)向的制度變遷對總稅收收入與政府財政收入占GDP比重的影響是穩(wěn)定的，制度變遷會給地方政府帶來更多的稅收收入和用于再分配的財政收入。

表3 制度變遷對政府財政收入占GDP比重的影響

表4 加入控制變量后制度變遷對再分配影響

（二）制度變遷、政府再分配能力與收入不平等

中國早期的改革是以“效率優(yōu)先、兼顧公平”、強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展是第一目標(biāo)，忽略了社會不公平問題。這種不公平可能源于地方政府官員偏好，較為流行的是“政治競標(biāo)賽”，“晉升激勵”使得地方政府官員會頒布更多政策來招商引資，把推動地方經(jīng)濟(jì)增長作為政治晉升的籌碼(周黎安，2007；喬寶云等，2014)，地方官員“晉升動機(jī)”促使其追求短期政績，不可避免地會忽視社會的公平性。另一方面，地方經(jīng)濟(jì)增長使得政府財政汲取能力增強(qiáng)，致使政府再分配能力變強(qiáng)，又促進(jìn)了社會公平性提高。諸多學(xué)者認(rèn)為轉(zhuǎn)軌時期制度障礙、市場經(jīng)濟(jì)體制不健全、制度轉(zhuǎn)型效率、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異等是導(dǎo)致收入不平等的重要因素。制度變遷與政府再分配能力共同作用影響了居民收入不平等。表5給出了市場化制度變遷、政府再分配能力對城鄉(xiāng)收入不平等、城鎮(zhèn)收入不平等的回歸結(jié)果。從Panel A中可看出，制度變遷對城鄉(xiāng)收入不平等的影響可得到一致結(jié)果。在表5的第3、4、5、9列的回歸結(jié)果可看出在市場化導(dǎo)向的制度變遷和政府再分配能力共同影響下會降低城鄉(xiāng)居民之間的收入不平等，且回歸結(jié)果顯著通過了檢驗，第6、7、8列的回歸結(jié)果不具穩(wěn)定性，并有些變量未通過檢驗，本文認(rèn)為可能是由于設(shè)定的ρ值與真實值差別較大造成回歸結(jié)果不穩(wěn)定。短期來看，以市場化為導(dǎo)向的制度改善一單位會縮小0.129單位的城鄉(xiāng)居民收入比，在長期內(nèi)城鄉(xiāng)居民收入比會縮小0.173單位，政府再分配能力提升一單位城鄉(xiāng)居民收入比將會縮小0.014個單位。

伴隨著戶籍制度的松動、農(nóng)業(yè)稅收的減免、土地制度改革（土地流轉(zhuǎn)）等，多方面提高了農(nóng)村居民的收入，隨著農(nóng)村就業(yè)范圍限制逐步被打破，農(nóng)村居民開始兼營家庭手工業(yè)、并進(jìn)行季節(jié)性外出務(wù)工或全職外出工作。農(nóng)村居民收入來源也越來越多元化，家庭從事非農(nóng)經(jīng)營收入、外出務(wù)工收入、集體經(jīng)濟(jì)收入等所占比重越來越高。農(nóng)村居民的生產(chǎn)經(jīng)營活動正在由以前的單一從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動向三次產(chǎn)業(yè)全面發(fā)展，農(nóng)業(yè)領(lǐng)域機(jī)械化后明顯提高了生產(chǎn)效率，降低了生產(chǎn)成本，也有效地提高了農(nóng)村居民收入水平，進(jìn)而有效降低城鄉(xiāng)之間的收入差距。

“精準(zhǔn)扶貧”政策以及“鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興戰(zhàn)略”的實施表明了國家層面對“三農(nóng)“問題的重視程度不斷提高，致使地方政府的再分配政策也在不斷向農(nóng)民傾斜，通過轉(zhuǎn)移支付等多種方式提高了農(nóng)村居民收水平。“龍頭企業(yè)+農(nóng)戶”、“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”等模式培育了新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，豐富了農(nóng)民收入來源，縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距。

Panel B為制度變遷、政府再分配能力對城鎮(zhèn)收入不平等的回歸結(jié)果，其中第3、4、5、6列表明，制度變遷會擴(kuò)大城鎮(zhèn)居民收入差距，且回歸系數(shù)顯著通過了檢驗。在第3列中，制度改善一個百分點，在短期內(nèi)會帶來城鎮(zhèn)居民收入差距擴(kuò)大0.04個百分點的變動，在長期內(nèi)會帶來城鎮(zhèn)居民收入差距0.122個百分點的變動。在第6、7、8列中政府再分配能力對城鎮(zhèn)居民收入差距影響為正向，且通過了檢驗。誤差項的二階序列自相關(guān)檢驗與工具變量的過度識別檢驗同樣都通過了檢驗。

