中國式分權、轉移支付與居民收入不平等

儲德銀,遲淑嫻,紀 凡

(安徽財經大學財政與公共管理學院,安徽 蚌埠 233030)

中國式分權、轉移支付與居民收入不平等

儲德銀,遲淑嫻,紀 凡

(安徽財經大學財政與公共管理學院,安徽 蚌埠 233030)

本文首先采用基尼系數對我國城鄉、城鎮和農村居民收入不平等程度進行重新測度,然后以政府轉移支付為門限變量建立面板門限回歸模型,對財政收支分權與居民收入不平等之間關系進行實證檢驗,結果發現:一是財政收入分權與收入不平等顯著負相關,財政支出分權與收入不平等顯著正相關;二是財政收支分權對不同類型收入不平等的作用效果存在較大差異。其中,無論是財政收入分權抑或支出分權對收入不平等的政策效應大小依次是城鎮居民﹥農村居民﹥總體居民;三是政府轉移支付在不同區制對居民收入不平等的影響呈現顯著地非線性特征。即從相對較低的第一區制跨入較高的第二區制時,轉移支付對居民收入不平等的影響由負轉變為正。本文以上研究結論不僅對于全面構建央地新型政府間財政關系,還可以為促進公平收入分配提供理論依據與決策參考。

中國式分權;居民收入不平等;轉移支付;面板門限回歸模型

一、引 言

世界經濟論壇2014年發布的《2014年全球風險報告》中指出,收入不平等狀況的惡化已成為全球經濟面臨的首要風險,收入與財富分配不均對家庭、社會以及國家政治的影響越來越大。伴隨我國經濟的持續較快發展與人均收入水平的不斷提高,收入分配不公問題近來受到了社會各界的高度關切。根據國家統計局的最新數據顯示,全國居民收入基尼系數從2012年0.474下降到2015年的0.462,但2016年全國居民收入基尼系數為0.465,較2015年又增加了0.003,雖然國內居民貧富差距從總體上有縮小的態勢,但遺憾的是,我國居民收入基尼系數仍遠遠超過國際公認警戒線0.4的水平。因此深化財政體制改革,重構收入分配調節機制和渠道(高培勇,2010)[1],縮小城鄉間、區域間居民收入差距,實現全面建成小康社會的政策愿景是我國政府和學術界亟待解決的重要問題之一。

理論上,不同國家運用不同的貨幣政策工具和財政政策工具在減少收入、財富以及機會不平等中發揮作用,其中通過財政分權體制對于收入不平等的調節存在多種渠道。一是財政分權可以通過優化公共支出結構進而影響收入不平等。財政分權理論認為,相對于中央政府而言,地方政府能直接面對轄區內居民的偏好與需求,具有無法比擬的信息優勢。地方政府一方面可以實施一系列的“益貧式”公共支出再分配計劃,譬如提高對窮人的現金補助標準,直接增加其可支配收入,進而縮減收入差距;另一方面,通過加大具有長期扶貧效應的支出計劃,如增加對教育科技和醫療衛生等方面的投入,最終也能達到有助于改善收入不平等的目的。二是財政分權還可以通過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任分權應與支出需求相一致,而在實際中,支出需求很容易超出下放到地方政府的財政能力,即地方政府財力不足以滿足其應負的支出責任,這種不對稱的財政分權將會在政府間產生垂直失衡。雖然地方政府可以通過相應的稅收政策獲得收入以及由此校正垂直失衡,但對于收入不平等究竟產生何種影響取決于地方政府的稅收政策。三是財政分權下地方政府實施的公共就業政策也會影響收入不平等。地方政府通過實施一系列改善民生促進就業的政策,不僅可以直接增加勞動要素提供者的收入水平,還利于提高經濟長期增長與發展。總體而言,財政分權可以通過直接與間接兩種渠道影響收入不平等。一方面,財政分權通過影響要素跨區域流動性、改變稅收制度的累進性或者調整公共支出結構直接作用于收入不平等;另一方面,財政分權通過社會經濟因素(譬如經濟增長與穩定、政府干預經濟的程度和制度建設等)間接影響收入不平。Rodriguez et al.(2010)[2]認為除了財政分權質量與手段之外,地方政府的有效自治程度及其在國民經濟中的相對重要性有可能在分權與收入不平等之間扮演重要角色(Stegarescu,2005)[3]。

