財政縱向失衡與城鄉居民收入差距：理論與實證

劉樹鑫 史傳林 方有為

一、引言

作為助推小康社會順利建成的決定性成就之一，中國“脫貧攻堅戰役”的勝利，不僅是中華民族通過艱苦奮斗戰勝絕對貧困的重要里程碑，也是全球人類減貧事業的一個實質性發展。在中央大力實施“精準扶貧”“鄉村振興”“城鄉融合發展”等惠農性政策的協同效力，以及地方各級政府和轄區居民的共同努力之下，現行標準下農村貧困人口全部脫貧，貧困縣村全部摘帽出列，區域性整體貧困問題得到切實解決，城鄉居民收入差距也因此保持著繼續縮小的趨勢。盡管如此，當前我國城鄉居民的收入差距依然不容樂觀，成為城鄉區域發展和居民收入分配的主要突出矛盾。國家統計局的公開數據資料顯示，衡量中國城鄉居民收入差距的基尼系數自2008年開始達到0.49后，雖然整體上呈現逐年下降的態勢，但截至2020年還是始終處在國際警戒線0.4之上。毫無疑問，城鄉居民收入差距過大折射出來的社會不平等問題，既反映出中國經濟社會發展不平衡不充分的客觀現實，又絕非是高質量發展道路的應有之義。為此，國家“十四五”規劃綱要不但把“居民收入增長和經濟增長基本同步，分配結構明顯改善”當作提升民生福祉水平的主要基礎，而且將“城鄉區域發展差距和居民生活水平差距顯著縮小”納入2035年基本實現社會主義現代化的遠景目標。

理論上，居民收入分配經過國家財稅機制的合理調節，可以防范社會貧富過度懸殊引起的動蕩危機。財政體制框架則是一國財稅機制具體設計的重要基礎，理應也能有效調節當地居民收入差距。當財政體制以有限分權為框架特征，縱向層級政府實際肩負著不對稱財政收支權責，則會出現財政縱向失衡現象(Eyraud和Lusinyan，2013[1])。正是由于財政縱向失衡直接源自財政分權體制，所以現有關于財政縱向失衡與城鄉居民收入差距之間的主題探討，可追溯至財政分權對居民收入分配的作用分析。第一代分權理論指出，被賦予財政權利的地方政府在配置地區公共資源方面要比中央更為有效，卻缺乏調節轄區居民收入再分配的深度能力(Oates，1972[2])。就財政分權改革進程來看，中央對地方政府下放財政收支權利的政策舉措也并非出于解決地區不平等問題的改革目的(Panizza，1999[3];Bodman和Hodge，2010[4])。但根據Qian和Weingast(1997)[5]等為代表提出的第二代財政分權理論，分權財政體制下地方政府會圍繞中央下達的硬性考核指標，通過攀比任務完成結果來謀求橫向競爭靠前名次。換句話說，倘若中央將解決地區收入不平等問題作為財政分權的附屬激勵，地方政府憑借信息優勢制定包括收入分配在內的政策效力就有可能優于中央的“一刀切”政策(Gil等，2004[6]；Rodriguez和Ezcurra，2010[7]；Shkarlet等，2019[8])。Sanogo(2019)[9]甚至直接認為，擴大地方政府在財政收入方面的自主權限有利于減少地區貧困。

與此同時，有關中國財政體制分權特征影響城鄉居民收入差距的研究同樣沒有定論。一些文獻分析結果表明，中國財政分權某種程度上可以縮小城鄉居民收入差距(關海玲等，2019[10]；胡佳和楊運忠，2019[11]；Chen等，2020[12])。陶然和劉明興(2007)[13]明確指出地方政府財政開支需求主要依靠當地稅收收入滿足時，通常更能平抑城鄉收入差距。這實際上是強調財政收入分權對城鄉居民收入差距具有正向的影響作用。也有研究主要從財政支出分權的角度出發，得出民生性財政支出權力越大的地方政府往往越能縮小城鄉收入差距的結論(陳工和何鵬飛，2016[14])。儲德銀等(2017)[15]則通過預算內外雙重維度探討了中國財政收支分權對城鄉居民收入不平等的作用，并認為預算內外的收支分權對城鄉居民收入不平等的影響效應具有明顯的差異性。

不難看出，上述理論研究觀點均為進一步識別財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的影響作用提供了必要的理論基礎，但相關結論仍存在不小的學術爭議，難以深入回應諸如城鄉居民收入差距是否受財政縱向失衡的影響、具體影響到底如何等問題。更重要的是，鮮有研究注意到財政縱向失衡可以較為準確地反映財政收支分權的非對稱性問題，比單純的財政分權指標更能刻畫中國式財政體制分權特征，從而可以厘清中國財政體制優化與合理縮小城鄉居民收入差距的確切邏輯關系。基于此，本文結合中國制度背景，從理論分析和實證檢驗兩方面入手，嘗試系統探討財政縱向失衡對城鄉居民收入差距作用機制和影響效應。

