增加政府的财政支出能改善城乡收入差距吗

经济发展论坛工作 FED Working Papers Series No. FC20080164 增加政府的财政支出能改善城乡收入差距吗 陈安平 杜金沛 www.fed.org.cn 1 增加政府的财政支出能改善城乡收入差距吗？ 陈安平 杜金沛* 摘要：当前我国城乡收入差距正呈现日益扩大的趋势，导致出现这种局面的原因是多 方面的，其中，地方政府的财政投入不足是一个重要方面。但政府大幅增加财政投入是否真 能有效引导农民收入增长并缩小城乡收入差距呢？我们利用面板数据和系统广义矩 (system-GMM)的研究表明，这取决于地方政府在极力追求本地 GDP 高速增长的政绩最 大化下，充分利用自身财政自主权所选择的不同支出结构——在财政分权背景下，即使财政 投入增加了，城乡收入差距也未必会缩小，只有倾向于农业投入以及科教文卫支出增加的政 府财政支出结构才能有效改善城乡收入差距。同时，我们也对政府在改善城乡收入差距的财 政支出结构优化方面进行了探讨。 关键词：财政支出；财政分权；城乡收入差距 Can Increasing Government Fiscal Expenditure Reduce Rural-Urban Income Gap? Anping Chen Jinpei Du Abstract: There are many factors which contribute to the increasing rural-urban income gap. It is believed that one of these is that the fiscal expenditure of the local government is not sufficient enough. Our research show that whether government expenditure can reduce the rural-urban income gap depends on the fiscal expenditure structure chosen by the government under the fiscal decentralization. Only when the expenditure on agricultural, medical and education is increased compared to that on the capital construction, can rural-urban income gap be decreased. We also analyzed the optimal expenditure structure which can benefit the income equality. Key Works: fiscal expenditure; fiscal decentralization; rural-urban income gap * 陈安平，暨南大学经济学院（邮编：510632），E-mail: tapchen@jnu.edu.cn；杜金沛，华南农业大学广东 农村政策研究中心（邮政编码：510642），E-mail: chinaman@scau.edu.cn。 本研究受教育部人文社会科学青年基金项目（项目批准号 07JC790029）和广东省哲学社会科学规划项 目（项目批准号 07YD01）的资助。 2 一、文献回顾与问题提出 经过三十年的改革开放，我国城乡经济得到了较大发展，整个国民经济呈现出蓬勃发展 态势，但城乡收入差距却加速扩大。有资料表明，与 1978 年 2.57 的城乡居民收入比相比， 2007 年的城乡收入比已扩大至 3.31，高出近 30%，城乡居民年收入的绝对差距近万元，成 为改革开放以来差距最大的一年。针对这种令人担忧情况的发生，许多学者分别从不同的方 面进行了深入的研究。比如，Wei 和 Wu(2001)认为，对外开放是影响城乡收入差距的重要 因素。李实（1999）和 Lu(2002)等的研究发现，劳动力市场扭曲，农村劳动力的流动受限 是制约农民增收，造成城乡收入差距的主要原因。