制度變遷、再分配能力與收入不平等*

□宋高燕 鄧宏圖

內容提要 本文從制度變遷視角，解構收入不平等產生的內在根源，制度變遷如何誘發政府再分配能力發生變化，進而影響城鄉、城鎮居民收入結構內在機理，并利用29個省市、自治區1990-2014年面板數據實證研究了不同地區市場導向下制度變遷誘發再分配機制對收入不平等的影響。研究發現:（1）市場導向下制度變遷會增強政府再分配能力。（2）制度變遷和政府再分配能力會促使城鄉收入不平等縮小，但對城鎮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，且市場化導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展之間的矛盾。這種不平衡不僅體現在地區間發展不平衡，更體現在居民收入間不平衡。根據宏觀經濟數據庫資料顯示，2008-2017年中國基尼系數變動態勢呈現U型，2008-2015年之間，基尼系數呈下降趨勢，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。依照聯合國開發計劃署規定標準，基尼系數在0.4-0.5之間表明收入差距較大。現階段，縮小居民收入差距不僅是全面建成小康社會的重要內容，還是實現社會主義共同富裕的本質特征。

國內學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、新型農村醫療保險制度、新農村合作醫療政策、新農合參合補貼、個人所得稅、稅費減免、種糧直補等單一政策制度下再分配效應而得出的結論（王震，2010；岳希明等，2012；常世旺、韓仁月，2015），且結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，并不能解釋當前我國城鄉、城鎮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，不同的數據源，數據質量也不相同，其結論也不具普遍性。例如，中國農村醫療保障制度是按地區統籌，而中國不同省份之間要素稟賦、思想觀念等情況差別較大，使用全國數據并不能反應出不同省份的特點。另一方面，單一政策在地區間存在顯著差異性、非統一性，且由于市場經濟發展程度不同，國家層面的教育、醫療、就業、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。

當原有制度均衡被打破，制度變遷就會發生（諾斯，1991），市場經濟發展亦是制度變遷的具體體現。改革開放極大促進了我國市場經濟發展壯大，然而各地區的市場化進程存在差異性，這種差異性又影響著政府再分配能力與居民收入差距。對內體制機制改革（國有企業改革等）等激發了各類市場主體積極性，從而誘發政府再分配能力發生變化。政府建立再分配機制是構建公平環境的重要手段，政府不同的再分配政策（教育、醫療、就業和住房等政策）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系。一般來說，地方經濟發展水平越高，政府財政汲取能力就越高，那么進行再分配的幅度也就越大，進而體現再分配機制公平性。

本文結構如下：第二部分從國內外文獻角度分析制度變遷、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據說明。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。第五部分為研究結論。

二、制度變遷、再分配能力與收入不平等：理論邏輯

經濟可持續增長、收入分配公平性是衡量一國或地區制度變遷是否有效的重要標準。改革開放以來，以市場為導向的漸進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機制

改革開放以來的制度變遷，主要體現中國確立公有制為主，多種所有制共存的基本經濟制度，以市場機制為核心的社會主義市場經濟體系，外貿體制改革，實施獨立自主的對外開放戰略等轉變。具體而言，主要體現在三個方面。一是經濟制度變遷顯著表現為非公有制經濟發展壯大，與公有制經濟相互競爭促進，能夠建立起效率化的競爭機制，有利于各種要素資源在不同行業、地區優化配置，從而提升經濟系統效率，并促進經濟增長（周新成，2010）。二是市場經濟體系變遷。市場經濟體系的變遷主要表現為政府和市場角色主導力量變化。一般來說，市場化程度越高，政府行政干預越少，生產要素流動性阻礙就越少，資源配置效率就越高。分配機制也傾向于更具效率的一方，但難以保障再分配機制的公平性（劉長庚等，2016）。三是貿易體制變遷。貿易自由化會從規模經濟、人力資本積累、技術進步等方式促進經濟增長，國際貿易能夠有效誘發分配機制，提升低技術勞動力收入水平。政府作為收入再分配的主導者，為了體現社會公平的原則，通過稅收、社會保障、稅費減免、種糧直補和新農合參合補貼等轉移支付手段對城鎮居民、城鄉居民的初次收入進行再分配調節(郭慶旺等,2012)，而這種轉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。