本文主要通過如下改進，探討財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的影響作用，力求輸出可能的邊際學術貢獻：一是研究視角上，將財政縱向失衡與城鄉居民收入差距納入同一個理論分析框架，系統詮釋了財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的作用機理。二是研究策略上，通過采用多元計量分析方法，不但實證檢驗了財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的線性影響效應，而且考察了財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的非線性影響效應。三是研究結論上，分析得到中國當前的財政縱向失衡整體上會對城鄉居民收入差距起到惡化效應，但該效應會受到區域異質性和城鎮化水平的干擾，從而為之后相關主題的理論研究提供新的方向。

二、理論分析與研究假設

1994年正式實施以“上移財權”和“下沉事權”并行的分稅制改革以來，央地政府的財、事權責劃分一直存有不匹配和不協調的事實。與中央擁有強勢的財政能力不同，地方政府只能憑借少量財權來履行絕大部分事權，呈現出“財力小馬”拉“支出大車”的地方財政自主運行疲態，并成為中國式財政縱向失衡的典型特征。雖然地方政府進行財政自主過程的“最終落腳點”是制定支出決策并向社會公眾輸出公共產品或服務，但地方政府在“理性”出臺財政支出方案的“起初參考系”則不只是自身的財力狀況，還包括中央對地方政府的業績考核要求，以及各個支出項目預計產生的財政收益回報(劉樹鑫，2021[16])。受政治激勵和財政激勵的雙重作用，地方政府及其執政者會努力將財政資金投向經濟回報率高、政績顯示性強的支出項目，以最大化呈現地方治理績效和維持地方財政能力的決策目標。而財政縱向失衡程度的加深屬于一種源自財政有限分權體制的外生負向沖擊，不但會對地方政府的預算平衡產生趨緊約束(Molina和Martínez，2018[17]；Koley和Mandal，2019[18])，而且會給地方財政可持續性造成消極影響(杜彤偉等，2019[19])，從而左右地方政府在使用財政資金過程中的支出安排。

對于城鄉居民收入差距這一治理問題，當中央沒有明確對應的量化考核指標，以及要求地方代表官員簽署相關責任狀時，地方政府訴諸財政來縮小城鄉居民收入差距的直接決策成效往往很難形成突出的顯示性政績。同時，雖然地方公共產品供給問題和居民收入差距擴大都因“市場失靈”而需要擁有信息優勢的地方政府及時介入并采取財稅舉措給予治理，但由于分稅制下地方政府缺乏“實質稅權”，所以各地城鄉區域公共產品供給、城鄉居民收入差距的解決途徑主要依賴于地方財政支出決策。由此可知，地方政府縱然無法利用稅收累進效應來調節城鄉居民收入差距，卻可以通過調整財政支出決策優化城鄉公共產品供給，以帶動城鄉區域共同發展來合理縮小城鄉居民收入差距。然而，中國長時期以來的工業化建設極大推動了城市化進程，加速資本、勞動力等要素往中心城市集聚，客觀上為地方政府帶來了較為充實的稅基。相比之下，在諸如市場結構、產業結構、行業結構等方面，農村則始終處于明顯劣勢。地方政府為謀求更多稅收分成利益，其財政支出決策自然難免附有明顯的城市偏向。這也容易造成縮小城鄉居民收入差距的支出項目在地方政府各項支出的優先次序方面通常相對靠后。

那么，中國式財政縱向失衡影響城鄉居民收入差距的作用機制具體如何？首先，財政縱向失衡造成的地方財政自給壓力會直接降低地方政府統籌城鄉協調發展的能力，進而不利于縮小城鄉居民的收入差距。日漸加劇的財政縱向失衡對地方政府的財政自給能力會產生削弱作用，致使地方政府憑借相對有限的財力只能疲于應對城鄉居民各種剛性公共需求，卻少有余力來減小城鄉公共產品供給配置的二元差異，甚至還可能致使農村出現“集資攤派”等違規收費亂象，加重農民負擔，無法進一步實現城鄉公平的政策目標。其次，財政縱向失衡還會強化地方政府支出政策的城市偏向，擴大城鄉居民收入差距。中央對地方政府的考核重心無論是單純強調GDP水平，還是兼顧經濟增長和民生質量，財政縱向失衡仍會一定程度地抑制地方政府提供福利性公共產品的意愿，抬高地方政府增加生產性公共產品的熱情(儲德銀和邵嬌，2018[20]；李永友和王超，2020[21])，而關鍵在于，地方政府在城市增加若干單位生產性公共產品所能迅速產生的短期經濟效益、稅收收益以及其他顯示性績效，通常會明顯優于把等量生產性公共產品提供給農村，因而財政縱向失衡在扭曲地方政府支出行為時會加重城鄉公共產品供給配置的二元差異。即財政縱向失衡助長地方政府的城市支出偏向，會加劇城鄉居民收入差距。因此，本文提出假設1：