Yang(1999)、Chen(2002)、陆铭和陈钊（2004） 等强调了城市化以及带有城市倾向的政策对城乡收入差距的影响。郭剑雄（2005）认为，农 村地区的高生育率和低人力资本积累率是导致城乡差距的重要原因。章奇等（2006）的研究 显示，我国金融发展的城市倾向，是导致城乡收入差距拉大的主要原因。Sicular 等 (2007) 的研究证实，地理位置、教育对于我国城乡收入差距的影响最大。 上述学者的多方面研究，为深入探究城乡收入差距扩大的深层原因提供了许多有益的探 索。但需要注意的是，城乡收入差距的扩大在很大程度上还与政府的投资密切相关，大量事 实表明，不同的投资强度，特别是不同的投资结构，已从深层次上为城乡收入问题的爆发埋 下了伏笔。因此，我国政府在全面取消了实行多年的农业税后，更是普遍加大了对农村地区 的投资扶持力度，并努力改善投资结构，增加农业基础设施投入以及农产品补贴。 但是，政府的扶农投资政策能否到达预期效果呢？换句话说，政府的财政投入是否能被 有效利用，农民是否能实现收入增加，并遏制住正日益扩大的城乡差距呢？有关人员对此展 开了研究。陶然和刘明星（2007）认为，地方政府的财政支出并非有利于城乡差距的缩小， 但由于地方政府比上级政府更了解当地实际情况，因此自身拥有更大财政支出自主权的地方 政府会出台更有效的农村开支偏向政策，从而减轻城乡差距。他们利用 1994 到 2003 年间全 国 270 个地级市的面板数据的估计结果验证了他们的看法——地方政府财政支出对城乡收 入差距的不利作用会随着地方财政自主权的增强而减轻，政府的财政投入对农村发展的正面 作用正得到逐步加强。 陶然和刘明星的研究将财政支出对城乡差距的影响和政府间的财政关系联系在一起，为 我们探究财政支出与城乡差距的关系提供了一个全新的视角。但他们的研究存在两个问题。 第一，他们仅考察了地方人均财政支出，以及农业支出，没有研究财政支出中其他各分 项，比如基本建设支出和科教文卫支出对城乡差距的作用。理由是，各种支出对城乡收入差 距的作用是有所不同的。对农业的支出有利于改善农业生产条件，提高农村居民收入水平， 从而有助于城乡差距的缩小。而基本建设投资通常被认为是偏向城镇的，因而不利于城乡收 入差距缩小。与城镇居民相比，农村居民的健康和教育状况普遍处于较低水平，其投入回报 率相对较高，因此，对科教文卫的投入，由于能提高个人，特别是农村居民的健康状况和劳 动技能，从而也有助于提高农村的收入水平、缩小城乡收入差距。 第二，地方政府财政自主权的增强并不必然导致地方政府选择偏向三农的财政支出结 构。事实上，政府间的财政关系对地方政府的财政支出结构有重要影响，有学者的研究对陶 然和刘明星的结论提出间接的质疑。傅勇和张晏（2007）的研究发现，在中国式的财政分权 制度背景下，由于不同类型的财政支出对经济增长的作用不同，因此许多地方政府为增长而 展开的竞争必然使政府重基本建设投资，轻教育投入。李婉（2007）同样发现，由于财政分 权，地方政府普遍偏好于经济建设，科教文卫的支出会随着地方财政自主权的增强而减弱。 乔宝云、范剑勇和冯兴元（2005）的研究也表明，财政分权并没有使财政支出增加义务 教育的有效供给，其原因是各地激烈的财政竞争挤占了义务教育等外部性较强的准公共产品 3 性质的财政支出。 我们的初步推断是，如果在财政分权下地方政府的财政自主权增强了，那么在现有的 GDP 为先的政绩考核下，地方政府财政支出结构的选择必然是，重经济建设投资，特别是 基本建设投资，轻科教文卫和农业投资。如果这个推断成立的话，那么就可以断定，即使地 方政府的财政支出得以增加，由于财政分权使得地方政府的支出结构偏向于增长目标而非城 乡收入的公平目标，城乡收入差距也将被拉大而非缩小。以下我们建立了一个有关城乡收入 差距的动态面板数据模型，来对此推断加以检验，同时，我们也尝试对政府财政支出结构的 优化进行讨论。论文其余部分的安排是：第二部分是检验模型、变量定义和数据的一个说明， 接下来是财政支出对城乡收入差距作用的实证分析，第四部分是改善城乡收入差距的财政支 出结构优化分析，最后是结论部分。 二、模型、变量与数据 我们以城乡收入差距(DIS)为因变量，以政府的财政支出(EXP)，表示经济发展水平的人 均 GDP（PGDP）和其他控制变量（X）为自变量，建立了一个面板数据模型。