雖然Proud(1995)和Peterson(1995)認為財政分權可以顯著降低不平等[4],但一些學者認為降低或減少不平等并非政府提高財政分權的直接動因(Panizza,1999[5];Letelier,2005[6];Bodman and Hodge,2010[7])。傳統分權理論基于效率方面的考慮,在談及地方政府實施再分配政策時持有懷疑態度,認為中央政府應發揮收入分配的宏觀調控職責(Oates,1972)[8]。然而與之相對,以McKinnon(1995)[9]和Weingast & Qian(1997)[10]等為代表的第二代財政分權理論卻認為由全面分權所導致的轄區競爭,其在減少收入不平等方面的作用效果相對要優于中央統一制定的再分配政策,即財政分權相當于一個承諾機制發揮功效,分權后地方政府公共政策取得的效果很有可能與傳統分權理論相悖(Bahl et al.,2002; Gil et al.,2004)[11][12]。轄區居民的異質性偏好會促使地方政府更加支持分權(Oates,1972)[8],而且地區經濟發展水平的異化反過來也會提升地區自治水平以及財政分權產生更高的需求(Bolton and Roland,1997)[13]。

近年來,國內學者針對財政分權與收入不平等間關系也展開了諸多有益探討,但存在兩種迥然不同的實證結論。一是財政分權降低了收入不平等。隨著地方財政自主權增加，地方政府減少對上級轉移支付依賴度從而有利于縮小城鄉居民收入差距(陶然、劉明興,2007)[14]但作用效果存在區域差異(高錦濤,2014)[15]。同樣結論在儲德銀等(2016)研究中得以證實,即在不同分權區制下財政分權與收入不平等之間存在顯著非線性負相關關系。二是財政分權導致收入不平等進一步加劇[16]。馬光榮(2010)[17]、賴小瓊、黃智淋(2011)[18]、陳工、洪禮陽(2012)[19]、賀俊、吳照龔(2013)[20]、遲誠、馬萬里(2015)[21]、陳工、何鵬飛(2016)[22]等認為財政分權會進一步拉大城鄉收入差距,原因是分權體制下的地方政府在以GDP和稅收收入作為垂直考核指標的晉升競標賽下,會將有限資源的絕大部分用于能快速增加GDP的城市,這種財政支出的城市傾向將會促使城鄉收入差距會進一步拉大。

迄今為止,財政分權與收入不平等之間關系仍未形成共識,還需要進一步的深入研究。而與已有研究相比,本文可能存在的創新之處體現在以下兩點:一是借鑒國內學者田為民(2012)[23]的研究方法,重新測算最新的城鎮居民、農村居民和總體居民收入三種基尼系數,并代入實證模型進行研究;二是將政府轉移支付作為門限變量,建立面板門限回歸模型實證檢驗中國式分權與居民收入不平等關系之間究竟是線性抑或非線性。

二、核心變量的計算方法與結果分析

(一)被解釋變量——收入不平等的測度

基尼系數是國際上綜合考察居民收入分配差異狀況的重要分析指標之一,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,基尼系數可以從城鎮居民、農村居民和總體居民三個方面描述居民收入不平等,但因數據缺失或計算難度較高等原因,國內學者采用城鄉收入差距描述收入不平等問題的居多(呂煒、儲德銀,2011)[24]。本文為了全面測度我國居民收入不平等以及由此增強隨后實證分析結論的可信性,借鑒田衛民(2012)和儲德銀、張婷(2016)的方法進一步測算反映不平等程度的城鄉居民收入基尼系數*鑒于篇幅的限制,具體測算方法和過程請參閱田衛民(2012)和儲德銀、張婷(2016)。,因天津、內蒙古和湖南等地區居民收入基礎數據的缺失,我們僅測算出北京、安徽、浙江和上海等24個地區的城鄉居民收入基尼系數(Gini),測算結果具體如圖1～3所示。