國內已有文獻將市場化指數（王小魯等，2017）作為制度的衡量指標（鄧宏圖等，2016；陳志勇等，2014），2008年以后統計標準進了重新調整，因此通過將2008-2014年中、東、西地區數據進行對比，可以發現，東部地區平均市場化指數最高為7.42，中部地區為5.83，西部地區最低為4.30。與地區市場化指數排序相吻合的是，代表政府再分配能力指標的總稅收收入與財政收入占GDP比重排序，東部地區平均值最高分別為2232.57億元和0.137，其次是中部地區1357.07億元和0.11，最后是西部地區611.77億元和0.112。這進一步說明了，市場化程度越高的地區，政府再分配能力就越高。

經濟主體預期收益的變化誘致了制度變遷，制度變遷體現為經濟主體自我認知、信念等與其預期收益的動態匹配，通過制度變遷的動態效率直接投射到最終的績效（經濟收益、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了當地政府直接支配資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年代以現代企業制度改革，國有企業轉型為自主經營、自負盈虧的微觀主體，由于存在轉型成本，國有企業在轉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，非國有經濟的快速發展也進一步擴大了稅源，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1：

假設1：以市場為導向的制度變遷會增強政府再分配能力。

（二）制度變遷、政府再分配能力與收入不平等內在作用機理

制度完善和公共政策的改革將會增加政府收入，從而提升政府轉移支付能力，降低城鄉居民收入差距。例如戶籍制度改革、農業稅改革、城鎮化政策等等，這些改革使農村勞動力流向城市的門檻變低，遷移成本減少，城鄉收入差距變小。非國有經濟快速發展，打破了原有勞動力均衡，將農村隱形失業人群及富余勞動力釋放出來，使得農村勞動力就業呈現多元化結構，預期收入越來越高。此外，農村土地政策改革，允許農民承包土地流轉，一定程度上提高了農民的財產性收入；各種惠農政策強化了農民抗風險能力，客觀上減少了農民生產經營成本，提高了農村居民的收入水平。我國經濟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人員，有助于吸收農民工就業，所以過去幾年農民工就業增加非常快，農民工工資增加也很快。這些綜合因素的作用使農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居民收入差距(李實，2016)。“鄉村振興戰略”與“城中村棚戶區改造”政策推出，以及要解決農民工進入城市之后就業、住房、子女上學等問題(黃少安，2018)，都需要地方政府再分配政策向農民工人口傾斜，減輕進城農民工生活負擔，拓寬收入渠道。

當地方政府再分配政策更多向農村人口傾斜時，則會降低對城鎮居民再分配的支持力度。隨著市場經濟的發展，居民持有資產等要素收益率不斷攀升，使得城鎮人口中非勞動收入群體與貧困群體收入差距進一步擴大，即使對城鎮貧困居民的再分配支持力度不變，地方政府對城鎮貧困人口的轉移支付對縮小內部收入差距所起作用仍非常有限。制度變遷對收入差距、收入結構作用機理，一方面通過影響不動產的資產價格，通過財產性收入拉大收入差距，進而造成收入結構的非理性不平等。其中住房土地制度改革是城市房價上漲的重要原因，城市房價持續上漲意味著財富以固定資產的形式在向少數高收入者手中集聚，高房價下“馬太效應”不斷激化的最終結果導致階層流性減弱，財產性收入差距拉大進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實際用地成本，當投資房產的收益遠高于實體經濟收益時，不利于在實體經濟和制造業發展，實體經濟經營困難會降低員工工資性收入，使城鎮居民收入差距進一步擴大（羅楚亮，2012）。另一方面，在市場經濟導向下制度變遷具有顯著的“認證”效應，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具有顯著的一致性，教育程度差異也成為城鎮、城鄉收入差距擴大重要原因（姚洪心、王喜意，2009）。基于以上分析，本文提出假設2、假設3：