与陶然和刘 明星（2007）的做法一样，我们在模型中加入了政府支出和财政分权指标的交互项，以观察 财政支出对收入差距的作用是否受地方财政自主权的影响。与之不同的是，我们在模型中还 包含了收入差距的一阶滞后项，这是因为最近的一项研究（Beck 等, 2007)表明，收入差距 具有动态效应，当年的收入差距受上一年收入差距的影响。模型设定具体如下： 2i,t i,t 1 1 i,t i,t 3 i,t i,t i,t i t i,t DIS DIS PGDP EXP EXP *DEN X v v e         (1) 上式中，i 表示地区，t 表示时间，vi表示不可观测的地区固定效应，vt为时间固定效应，eit 为模型的误差项。和是待估计的参数。其中， 2  和 3  是我么所关注的关键参数。 2  表 示政府支出对于收入差距的直接作用， 3  用来衡量政府财政支出对收入差距的作用是否受 财政分权的影响。 对于城乡收入差距(DIS)，我们使用了城镇家庭人均可支配收入与农村家庭人均纯收入的 比值来衡量。尽管由于城镇家庭的可支配收入与农村家庭纯收入两个指标的定义和含盖的范 围有所不同。比如，前者没有包含政府为城镇居民所提供的医疗保险等隐性补贴，而后者不 包含农村家庭自建住宅的收入效应。这些问题的存在使得城乡收入比可能不能准确地衡量城 乡收入差距。但我们认为，由于本文主要是通过模型估计城乡收入差距的变动如何受财政支 出变动的影响，而不在于对城乡收入差距的绝对水平进行测度与比较，采用城乡收入比来表 示城乡差距对本文结果的影响并不大。使用城乡收入比的另一个好处是，该指标已在城乡收 入差距的经验研究中得到了广泛应用（陆铭和陈钊，2004; Wan 等, 2006; 陶然和刘明星， 2007，陈安平，2008），使用该指标可以方便研究结果之间的比较。 我们使用了四个指标来衡量财政支出变量（EX）。第一个是人均财政支出(EXP)，由各 地本级财政支出除以当地的人口得到，并使用消费者价格指数(CPI) 对其做了平减。其他三 个指标依次是地方政府支出中农业支出所占的比重（AGR），基本建设支出所占的比重 （INV），科教文卫支出所占的比重（EDU）。①我们使用第一个指标来衡量政府的一般性支 出对于城乡差距的影响，使用后三个指标来分析财政支出的不同结构对于城乡差距的作用。 我们认为，由于政府的不同支出对于城镇和农村家庭的收入有不同的作用，其对城乡收入差 距的影响也不同。政府用于农业、科教文卫特别是农村科教文卫事业的支出，会有助于提高 农业生产效率，帮助农民增加收入，从而有利于城乡差距的缩小。而政府的基本建设投入， ① 农业支出包含地方财政支出中的农业支出、林业支出和农林水利气象等部门的事业费支出。科教文卫支 出包含文体广播事业费、教育事业费、科学事业费、卫生经费等支出。 4 大多数投放在了城镇地区，从而可能会拉大城乡差距。当然，对于每一个指标，我们都采用 了其与财政自主权指标的交互项，来检验财政支出及其结构与城乡收入差距的关系是否受地 方政府财政自主权的影响。 财政分权（ DEN）是我们所关注的另一个关键变量。由于财政分权是一个复杂的过程， 采用何种指标来衡量存在一定的争议（张晏和龚六堂，2005，Martinez-Vazquez 和 NcNab, 2003, Qiao 等, 2008）。文献中有两种常用的方法。一种是从地方政府的收入出发，比如用地 方政府保留收入的边际增量来表示财政分权(Jin 等 , 2005)，其侧重点在于衡量地方政府对 于财政分权的反应。另一种方法是从地方政府的支出出发，比如利用地方政府支出占总支出 的比重来衡量财政分权（Zhang 和 Zou, 1998）。由于第二种方法较好地体现了中央和地方 政府在财政资源上的分配情况，被认为是一种较好的指标，并在文献中得到了广泛应用（傅 勇和张晏, 2007; 李婉, 2007; 陶然和刘明星, 2007; Qiao 等, 2008）。①由于本文主要考察政府 支出及其支出结构对城乡收入差距的作用及其受财政分权的影响，侧重于财政资源的支出 上，因此我们也采用了第二种方法，其定义具体如下： 1 it it it t it t EX POP DC EX EX POP POP   其中，EXit为 i 省 t 年的本级政府预算内支出，POPit为对应的人口，EXt为 t 年中央财政预 算内支出，POPt为 t 年的全国人口。