圖2 我國24個省份1995～2013年農村居民收入基尼系數

圖3 我國24個省份1995～2013年總體居民收入基尼系數

根據圖1～3的測度結果,我們得到以下四點結論:一是城鎮居民與農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居民和農村居民。二是在測算的時間跨度內,多數省份的城鎮居民和農村居民的收入基尼系數在低于國際公認的警戒線0.4,但總體居民收入基尼系數在同一時期卻超過了0.4,這說明城鄉之間的收入不平等程度要高于我國城鎮居民和農村居民的內部。三是近年來我國城鎮居民、農村居民和全體居民的收入基尼系數總體上都呈現緩慢下降趨勢,這一下降態勢在2010年前后表現較為明顯。四是我國居民收入不平等呈現較為明顯的地區差異,比如經濟發達的上海、北京與浙江等東部地區,三種居民收入基尼系數均要小于同一時期的西部落后地區。如圖4所示,我國總體居民收入基尼系數在1995～2013年間依次是東部地區﹤中部地區﹤西部地區*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、內蒙古、廣西、貴州、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。。

圖4 我國東部、中部與西部地區總體居民收入基尼系數的平均水平

(二)核心解釋變量——中國式分權水平的測度

財政分權是指將財政支出與收入的權利從中央政府下放至各級地方政府的過程,通過賦予地方政府一定的財政自主權,使得地方政府能夠更為有效地滿足和提供轄區居民所偏好和需求的公共產品與服務。有鑒國內學者在研究財政分權的實證文獻中,針對財政分權指標的選擇與構建尚未達成一致,本文基于全面考察中國式非對稱性分權對收入不平等全面影響的考量,選取財政支出分權(Fqe,i)和財政收入分權(Fqr,i)兩個分權代理指標,同時借鑒龔鋒和雷欣(2010)[25]提出的指標構建方法,并由以下公式(1)—(1)計算得出:

(1)

(2)

其中,BEi和BRi是第i省本級預算支出和預算收入;BEc和BRc是中央本級預算支出和預算內收入;POPi和POPN分別是第i省人口規模和全國人口規模;gdpi和gdpN分別是第i省國內生產總值和全國內生產總值。由于地方政府的稅基規模和支出需求通常與轄區內人口和經濟規模呈正向關系,所以為了測量真實的地方政府財政收支的分權程度,必須消除人口與經濟規模對地方財政收支的影響。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政支出和財政收入,再利用縮減因子(1-(gdpi/gdpN))對地方預算內財政收支進行平減以消除經濟規模對真實財政分權度的影響。

圖5 我國1995～2013年財政收入與支出分權的平均變動趨勢

如以上圖5所示,我國財政收入與支出分權在1995～2013年間呈現非常明顯的非對稱性。一是財政支出分權水平較高,且呈現穩步上升態勢。我國31省份的平均財政支出分權在1995～2000年間呈現沖高式下降,平均支出分權從1995年的0.7369下降至2000年的0.6865,但在這之后,財政支出分權呈現穩步上升態勢,從2000年的0.6865上升到2013年的0.8601,年均提高1.26個百分點。二是財政收入分權雖然在反復中呈現上升趨勢,但是增長緩慢。我國31個省份的平均財政收入分權從1995年的0.4822增加到2013年的0.5165,年均僅僅增加0.18個百分點。三是財政支出分權不僅顯著高于同一時期的收入分權,而且二者間差距還呈現不斷擴大態勢,中國式非對稱性分權特征非常明顯。在1995～2013年間,財政支出和收入分權的平均水平分別為0.4693和0.7772,其中支出比收入分權平均高出0.3079。