H1:財政縱向失衡程度的加深，會惡化城鄉居民之間的收入差距。

長期以來，中國各個區域的經濟基礎明顯存在差距，東部地區要好于中部和西部地區。鑒于規模經濟產量是先天稟賦與后天投入互補形成的產出結果，不同區域的地方政府即使是增加同樣數量的生產性支出，卻未必可以產生相同規模的經濟增長。當轄區經濟基礎明顯落后，地方政府仍與其他地方政府采取相同的支出策略，集中財政資源向城市建設領域傾斜，在最終的經濟增長排名中顯然很難獲得靠前位次。地方政府對有限財力的重點安排更可能轉向政績顯示性較強或其他行政開支項目，從而減弱財政縱向失衡對地方政府城市支出偏向的影響。同時，采用“因素法”作為分配依據的一般性轉移支付不僅有利于經濟基礎較差的地方政府獲得更大的支付比例，而且可以對當地政府面臨的財政縱向失衡起到部分校正作用(儲德銀和遲淑嫻，2018[22])。因此，本文提出假設2：

H2:財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的惡化效應會存在區域異質性。

地方政府不管是把統籌城鄉協調發展的能力轉化為治理成效，抑或是將財政政策的城市偏向付諸行動，無疑都離不開地方財政的具體安排。可以說，財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的傳導路徑主要通過地方政府財政行為的政策效應給予實現。只有當“財政縱向失衡→地方政府財政行為→城鄉居民收入差距”的機制鏈條成立，財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的影響效應才可能顯著存在。中國于2006年廢除農業稅后，實際上并不存在能夠直接調節城鄉居民收入差距的稅收政策。財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的作用機制能否順利運轉的關鍵則落到，由財政縱向失衡引致的地方政府支出行為，所左右城鄉公共產品供給配置的二元差異會如何影響城鄉居民收入差距。而城鎮化進程會推動農村居民向城市流動，加速農村勞動力向第二、三產業轉移，使越來越多農村居民和農村勞動力實際上也能逐漸享用到部分城市公共產品和服務，并獲得更高工資水平的就業機會。當城鎮化水平達到一定程度時，農村勞動力的“入城謀生”還會顯著直接擠占城市勞動力的公共資源和就業機會，進而對城鄉居民收入差距產生影響。這意味著，當城鎮化進程達到一定水平，財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的影響效應可能呈現結構突變的特征。因此，本文提出假設3：

H3:由于城鎮化進程的持續推進，財政縱向失衡對城鄉居民收入差距還具有非線性的影響效應。

三、計量模型設定、變量描述與數據來源

(一)計量模型設定

為驗證財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的實際影響作用，本文構建如下線性計量模型進行回歸分析：

(1)

(二)變量描述

縱觀已有研究，衡量城鄉居民收入差距的指標主要有城鄉居民收入比、基尼系數以及泰爾指數，但通常很少對這三種指標進行必要的比較，造成變量選取似有主觀隨意之嫌。據此，這里設城鎮為j，農村為k，設Ij為城鎮居民人均可支配收入，Ik為農村居民人均可支配收入，Pj為城鎮人口規模，Pk為農村人口規模，參考Kakwani(1980)[23]、Kakwani和Son(2005)[24]、田衛民(2012)[25]的思路計算出反映城鄉居民收入差距的基尼系數，參考Theil(1967)[26]的做法計算出相應的泰爾指數，以及計算出城鄉居民收入比。其次，再把樣本期內各地城鄉居民收入差距的基尼系數、泰爾指數(1)由于篇幅有限，這里省去基尼系數和泰爾指數等計算過程，感興趣的讀者可參考Kakwani(1980)[23]、Kakwani和Son(2005)[24]、田衛民(2012)[25]、Theil(1967)[26]相關文獻。、居民收入比分別取算術平均值，以考察樣本觀察對象的大致截面特征。從圖1可以看出，雖然各地城鄉居民收入比均值>基尼系數均值>泰爾指數均值，但不管采用何種指標均值，各地之間形成的相對高低態勢基本一致。考慮到基尼系數是國際衡量收入不平等的通用做法，能直觀反映地區的城鄉居民收入差距狀況，本文選擇將城鄉居民收入差距基尼系數作為基準回歸模型的被解釋變量。