總的來說，無論是在統(tǒng)計學(xué)意義上還是經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上，制度變遷和政府再分配能力都影響著城鎮(zhèn)居民收入不平等，但相對于制度變遷，政府再分配能力對城鎮(zhèn)居民收入差距影響較弱，也就是說以市場化為導(dǎo)向的制度變遷對城鎮(zhèn)居民收入差距擴(kuò)大的貢獻(xiàn)要高于政府再分配機(jī)制的貢獻(xiàn)。其可能原因是，城鎮(zhèn)作為改革的主戰(zhàn)場，尤其是20世紀(jì)90年代隨著城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整加快和國有企業(yè)改革不斷深化，改變了城鎮(zhèn)地區(qū)的就業(yè)結(jié)構(gòu)和福利體系，諸如紡織、煤炭等傳統(tǒng)勞動密集型產(chǎn)業(yè)裁員增效，客觀上拉大了城鎮(zhèn)居民間收入差距；其次所有制改革助推了非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，勞動不再是獲得收入的唯一要素，資本、知識、土地、技術(shù)等生產(chǎn)要素參與收入分配，增加了城鎮(zhèn)居民收入渠道，如資本收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入等。城鎮(zhèn)居民整體收入水平提高了，降低了國家及地方政府對城鎮(zhèn)居民內(nèi)部收入差距的關(guān)注，地方政府再分配機(jī)制也減少了對城鎮(zhèn)居民的轉(zhuǎn)移支付，并且降低政策傾斜，此外，在向農(nóng)村地區(qū)增加轉(zhuǎn)移支付的同時，也擠占了對城鎮(zhèn)低收入群體的轉(zhuǎn)移支付。

為進(jìn)一步驗證結(jié)果的穩(wěn)定性，在表6中，加入了云南、新疆、四川發(fā)生不可抗力事件的啞變量（估計重大事件對收入的沖擊效應(yīng)）和教育兩個控制變量。我們發(fā)現(xiàn)，即使加入兩個控制變量并加進(jìn)城鎮(zhèn)化率滯后變量，表6與表5的回歸結(jié)果基本接近，說明我們的回歸結(jié)果具有一定的穩(wěn)定性，以市場化為導(dǎo)向的制度變遷對城鄉(xiāng)收入不平等都會產(chǎn)生顯著的影響。通過表6發(fā)現(xiàn)，分別加入了不可抗力事件和教育兩個控制變量，回歸結(jié)果仍具有一致性，制度變遷縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距，擴(kuò)大了城鎮(zhèn)居民收入差距，但是政府再分配能力對收入不平等的影響力仍然較弱。一些不可抗力事件的發(fā)生，會引致國家層面更關(guān)注西部落后地區(qū)，加大對西部落后地區(qū)政策扶持，對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距也有一定貢獻(xiàn)，但不可抗力事件并不會對城鎮(zhèn)收入不平等造成長期的影響。

表5 制度變遷、政府再分配能力對收入不平等影響考察

表6 制度變遷、政府再分配能力對居民收入不平等的影響（加入不可抗力事件和教育變量）

五、結(jié)論

本文從制度變遷視角，解構(gòu)收入不平等產(chǎn)生的內(nèi)在根源，制度變遷如何誘發(fā)再分配機(jī)制，進(jìn)而影響城鄉(xiāng)、城鎮(zhèn)居民收入結(jié)構(gòu)內(nèi)在機(jī)理，并做了實證檢驗，實證盡可能的考慮到內(nèi)生性、變量測量誤差等問題。得出以下結(jié)論：（1）以市場化為導(dǎo)向的制度變遷會顯著影響再分配機(jī)制作用，無論是選擇哪一種再分配代理變量，均反映了以市場為導(dǎo)向的制度變遷與再分配具有長期的動態(tài)關(guān)系。（2）對農(nóng)村居民而言，以市場化為導(dǎo)向的制度變遷會縮小城鄉(xiāng)居民收入比，政府再分配能力增強(qiáng)也會縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，但政府再分配能力的影響力稍弱，本文認(rèn)為市場導(dǎo)向的制度變遷、國家政策不斷向“三農(nóng)”問題傾斜以及習(xí)總書記提出的“鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略”等等使得農(nóng)村居民收入來源多元化，為響應(yīng)國家號召地方政府的再分配機(jī)制也會加大對農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移支付，增加了農(nóng)村居民收入。對城鎮(zhèn)居民而言，市場化為導(dǎo)向的制度變遷導(dǎo)致極端分化效應(yīng)，既“富人越富”，但政府再分配能力對城鎮(zhèn)居民收入差距的影響結(jié)果并不顯著。可能是由于目前國家頂層設(shè)計更關(guān)注于“三農(nóng)”問題，相對弱化了城鎮(zhèn)貧困人口扶持力度。（3）市場化制度變遷具有長期沖擊效應(yīng)，市場化導(dǎo)向制度變遷在長期影響為正。而一些不可抗力事件對城鎮(zhèn)間收入差距的影響并不顯著，其呈現(xiàn)的沖擊是短暫的和外生的，并未改變城鎮(zhèn)收入不平等內(nèi)在邏輯，但對城鄉(xiāng)居民收入差距影響為負(fù)，可能原因是這些不可抗力事件的發(fā)生，更能引起國家層面對西部偏遠(yuǎn)地區(qū)貧困人口和受災(zāi)地區(qū)人民的重視，增加對這些地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付或政策傾斜，并且這些政策傾斜有長期影響，能夠縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。