眾所周知,1994年分稅財政體制改革是中央與地方政府間財權劃分的制度安排,這一改革在制度層面上對我國的多級財政體制產生了正面效應,其中稅收作為財政收入的主要來源,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濟建設的積極性,創造了讓世界矚目的“中國奇跡”。但是從稅制結構來看,中央稅或共享稅主要是稅源穩定、稅基規模較大的主體稅種,而將稅源零星分散且收入規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勢,但卻造成我國兩個比重不斷攀升并處于較高水平。中央政府在將財權上移的同時,卻將事權與支出責任層層下解,最終經由財權上移與事權下解的逆向運動形成了中國式分權的一種典型特征,即非對稱性財政分權。此外,地方政府稅收立法權、開征權等的缺失使得其進一步處于被動地位,而曾經作為地方主體稅種的營業稅伴隨著“營改增”的全面推廣已經消失,是否重新確立新的主體稅種成為亟待解決的問題。也正因如此,我國財政收入的分權水平一直較低并且提升緩慢。

(三)門限變量的選擇——政府轉移支付

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

為了讓地方政府在中國式非對稱分權體制下擁有與其事權相匹配的財力,同時還可以“自上而下”強化對地方政府的行政控制,政府轉移支付在中國式財政分權體制中扮演著非常重要的角色。雖然政府轉移支付有助于實現政府間財力均衡目標,而且適度的政府轉移支付會對地方政府行為產生正向激勵,提高地方政府公共政策運行效率,然而如果政府轉移支付規模過大,就會導致地方政府對其過分依賴而喪失主動能動性,從而不利于達到公共政策的運行效果。國內學者劉窮志(2010)指出,我國轉移支付制度不僅沒有讓窮人脫貧,反而讓他們深陷貧困當中[27]。儲德銀、趙飛(2013)的實證結果發現政府轉移支付對我國農村貧困存在非線性門檻效應,當政府支付轉移比例高于門限值0.6965時,轉移支付對農村貧困的影響就會由正轉變為負[28]。本文鑒于政府轉移支付不僅在理論上可能會通過影響地方政府公共政策的執行效果對收入不平等產生非線性效應,而且考慮政府轉移支付在中國式非對稱分權體制中的重要性,我們在構建財政分權對收入不平等影響效應的實證模型時,選擇政府轉移支付作為門限變量,且政府轉移支付等于各省份獲得的中央轉移支付資金除以其預算內收入和中央轉移支付資金之和。其中,門限值越大說明該省份對中央轉移支付的依賴程度越高,反之則相反。

三、實證模型、數據來源與變量統計特征

雖然從理論上,財政分權可以通過收入分權和支出分權兩個維度影響收入不平等,然而中國式財政收支分權的非對稱性導致地方政府存在巨大的財政缺口,需要借助轉移支付機制以解決政府間財力不均衡問題。因此,本文認為政府轉移支付作為影響地方政府收支運行效率的重要變量,對地方政府運行效率以及收入分配存在“門檻效應”。因此,本文建立以政府轉移支付為門限變量的面板門限回歸模型,通過實證考察分析中國式財政分權對收入不平等的效應。

(一)面板門限回歸模型的構建

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”為原則確定最優門限值,同時檢驗門限值的顯著性,從而保證門限值的可靠性。,將政府轉移支付作為門限變量,實證考察中國式財政分權對收入不平等的影響。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,t=1,…,T表示時間,政府轉移支付(Transfer)的門限值用γ表示。因為我國各省份存在差異性特征,用ui表示個體固定效應,εit為隨機誤差項,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,具體由城鎮居民、農村居民和總體居民的三種基尼系數描述,分別用Gc、Gr和Gg表示。核心解釋變量為財政支出分權(Fqe,i)和財政收入分權(Fqr,i)。此外,為了防止缺少重要的解釋變量而使得模型實證結果不完善,本文借鑒龔鋒、盧洪友(2013)[31]、儲德銀、韓一多、張同斌(2015)[32]的具體做法,引入經濟發展水平、對外開放程度和城鎮化率作為控制變量,具體分析中國式財政分權對收入不平等的影響。鑒于部分省份數據缺失,本文最終僅測算出包括北京、上海和安徽等24個地區的三種居民收入的基尼系數,所以實證樣本個數最終確定為24個省份,時期跨度為1995～2013年,即N=24,T=19。