圖1 中國各地城鄉居民收入差距的不同指標均值對比

2.核心解釋變量：財政縱向失衡(Vfi1)。

本文參考Eyraud和Lusinyan(2013)[1]的處理方法，設政府組織得到的財政收入為R，財政支出為E，人口數量規模為P，同時記k為全國，c為中央，l為地方，通過式(2)至(4)分別計算出財政收入分權(FR)、財政支出分權(FE)以及地方政府的財政赤字率B，再依據式(5)計算出中國各省份的財政縱向失衡指標(Vfi1)。

FE=(El/Pl)/(Ec/Pk+El/Pl)

(2)

FR=(Rl/Pl)/(Rc/Pk+Rl/Pl)

(3)

B=(El-Rl)/El

(4)

Vfi1=1-(FR/FE)×(1-B)

(5)

同時，這里還借鑒儲德銀和邵嬌(2018)[20]、劉樹鑫和楊森平(2021)[27]的思路，采用式(6)的計算結果表征另一種口徑的財政縱向失衡程度(Vfi2)，以便計量模型的穩健性檢驗。財政縱向失衡變量中的政府財政收支數據均采用《中國財政年鑒》中一般公共預算財政收支決算數。

Vfi2=1-(R/E)

(6)

3.控制變量。

(1)轉移支付(Fis_tr)，直接采用中央對地方政府實施財政轉移支付的補助規模除以該地區總人口數量，并對其作對數處理(以2007年作為基期)。(2)政府支出沖動(Ex_pl)，采用各個地方政府的財政預算支出偏離度進行表征。其中，財政預算支出偏離度為地方政府財政決算支出與財政預算支出之差除以財政預算支出的結果。(3)金融發展規模(Fina)，借鑒孫永強和巫和懋(2012)[28]的做法，采用各地金融機構的存貸款余額除以地區生產總值的結果進行表征。(4)城鎮化(Cit)，采用各地非農人口數量規模與當地總人口數量規模之比進行表征。(5)城鄉產業生產率差距(Str_eco)，借鑒鈔小靜和沈坤榮(2014)[29]的做法，采用第一產業比較勞動生產率與第二、三產業比較勞動生產率的比值進行表征。(6)稅收結構(Str_tax)，采用各地政府的個人所得稅、企業所得稅和房產稅三種主要直接稅收入之和占地方稅收總收入的比重進行表征。

(三)數據說明

本文所選變量的數據來源于《中國統計年鑒》《中國財政年鑒》《中國稅務年鑒》、各省歷年統計年鑒、國家統計局數據庫、國研網數據庫以及前瞻網數據庫。在樣本觀測上，鑒于數據的可得性和質量情況，除了剔除掉香港、澳門和臺灣之外，還除去數據質量較差的西藏，并把中國其他30個省份作為觀測對象。在數據樣本期上，一是囿于各變量數據的可得性和可比性，把樣本觀測起始時間定為2007年；二是顧及2017年后中美貿易摩擦、新冠肺炎疫情暴發等意外因素導致個別變量的原始數據缺失或出現大小異常的情況，遂從排除異常值失真干擾的目的出發，將樣本觀測終止時間定為2017年。主要變量的描述性統計見表1。