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

假設3：市場化導向的制度變遷（改革）使得城市資產價格效應與政府再分配效應相對差拉大，導致城鎮居民收入差距在逐步擴大。

三、計量策略與數據說明

（一）計量策略

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

zit表示結果變量，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測制度變遷的其他相關變量的決定因素。Xit-1表示省份i在t-1時期的其他協變量。使用滯后期的原因是為了避免回歸的內生性問題。同時，制度對人均國內生產總值有主要影響，人均國內生產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）。城鎮化率與人均收入、工業化水平之間存在高度相關性（Acemoglu等，2002）。因此，本文選取城鎮化率作為協作變量，以降低偏差。最后，μt表示時間效應，φi表示控制了所有共同沖擊和趨勢下的不同省份的效應。εit表示誤差項。

為提高模型（1）估計的準確性，從兩個方面來控制可能造成的有偏估計。一是控制了地區固定效應，考慮到市場化進程快的省份與市場化進程慢的省份之間在要素稟賦或現實條件等方面存在差異，及一些不可觀察的、持續的特征（市場化進程快的省份有更多元化的制度或者綜合實力較強）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和因變量的持久效應，而這些因素對于制度變遷可能是內生的。例如，不可抗力事件發生可能會影響到某一省份的市場化進程，對于模型中的被解釋變量也會有一個持續的影響，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進行控制。

使用固定效應模型對面板數據進行估計，如果ρ＞0，可能會導致估計結果的有偏，不能準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的均值來進行標準組內估計來消除固定效應，然后再進行最小二乘法估計。然而，當時期跨度逐漸變大時，這個估計結果的有偏性將變大。為此，使用標準廣義矩方法(GMM)消除估計結果有偏性（Arellano&Bond，1991)），通過對模型(1)進行差分得到：

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

最后，值得注意的是，在所有估計結果中，如果以市場化為導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，那么我們的估計結果將會是有偏的。GMM估計量的重點是去除由固定效應和滯后被解釋變量造成的機械的有偏估計，而不是去估計“因果效應”。

（二）數據和變量描述

本文選取了28個省市、自治區1990-2014年的省級層面年度面板數據，山東、西藏和湖南未納入樣本，因為山東省統計年鑒中沒有城鎮居民家庭按收入組合這項指標，西藏和湖南的城鎮居民家庭按收入組合的指標在某些年份出現斷層。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（2006）所認為的，改革開放初期，計劃機制在國民經濟發展中仍占主導地位，直到1990年之后，市場機制在資源配置中才逐步發揮基礎性作用，這意味著1990年之后以市場化為導向的制度變遷才發揮顯著的作用。第二，城鎮居民基尼系數作為本文關鍵變量，一些省、市、自治區的統計年鑒中1990年后才有城鎮居民家庭按收入組合的指標。

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。城鎮居民收入差距用城鎮居民基尼系數測度，城鄉居民收入差距用城鄉居民收入比測度。

核心解釋變量選取。對于各省市、自治區的以市場化為導向的制度變遷的測度，借鑒傅曉霞和吳利學（2006）提出的衡量地區制度變遷的指標，用各省份每百億工業產值中非國有企業所占比重，每百億社會固定投資中非國有經濟所占比重，每百億GDP中以人民幣計價的進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分別賦值1/4，合成各省市、自治區的1990-2014年制度變遷的一個綜合指標。數據來源于各省市、自治區的各年統計年鑒。2013-2014年各省工業總產值是根據工業銷售產值除以產品銷售率計算得出，社會固定資產投資中國有經濟的部分數據來自于《中國國內生產總值核算歷史資料》。