(二)數據來源說明與變量統計特征

由于本文已詳細地說明了代表收入不平等的三種居民收入基尼系數、財政收入和支出分權以及門限變量政府轉移支付的口徑定義與計算方法,因而在此僅對外生變量進行說明:(1)經濟發展水平(Lngdp),首先從各省份統計年鑒中提取人均GDP數據,再以對應年份的人均GDP指數(2004=100)進行平減以剔除價格波動因素,最后對人均GDP取對數化處理;(2)對外開放程度(XM)。由于在《中國統計年鑒1996～2014》中僅能得到各省份在1995～2013年間,且用美元作為計量單位的進出口總額,所以采用歷年平均匯率換算成以人民幣為單位的進出口總額,再取與各地區GDP的比重;(3)城鎮化率(Urban),采用各省份城鎮常住人口與總人口的占比。以上所有變量的原始數據均來源于中經網統計數據庫、《中國統計年鑒1996～2014》和各省份的歷年統計年鑒,有關變量的統計特征如表1所示。

表1 變量數值特征

四、財政分權對收入不平等影響的實證分析

(一)門限個數及門限值的檢驗

本文采用Stata11.0軟件,將政府轉移支付Transfer作為門限變量,對門限效應進行檢驗,有關結果如下表2、表3所示:由表2可知,城鎮居民、農村居民和總體居民的收入基尼系數均在5%的置信水平下拒絕了零個門限的假設,而接受了單個門限的假設,說明三種基尼系數均是有且僅有1個門限值,而具體的門限估計值分別為0.6173、0.6076和0.5240。

表2 門限效應檢驗

表3 門限估計值

(二)面板門檻模型的估計結果及分析

1.財政分權對收入不平等影響的實證估計結果

將上文得到的門檻估計值代入實證模型(5),具體考察財政收支分權對不同類型居民收入基尼系數的影響,估計結果如表4所示。

表4 面板門檻模型的估計結果(門限變量是Transfer)

續表

自變量因變量：收入不平等(G)城鎮居民收入基尼系數(Gc，it)農村居民收入基尼系數(Gr，it)總體居民收入基尼系數(Gg，it)政府轉移支付(Transfer)區制1：Transfer≤γ-0 0029??(-2 0809)-0 0042??(-2 1723)-0 0125??(-2 0306)區制2：Transfer﹥γ0 0659?(1 7398)0 0521???(-4 8455)0 0328??(1 9983)經濟發展水平(Lngdp)-0 0008??(-2 3614)-0 0028??(-2 0951)-0 0002??(-2 0878)對外開放度(XM)0 0691??(4 5340)0 0423???(2 8964)0 0545??(3 9619)城鎮化率(Urban)-0 0624???(-3 8517)-0 0232???(-2 3479)-0 0444??(-3 6182)