表1 描述性統計結果

四、實證分析

(一)基準回歸策略與結果分析

依據豪斯曼檢驗(p=0.001 0)、似然比檢驗(p=0.000 0)和F檢驗(p=0.000 0)的檢驗結果，本文選擇面板數據固定效應模型進行估計。基準回歸策略是在控制時間效應和地區效應的基礎上，先將核心解釋變量財政縱向失衡(Vfi1)單獨對城鄉居民收入差距(Income_gi)進行回歸，再逐步引入必要的控制變量，進一步考察財政縱向失衡(Vfi1)系數的變化情況。回歸結果見表2。具體來看，模型(1)財政縱向失衡(Vfi1)系數為0.265 3，顯著為正，表明財政縱向失衡程度的變動會正向引起城鄉居民收入差距的變化。模型(2)至模型(7)的結果也均顯示，財政縱向失衡(Vfi1)系數在基準模型引入各個控制變量的過程中始終保持為正，說明現階段下中國財政縱向失衡程度的加深，確實會導致城鄉居民收入差距的進一步擴大。事實上，中國地方政府的財政縱向失衡程度已長時間處在較高水平，地方財政自給矛盾日益突顯(劉樹鑫和楊森平，2021[27])，制約著地方政府統籌城鄉協調發展、合理縮小城鄉居民收入差距的能力。而中央為提高財政運行效率所開展的，諸如全面取消預算外收入、強制各級財政實行全口徑預算、嚴控地方債務規模以及加大財政責任審計力度等一系列整頓財政紀律舉措，也對地方政府的財政汲取能力造成負面沖擊。誠然，分稅制下地方政府憑借不完全稅權汲取有限財力來承擔“易上難返”的剛性支出責任已是壓力日顯，財政縱向失衡程度的不斷惡化顯然會加重這一地方財政疲態，降低地方政府主動縮小城鄉居民收入差距的意愿。其次，財政縱向失衡引致的地方財政自給壓力，會強化地方財政支出結構的城市偏向，擴大城鄉居民收入差距。地方政府為緩解財政自給壓力而主動采取財稅政策的落腳點必然回歸到 “收”與“支”兩個層面。當前者的操作空間受到壓縮時，后者則順理成章作為地方政府的施政重心。一旦地方政府選擇以“支”促“收”的財政支出策略，稅源更加豐富的城市要比農村容易得到地方財政支持。如此一來，與農村居民相比，城鎮居民能享受到更高水平的公共福利，以及近距離接觸到方便積累財富的市場環境，進而擴大城鄉居民收入差距。最后，財政縱向失衡難以通過現行轉移支付機制得到合理校正，也會鞏固財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的拉大作用。雖然一般性轉移支付、稅收返還理論上能一定程度地緩和財政縱向失衡矛盾，但專項轉移支付卻對財政縱向失衡產生強化效應，最終導致財政轉移支付在總量層面反而助推了財政縱向失衡(儲德銀和遲淑嫻，2018[22])。另外，即使稅收返還能夠發揮平抑財政縱向失衡的作用，卻同樣會助長地方政府的城市支出偏向。畢竟，以增值稅稅收返還、消費稅稅收返還、所得稅基數返還為主要形式的稅收返還實際總額依賴于地區這些稅收收入的規模增長，而相關稅種稅源又主要集中在城市與第二、三產業。當地方政府實施以“支”促“收”的財政支出策略來追求更多稅收返還時，財政資金投入會明顯向城市傾斜，并冷落農村的公共建設需求。這會使城鄉公共產品供給配置的二元差異愈演愈烈，擴大城鄉居民的收入差距。可見，財政縱向失衡程度越深，城鄉居民收入差距將越大。即本文假設1得到證明。

表2 財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的基準回歸檢驗結果

其次，由模型(7)還可以得到各個控制變量的估計結果，具體為：

轉移支付(Fis_tr)系數為-0.003 7，顯著為負，表明轉移支付與城鄉居民收入差距具有負相關關系。即地方政府得到的轉移支付越多，則當地城鄉居民收入差距越小。一方面，一般性轉移支付和稅收返還可以緩解財政縱向失衡造成的地方財政壓力，直接增強地方政府統籌城鄉協調發展的能力，對縮小城鄉居民收入差距更能產生積極的調節作用。另一方面，即便儲德銀和遲淑嫻(2018)[22]認為專項轉移支付會加深地方政府面臨的財政縱向失衡，但具有扶貧性質的專項轉移支付也能縮小城鄉居民的收入差距。

政府支出沖動(Ex_pl)系數為0.157 0，顯著為正，表明地方政府支出沖動與城鄉居民收入差距具有正相關關系。即地方政府支出越為沖動，則當地城鄉居民收入差距越大。為回應來自中央的政治激勵和財政激勵，理性的地方政府一般會追求更多的顯示性政績和財政收益，并導致財政支出結構具有城市偏向。而地方政府支出沖動會放大財政支出結構的城市偏向，加劇城鄉公共產品供給配置的二元差異，從而擴大城鄉居民的收入差距。

金融發展規模(Fina)系數為0.014 9，顯著為正，表明金融發展規模與城鄉居民收入差距具有正相關關系。即地區金融發展規模越高，則當地城鄉居民收入差距越大。由于城市通常在產業集聚、人口密度、市場開放等方面要優于農村，給城鎮居民帶來更濃的商業氛圍和投資機會，所以在同等條件下，城鎮居民要比農村居民更能通過信貸途徑來實現財富積累。另外，金融資本實際上還具有逐利屬性，會造成農村的金融資源配置要比城市呈現出更為明顯的“稀缺性”，加劇城鄉居民獲得信貸資金的不平等，從而不利于縮小城鄉居民收入差距。

城鎮化(Cit)系數為-0.298 5，顯著為負，表明城鎮化與城鄉居民收入差距具有負相關關系。即地區城鎮化程度越高，則當地城鄉居民收入差距會越小。城鎮化意味著農村人口生活居住環境朝城鎮標準轉變和農村勞動力向第二、三產業轉移，不僅能縮小城鄉居民參加勞動獲取收入的差距，也可以減少城鄉居民面臨的公共產品供給二元差異，從而拉近城鄉居民的收入水平。同時，城鎮化速度加快致使大量農村勞動力迅速積聚城市和第二、三產業，還可能會增加城市勞動力供給，降低城鎮職工的工資增長速度，客觀上縮小城鄉居民收入差距。