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

四、計量結果分析

（一）制度變遷對再分配能力影響考察

表2匯報了模型(1)的基準回歸結果，以總稅收收入作為被解釋變量。所有回歸結果中，均匯報了修正的標準差，并將滯后一期的城鎮化率作為控制變量。在表2第2列中，以市場化為導向的制度變遷對總稅收收入的影響系數為2.112，并在1%的置信水平顯著通過了檢驗，意味著當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%，表明市場化導向的制度變遷將極大提升再分配能力。

表1 變量的統計描述

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。放松假設之后，以市場化為導向的制度變遷對總稅收收入的影響系數顯著降低為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影響。當加入被解釋變量的滯后項時，滯后項系數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變化情況。第3列估計系數為10.765，估計顯然是有偏的，造成了面板數據固定效應估計結果的不致性。需要進一步利用D-GMM和S-GMM來消除估計結果的有偏性。第4列匯報了D-GMM的估計結果，制度變遷對總稅收收入的影響系數為0.457，比第3列的結果增加了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降低為5.859。模型所對應的，誤差項的二階序列自相關檢驗（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大于0.9時，估計結果可能存在偏誤，其有效性也大大降低。因此，進一步利用S-GMM的進行估計，ρ的結果與第4列的差分GMM估計對比，可知的估計系數增加為0.95，制度變遷對總稅收收入的系數增加為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為11.26，與第3列的固定效應估計結果近似。可能的原因是制度變遷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關系。

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設定不同的數值，數值跨度為0到1。然后利用固定效應模型進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估計結果就具有一致性。根據設定不同的ρ值，以制度變遷都通過檢驗，說明無論是在統計學意義上還是經濟學意義上，制度變遷都影響著總稅收收入。當我們設置ρ的值0.25,0.5,0.75小于第3列的估計值，相應的計算的制度變遷的長期影響也要小于第3-5列的估計結果。總體來講，以市場化為導向的制度變遷對總稅收收入的影響變動區間范圍為[2.112,11.26]，中位數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）回歸結果。可以看到制度變遷的影響系數相對更小，估計結果也非常相似，用GMM估計的制度變遷的長期影響的系數要高于用固定效應模型估計的長期影響系數。在第3列中，以市場化為導向的制度變遷的滯后期的系數為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的長期影響系數為0.08。GMM的估計結果有更高的α和更低的ρ，導致了一個更大的制度變遷影響系數范圍[0.3,0.387]。該部分回歸結果意味著，市場化為導向的制度變遷帶來的非公有制經濟發展壯大擴大了稅源、增加了稅基，最終還是增強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，也是再分配機制表現重要方式，教育程度越低其收入增長效應也越低，這就造成了不同教育程度之間的收入差距在逐漸擴大（羅楚亮，2012）。一些不可抗力事件的發生也會在一定程度上沖擊地方經濟發展，進一步影響政府稅收收入和財政收入，進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學歷的人口數滯后一期作為代理變量。從回歸結果可看出，無論固定效應模型與系統GMM模型中教育對總稅收收入的影響系數在1%的置信區間顯著通過了檢驗，還是在差分GMM模型中教育對總稅收收入的影響系數在10%的置信區間顯著通過了檢驗。這意味著，教育投資能夠有效增進再分配“公平”性。第5-7列中，加入了云南、新疆、四川突發事件的啞變量，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。可能的原因是當某地區發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的財政支援，或頒布一些有地區偏向的政策來支持這些地區經濟發展，“維穩”和家園重建等的開支對本地區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，估計結果的影響變動較小，且啞變量的估計結果仍不顯著，教育滯后一期的影響為正，并且在1%的置信區間顯著通過了檢驗。制度變遷對總稅收收入的長期影響系數與前面的估計結果一致，論證了以市場化為導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“效率優先、兼顧公平”、強調經濟發展是第一目標，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，把推動地方經濟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”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，地方經濟增長使得政府財政汲取能力增強，致使政府再分配能力變強，又促進了社會公平性提高。諸多學者認為轉軌時期制度障礙、市場經濟體制不健全、制度轉型效率、經濟結構差異等是導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收入不平等、城鎮收入不平等的回歸結果。從Panel A中可看出，制度變遷對城鄉收入不平等的影響可得到一致結果。在表5的第3、4、5、9列的回歸結果可看出在市場化導向的制度變遷和政府再分配能力共同影響下會降低城鄉居民之間的收入不平等，且回歸結果顯著通過了檢驗，第6、7、8列的回歸結果不具穩定性，并有些變量未通過檢驗，本文認為可能是由于設定的ρ值與真實值差別較大造成回歸結果不穩定。短期來看，以市場化為導向的制度改善一單位會縮小0.129單位的城鄉居民收入比，在長期內城鄉居民收入比會縮小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、農業稅收的減免、土地制度改革（土地流轉）等，多方面提高了農村居民的收入，隨著農村就業范圍限制逐步被打破，農村居民開始兼營家庭手工業、并進行季節性外出務工或全職外出工作。農村居民收入來源也越來越多元化，家庭從事非農經營收入、外出務工收入、集體經濟收入等所占比重越來越高。農村居民的生產經營活動正在由以前的單一從事農業生產活動向三次產業全面發展，農業領域機械化后明顯提高了生產效率，降低了生產成本，也有效地提高了農村居民收入水平，進而有效降低城鄉之間的收入差距。