注：括號內為t值;* 、** 、*** 分別代表在10%、5%和1%顯著性水平下顯著。

2.財政分權對收入不平等影響實證估計結果的分析

首先,財政收入與財政支出分權對我國居民收入不平等均存在顯著影響,但影響效應的方向卻非一致。如表4所示,財政收入和財政支出分權的回歸系數估計值都在1%的置信水平下通過了t檢驗。其中,財政收入分權的回歸系數估計值顯著為負,表明財政收入分權與收入不平等之間呈負向關系。這說明我國政府提高財政收入分權水平,賦予地方政府更多財力或更大財政自主權將有利于緩解收入分配不公的狀況。當財政收入分權水平每提高1%時,城鎮居民、農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個百分點。本文認為,1994年的分稅制改革通過將一定的財政自主權,尤其是財政收支的預算管理權下解至地方政府,在一定程度上調動了地方政府積極性以及釋放分權體制的激勵效應。然而受制于中國式非對稱性財政分權,收入分權與支出分權不均衡程度不容小覷,譬如2013年全國平均收入分權僅為0.5165,而平均支出分權則高達0.8601,所以進一步提高收入分權,嘗試賦予地方政府一些零星稅種的立法權或開征權,推動地方稅收體系的完善與構建新型中央地方政府間財政關系是未來我國分權體制改革的方向之一。

與之相對,財政支出分權的回歸系數估計值顯著為正,說明財政支出分權與收入不平等顯著正相關,這也意味著財政支出分權水平的提升反而不利于降低收入不平等。當財政支出分權水平每提高1%,城鎮居民、農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個百分點。究其原因,一方面,雖然支出分權在某種程度上會不斷激勵地方政府,但根據邊際效用遞減規律,財政分權的激勵效果會不斷降低,甚至發生方向性改變;另一方面,在當前各地“經濟錦標賽”和“自上而下”的政治標尺競爭中,降低收入不平等是一項投資巨大但經濟效益和社會效益非常緩慢的社會民生事業,因此地方政府更熱衷于追求簡單經濟增長,尤其是當經過長期的治理與努力,轄區內居民收入不平等仍處于一個較高水平時,地方政府對降低收入不平等的工作就會喪失信心而有所懈怠,進而也會使緩解收入不平等的公共政策力度與效果出現下降。因此,進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,實行有針對性地改革以及對不同類型支出項目采取差異化的分權策略是今后我國支出分權改革的方向之一。

其次,不同類型居民的收入不平等對財政收支分權的反應效果存在差異化特征。具體來說,兩種收支分權的政策效果均為城鎮居民﹥農村居民﹥總體居民。因為對政府而言,降低單一居民類型的收入不平等的難度要低一點,但總體居民的收入不平等是城鎮居民內部、農村居民內部和城鄉居民之間三個維度的收入不平等的集合體,所以造成政策效應遞減的效果。例如1995年—2013年,我國城鎮居民和農村居民內部的平均基尼系數相去無幾,但同一時期的總體居民基尼系數要顯著高于其他兩類居民的基尼系數,尤其是在2007年之后更為顯著,這側面體現出我國收入不平等主要是城鄉居民之間收入分配不公平所導致。以2013年為例,城鎮居民基尼系數和農村居民基尼系數分別為0.2995和0.3116,遠遠低于國際公認的警戒線0.4,而同時期的總體居民基尼系數為0.4016,就明顯高于國際公認的警戒線0.4。因此,通過大力推進包括新型城鎮化在內的城鄉一體化發展戰略是未來降低收入不平等的政策導向之一。

圖6 我國1995～2013年居民收入基尼系數的平均變動趨勢

第三,門限變量政府轉移支付對收入不平等的影響在不同區制內存在顯著的非線性特征。其中,當政府轉移支付位于門限值以下的第一區制內,政府轉移支付與收入不平等顯著負相關,即政府增加轉移支付會提高收入分配政策運行效果以及由此降低收入不平等。然而當政府轉移支付從相對較低的第一區制跨入到相對較高的第二區制時,政府轉移支付與收入不平等之間關系由顯著為負轉變為正,此時政府增加轉移支付反而不利于公平收入分配,會導致收入不平等程度的增加。這是因為政府轉移支付是一把“雙刃劍”,當政府轉移支付水平較低時,轉移支付在很大程度可以彌補地方政府財力缺口以及使其擁有的財力與支出責任相適應,從而調動地方政府積極性和增強各項公共政策的運行效果;但是當政府轉移支付達到一個相對較高水平時,這時政府轉移支付的負面效應就會不斷顯現,尤其是地方政府對中央政府轉移支付的依賴性會不斷增強,而且這部分資金多數還是不勞而獲或者說是低成本的,地方政府就會懈怠以及工作積極性下降。如表4所示,當政府轉移支付比例分別達到0.6173、0.6076和0.5240,政府轉移支付的增加反而會到城鎮居民、農村居民和總體居民收入基尼系數的上升,即收入不平等程度增加。