城鄉產業生產率差距(Str_eco)系數為0.057 3，但不顯著。原因可能是，城鄉產業之間的生產率差距理論上會擴大第一產業勞動人口與第二、三產業勞動人口的勞動收入差距，但轉型期以來農村勞動人口已發生大量轉移，并涌進第二、三產業，整體上會削弱農村居民收入來源與農村產業生產率之間的聯系，進而使城鄉產業生產率差距沒有對城鄉居民收入差距產生顯著影響。

稅收結構(Str_tax)系數為0.003 1，也不顯著。原因可能是，中國現有的直接稅對城鄉居民收入分配未能產生良好的累進效應。譬如，中國個人所得稅的累進稅率主要適用于居民的應稅工資薪金，但還有多種收入形式適用的是比例稅率；而當前財產稅在課稅對象、征收環節等稅收要素也存在較大的改進空間，難以有效調節居民之間的貧富差距。李林木和湯群群(2010)[30]甚至認為，分稅制以來個人所得稅與財產稅等相關稅收政策在某種程度上擴大了居民的稅后收入差距。

(二)穩健性檢驗

為檢驗計量模型基準回歸結論的穩健程度，這里先把核心解釋變量替換為財政縱向失衡(Vfi2)，再沿用基準回歸的策略來進行估計分析。穩健性檢驗選擇與基準回歸相同的處理方式，最大的好處是可以通過對比模型各個解釋變量的系數符號變化來判斷模型結論的可信度。根據表3的報告，模型(1)財政縱向失衡(Vfi2)系數為0.1701，顯著為正，表明即便更換了核心解釋變量的測算方法口徑，財政縱向失衡依然會使城鄉居民收入差距產生同向變化。而模型(2)至模型(7)的結果則表明，即使逐步引入各個控制變量，財政縱向失衡(Vfi2)系數始終顯著為正，其他控制變量系數符號也與表2模型(2)至模型(7)對應保持一致，充分表明中國當前財政縱向失衡確實會惡化城鄉居民之間的收入差距(2)這里也嘗試將城鄉居民收入比等變量作為被解釋變量，回歸結果依然穩健。限于篇幅，也不作贅述。。

表3 財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的穩健性回歸檢驗結果

(三)內生性檢驗

本文通過采用面板數據、盡可能引入控制變量以及控制住時間效應及地區效應，一定程度上可以排除固定效應模型的部分內生性。為更準確考察財政縱向失衡對各地城鄉居民收入差距的影響效應，這里嘗試進一步地排除模型被解釋變量與核心解釋變量之間可能存在的反向關系問題，即把財政縱向失衡變量直接設定為內生變量，采用面板工具變量法并配以兩階段最小二乘法(2SLS)和廣義矩估計法(GMM)依次展開檢驗。對于工具變量的選擇，本文把財政縱向失衡變量的當期值與滯后1期值之和取均值，以及該均值變量的滯后1期一起作為工具變量。同時，對固定效應模型先采取離差變換后，引入工具變量進行2SLS回歸。另外，由于工具變量的設置個數多于內生變量，所以還進行GMM回歸分析來提高估計效率。

根據表4模型(1)的回歸結果，核心解釋變量財政縱向失衡(Vfi1)系數為0.1596，與表2的基準回歸結果一樣，顯著為正。模型(2)財政縱向失衡系數符號情況與模型(1)保持高度一致，而且標準誤更小，說明采用GMM進行回歸的估計效率更高。從表4模型(1)和模型(2)還可以看出，一是F值都大于10且顯著，證實了面板工具變量與內生變量具有相關性；二是過度識別檢驗都得出，各模型的面板工具變量滿足外生條件。此外，關于模型(1)和模型(2)還有可能出現的“弱工具變量”問題，本文的處理方式是重新采用有限信息最大似然法(LIML)進行回歸 ，其相關結果與 2SLS 十分接近，即從其他角度能夠驗證“不存在弱工具變量”(3)限于篇幅，不作贅述。。表4模型(1)至模型(2)的估計結果，證實了當前中國財政縱向失衡對地區城鄉居民之間的收入差距確實存在惡化效應。本文假設1再次得到證實。

表4 財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的內生性回歸檢驗結果

續前表

(四)異質性檢驗

既然地區經濟基礎也可能左右地方政府的城市支出偏向，財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的影響效應還可能出現區域的異質性。出于實證檢驗的目的，這里按照地區經濟發展狀況，先把樣本分成東部、中部和西部三個子樣本(4)東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。，再采用基準回歸方程形式進行估計。依據表5，模型(1)至模型(3)依次對應東部、中部和西部的回歸結果。其中，模型(1)財政縱向失衡(Vfi1)系數為0.189 2，顯著為正，意味著在東部地區，財政縱向失衡明顯會對城鄉居民收入差距起到惡化的影響作用；模型(2)、模型(3)的財政縱向失衡(Vfi1)系數均不顯著，意味著無論是中部地區還是西部地區，財政縱向失衡未必能對城鄉居民收入差距產生影響。表5模型(1)至模型(3)的結果說明了財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的影響效應的確存在區域異質性。