“精準扶貧”政策以及“鄉村產業振興戰略”的實施表明了國家層面對“三農“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民傾斜，通過轉移支付等多種方式提高了農村居民收水平。“龍頭企業+農戶”、“互聯網+農業”等模式培育了新型農業經營主體，農業供給側結構性改革，豐富了農民收入來源，縮小了城鄉居民收入差距。

Panel B為制度變遷、政府再分配能力對城鎮收入不平等的回歸結果，其中第3、4、5、6列表明，制度變遷會擴大城鎮居民收入差距，且回歸系數顯著通過了檢驗。在第3列中，制度改善一個百分點，在短期內會帶來城鎮居民收入差距擴大0.04個百分點的變動，在長期內會帶來城鎮居民收入差距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，無論是在統計學意義上還是經濟學意義上，制度變遷和政府再分配能力都影響著城鎮居民收入不平等，但相對于制度變遷，政府再分配能力對城鎮居民收入差距影響較弱，也就是說以市場化為導向的制度變遷對城鎮居民收入差距擴大的貢獻要高于政府再分配機制的貢獻。其可能原因是，城鎮作為改革的主戰場，尤其是20世紀90年代隨著城市產業結構調整加快和國有企業改革不斷深化，改變了城鎮地區的就業結構和福利體系，諸如紡織、煤炭等傳統勞動密集型產業裁員增效，客觀上拉大了城鎮居民間收入差距；其次所有制改革助推了非國有經濟的發展，勞動不再是獲得收入的唯一要素，資本、知識、土地、技術等生產要素參與收入分配，增加了城鎮居民收入渠道，如資本收入、經營性收入、財產性收入等。城鎮居民整體收入水平提高了，降低了國家及地方政府對城鎮居民內部收入差距的關注，地方政府再分配機制也減少了對城鎮居民的轉移支付，并且降低政策傾斜，此外，在向農村地區增加轉移支付的同時，也擠占了對城鎮低收入群體的轉移支付。

為進一步驗證結果的穩定性，在表6中，加入了云南、新疆、四川發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）和教育兩個控制變量。我們發現，即使加入兩個控制變量并加進城鎮化率滯后變量，表6與表5的回歸結果基本接近，說明我們的回歸結果具有一定的穩定性，以市場化為導向的制度變遷對城鄉收入不平等都會產生顯著的影響。通過表6發現，分別加入了不可抗力事件和教育兩個控制變量，回歸結果仍具有一致性，制度變遷縮小了城鄉居民收入差距，擴大了城鎮居民收入差距，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生，會引致國家層面更關注西部落后地區，加大對西部落后地區政策扶持，對縮小城鄉居民收入差距也有一定貢獻，但不可抗力事件并不會對城鎮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、結論

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