最后,控制變量對居民收入不平等的影響也存在一定差異。具體而言,經濟發展水平和城鎮化率的提高有利于縮小收入不平等,而提高對外開放程度不利于降低收入不平等。這是因為經濟經發展水平的提高可以增加居民收入與改善人民生活水平,城鎮化率的提升表明城鄉一體化進程的推進可以為農村居民提供更優質的工作和生活環境,從而在不同維度降低居民收入不平等。然而對外開放程度的提高不利于降低收入不平等,這意味著在經濟發展的同時,我國政府應注重處理好公平與效率的關系,讓改革開放的成果惠及全體國民,進一步融入經濟全球化進程。

五、結論與政策建議

首先,在我國當下正在積極推進的新一輪財稅體制改革中,為了構建新型中央與地方政府間財政關系,應以提升收入分權水平作為分權體制改革重點,具體可以通過嘗試將一些對地區資源配置影響較大、稅基相對穩定的稅種劃歸地方政府,賦予地方更多的財政自主權,從而有效發揮財政分權對地方政府及其經濟增長的激勵效應;以此同時,支出分權應結合不同支出類型采取差異化分權策略,將醫療、養老、義務教育等民生性支出責任適當上移,通過收入與支出兩個維度的分權改革使地方政府事權與支出責任相適應。另外在協調各地區經濟發展均衡的同時,將轉移支付規?？刂圃诤侠淼姆秶畠?通過改變政府考核機制等促進地方政府轉變職能與提升工作效率,積極投身于公平收入分配等社會民生事業,讓全體國民共享改革開放的成果紅利。

其次,依據本文對三種居民收入基尼系數測度結果可知,收入不平等在我國更多體現在城鄉居民之間,而城鎮居民內部與農村居民內部相對較低。因此,分權改革后的地方政府通過收入再分配政策促進公平收入分配時,要將相關政策重點置于城鄉居民之間收入不平等。一是構建城鄉協調發展體系,逐步改革與轉變城市化偏向的財政支出結構,保證城鄉民生性支出協調穩步推進;二是加大財政支農資金投入,在遵循市場化機制基礎上持續扶持發展現代農業,進一步提高農民福利水平,從根本上縮小城鄉居民收入差距;三是政府牽頭組織加強對農民的知識技能培訓和文化素質教育,為現代農業發展和承接周邊地區產業轉型升級提供良好的勞動力資源。

最后,地方政府應積極發展地區經濟和大力推進“以人為本”的新型城鎮化戰略。提高地區經濟發展水平的同時,實現城鄉公共服務均等化,農村基礎設施建設和文化教育向城市看齊;優化城市產業布局,通過培育發展第二、第三產業,提高城市對農村的輻射帶動能力和剩余勞動資源吸納能力,促進勞動力資源合理流動;并結合地區產業特色不斷融入對外開放的戰略格局,從而為地方政府致力于公平收入分配打造好的外部環境。

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(責任編輯:風 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

國家社科基金重點項目(16AJY022);安徽省自然科學基金面上項目(1508085MG139);安徽財經大學研究生科研創新基金項目(ACY2015004)

儲德銀(1976-),男,安徽岳西人，安徽財經大學財政與公共管理學院教授,博士;遲淑嫻(1992-),女,山東日照人,安徽財經大學財政與公共管理學院碩士生;紀凡(1993-),女,安徽合肥人,安徽財經大學財政與公共管理學院碩士生。

F812.2

A

1004-4892(2017)06-0029-12