表5 財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的區域分組回歸檢驗結果

與中西部相比，受改革開放政策紅利和地理稟賦優勢等因素的加成作用，東部地區率先打下較為堅實的產業基礎和形成新興的產業結構，使經濟發展水平長期處于領先地位。在其他條件不變的前提下，當各個地方政府均采取相同的城市支出偏向策略，東部地區的經濟增長自然要好于中西部地區。換句話說，中西部地區的地方政府要想在綜合治理績效方面脫穎而出，需在“城市偏向”以外進一步優化財政支出決策。另外，財政縱向失衡可能誘使地方政府對中央財政懷有“求助預期”，減弱地方政府訴諸城市支出偏向謀求稅收收益的動機。中央通過“因素法”對地方政府實施的一般性轉移支付也使中西部地方政府可以得到較多的均衡性財力援助，沖抵財政縱向失衡造成的地方財政自給壓力，從而又提升了中西部地方政府統籌城鄉協調發展的能力。正因如此，財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的影響效應在中西部地區并不顯著。這證實了本文的假設2。

五、擴展性分析

作為財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的機制鏈條，“財政縱向失衡→地方政府財政支出行為→城鄉居民收入差距”的效應末梢可集中歸結為城鄉公共產品供給配置的二元差異會加劇城鄉居民在獲取收入和積累財富過程中擁有不同的能力或機會。但隨著城鎮化達到一定水平，城鄉居民實際享用公共產品和服務的機會差異將突破具有城市支出偏向的地方財政政策約束，使財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的最終效應可能存在非線性特征。基于實證檢驗目的，這里先將地區城鎮化水平設為門檻變量，并采用面板門檻回歸模型進行估計分析。經分別嘗試0.01、0.05和0.1三個水平的異常值去除比例進行門檻效應檢驗后，結果顯示三種情況下單一門檻均至少在10%的水平上顯著存在(F=42.53)，而雙重門檻均未能通過顯著性檢驗(F=43.51)。即財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的作用機制具有單個門檻。因此，這里的面板門檻模型形式設定為式(7)：

Incomeit=α0+l1Vfiit×I(Citit≤γ)+l2Vfiit

×I(Citit>γ)+αnXit+εit

(7)

其中：Citit為門檻變量；γ為待估計的門檻值；I為指示性函數，在指定區間內為1，否則為0；其他變量與式(1)一致。模型的經濟含義為財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的影響程度取決于地區城鎮化水平。通過使用Bootstrap自抽樣法(反復抽樣330次)，得到城鎮化水平的門檻值為0.815 3，95%水平置信區間為[0.805 2,0.820 0]，回歸的“單一門檻”特征通過 5%的顯著性檢驗(F=37.91)，其他估計結果對應表7模型(1)。從核心解釋變量財政縱向失衡(Vfi1)的系數變化情況來看，Vfi1(0)的系數為0.222 0，通過1% 的顯著性檢驗，表明當地區的城鎮化水平(Cit)小于0.815 3時，財政縱向失衡與城鄉居民收入差距正相關，即城鎮化水平較低的地區會強化財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的惡化效應；Vfi1(1)的系數為0.083 8，通過5% 的顯著性檢驗，表明當地區的城鎮化水平(Cit)大于0.815 3時，財政縱向失衡與城鄉居民收入差距的正相關關系不但在程度方面變小，而且在顯著性方面變弱，即城鎮化水平較高的地區會弱化財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的惡化效應。

表6 財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的非線性回歸檢驗結果

為檢驗財政縱向失衡對城鄉居民收入差距非線性影響效應的穩健程度，這里再將面板模型形式改設為式(8)：

Incomeit=ω0+ω1Vfiit+ω2Vfiit×DCitit

+ωnXit+ui+?t+εit

(8)

在其他變量與式(1)一致的情況下，交互項Vfi×DCit的估計系數符號代表門檻效應的程度變化或方向特征。通過采用“網格搜索法”來確定地區城鎮化水平(Cit)的門檻值，運用Stata 軟件的 forvalues 循環語句進行重復回歸搜索，將城鎮化水平(Cit)點數據依據RSS自小到大完成排序。為避免子樣本量過小，盡量遠離區間兩端選擇界點，從中確定城鎮化水平(Cit)的門檻值為0.878 9，并以此作為“0-1”虛擬變量DCit的設置規則(即當Cit>0.878 9時取值為1，否則為0)。根據豪斯曼檢驗采用固定效應回歸的具體估計結果對應表7模型(2)。從核心解釋變量財政縱向失衡(Vfi1)和交互項Vfi×DCit兩者的系數變化情況來看，財政縱向失衡(Vfi1)的系數為0.169 4，通過1% 的顯著性檢驗，表明財政縱向失衡能顯著引起城鄉居民收入差距的正向變化；交互項Vfi×DCit的系數為-0.101 0，也能通過1% 的顯著性檢驗，表明當地區的城鎮化水平(Cit)大于0.878 9時，財政縱向失衡也會一定程度引起城鄉居民收入差距的負向變化；綜合財政縱向失衡(Vfi1)系數和交互項Vfi×DCit的系數可以看出，在地區城鎮化水平(Cit)大于0.878 9的條件下，財政縱向失衡與城鄉居民收入差距的實際正相關系數減少至0.068 4，說明在城鎮化水平較高的地區，財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的惡化效應要明顯小于城鎮化水平較低的地區。至此，本文的假設3也得到證實。

六、結論與政策建議

本文立足中國當前財政體制特征，把財政縱向失衡與城鄉居民收入差距置于同一個理論框架下，集中討論了財政縱向失衡與城鄉居民收入差距之間的關系。經系統詮釋財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的作用機理并提出研究假設后，采用2007至2017年的省際面板數據實證檢驗了財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的具體影響效應。研究結果表明，整體來看，中國財政縱向失衡會擴大城鄉居民之間的收入差距，即產生惡化效應；分區域來看，在經濟基礎較好、稅源相對豐富的東部地區，財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的惡化效應較為顯著，而在經濟基礎欠缺、稅源相對匱乏的中、西部地區，財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的惡化效應并不顯著；另外，隨著地區城鎮化建設持續推進到一定程度，財政縱向失衡對城鄉居民收入差距的惡化效應會顯著變小，使財政縱向失衡對城鄉居民收入差距還具有非線性的影響效應。結合以上結論，本文的政策建議為：

第一，深化現代財政體制改革，提升地方政府縮小城鄉居民收入差距的能力。一是科學調整政府間財、事權責劃分來適當縮小財政縱向失衡，確保各級政府在事權與財權、事權與支出責任、支出責任與財力等方面均保持相互適應或相對匹配，給予地方政府能夠根據轄區實際特點及時履行促進城鄉區域協調發展的事權與支出責任、合理縮小城鄉居民收入差距的必要財政自給能力。二是優化財政轉移支付結構來校正財政縱向失衡，不僅要維持一般性轉移支付比重發揮均衡區域財力效應，也要適度增加惠農性專項轉移支付，重點支持農村居民在生活用水用電、公路橋梁、網絡通信等基礎設施，以及大力推進農村改廁、垃圾處理、排污治理等關系農村人居環境質量的公共專項整治，減小城鄉公共產品供給配置的二元差異。三是切實改進“鄉財縣管”等地方基層財政管理模式，提高縣域內各鄉鎮的財力均衡水平，支持轄區經濟落后的鄉鎮政府完成地方公共產品供給任務，推動城鄉基本公共服務均等化來縮小城鄉居民收入差距。

第二，完善民生政績考核體系，增強地方政府縮小城鄉居民收入差距的動力。一是豐富地方政府和官員的民生政績考核內容，將城鄉區域協調發展和城鄉居民收入分配的政府治理績效納入民生政績考核指標體系之中，激發地方政府和官員積極加大財政投入解決“三農”問題的內生動力，深入開展鄉村振興建設。二是強化地方代表官員在農民增收、返貧預警、農民養老、農村醫療等涉農公共福利的主體責任，利用政治獎罰制度糾正地方政府“重城市、輕農村”的支出慣性，增強地方政府對縮小城鄉居民收入差距的整體重視程度。三是定期檢查和整飭地方政府支持“三農”發展的財政預算落實情況，對民生屬性較強的涉農公共領域要設置最低財政支出標準，保障農村居民充分受益于“兩不愁”和“三保障”，進一步縮小城鄉居民收入差距。

第三，加快新型城鎮化進程，增加地方政府縮小城鄉居民收入差距的助力。一是推行農村征地補償改革，逐步實現農村集體土地在參與城鎮開發時能同權同價，推進土地配置市場化來破解城鎮化進程的用地“瓶頸”。二是深化戶籍制度改革，不僅要制定相應的配套政策，還需要通過盤活財政資源、設置PPP項目等財稅舉措支持農民市民化進程，確保進城農民同步享有高質量的就業、社保、教育等相關公共福利。三是支持縣域經濟和鄉村產業發展，鼓勵電子商務、普惠金融等新業態進駐農村、建設農村，增強農業農村發展活力，為釋放城市群對農村的輻射效應創造良好的條件，通過要素、產業的互動共進實現城鄉一體化發展，有力縮小城鄉居民收入差距。