我们在上式中之所以使用人均财政支出来计算财政分权 指标，是为了控制人口对财政资源在中央和地方之间分配的影响。考虑到预算外资金支出对 于地方政府和中央政府的财政支出有一定的影响，我们也采用了包含预算外支出的支出比重 来衡量地方政府的财政自主程度： 2 it it it it it t t it t EX EO POP DC EX EO EX EO POP POP      其中，EO 表示本级政府的预算外支出。尽管我们认为从财政支出的角度来衡量财政自主是 较好的选择，我们也采用了一个从财政收入角度来衡量财政分权的指标： 3 it it it t it t ER POP DC ER ER POP POP   其中 ERit为 i 省 t 年的本级政府财政收入，ERt 为 t 年中央政府的财政收入，在下文的研究中， 我们主要采用第一个指标(DC1)，同时我们也采用了第二和第三个财政自主指标(DC2 和 DC3) 来检验实证结果的稳健性。 对于经济发展水平，我们采用了文献中常用的做法，以人均实际 GDP 的对数来表示。 此外，我们在模型中还包含了其他两个控制变量，一个是教育水平 (MID)，我们以受中学 教育的人口占总人口的比重来衡量。另一个是非国有化水平(private) ，其定义是非国有企业 ① 当然，该方法也存在一些不足。比如，由于中央政府对于地方政府的许多支出发挥着指导作用，地方政 府的支出并非完全由地方政府所决定，因此该指标可能对地方政府的财政自主程度有一定的歪曲(Qiao 等, 2008)。 5 职工占职工总数的比重。之所以加入这两个控制变量，是因为许多研究（陆铭和陈钊，2004； 郭剑雄，2005；Sicula 等, 2007; 陈安平，2008）表明，教育和非国有化是影响城乡差距的重 要因素。① 由于从 1994 年开始，我国实行了分税制，中央和地方的财政关系发生了明显变化，地 方政府的财政支出在总的政府支出中所占的比重由 1978 年的 52.6%，上升到 1996 年的 72.9%，此后仅有小幅下降，到 2004 年底，仍为 72.3%。②因此本文没有使用 1994 年前的数 据，采用了 1994 到 2004 年间的年度数据。由于重庆、海南和西藏的部分数据缺失，以下实 证分析中没有包含这三个地区，仅以其余 28 个省份为截面单位。有关政府财政支出和收入 的数据来自《中国统计年鉴》和《中国财政年鉴》各期，教育人口的相关数据来自《中国人 口统计年鉴》和《中国劳动统计年鉴》各期，对于个别年份的缺失值，和彭国华（2005）的 做法相同，采用移动平均法做了补充。其余数据均来自《新中国五十五年统计资料汇编》。 各个变量的主要统计特征见表 1。显然，城乡收入比(DIS)的变动范围比较大，最小值为 1.60， 最大值为 4.8，后者是前者的 3 倍。 表 1 各个变量的统计特征 变量 样本数 平均值 最小值 最大值 差 DIS 308 2.715 1.599 4.759 0.662 DC1 308 0.706 0.517 0.932 0.094 DC2 308 0.758 0.586 0.942 0.081 DC3 308 0.460 0.255 0.870 0.150 EXP 308 6.095 4.605 8.457 0.714 AGR 308 0.076 0.021 0.155 0.025 EDU 308 0.249 0.155 0.364 0.037 INV 308 0.100 0.031 0.295 0.048 MID 308 53.15 15.60 73.23 11.39 Private 308 0.286 0.103 0.606 0.104 PGDP 308 8.290 6.994 10.22 0.616 三、财政支出对城乡收入差距作用的实证分析 我们首先使用固定效应模型来估计式（1），结果见表 2 的前三列。显然，不管采用何种 分权指标，收入差距 (DIS)的滞后都显著，说明收入差距具有动态效应，这和 Beck 等 (2007) 的发现相同，也表明我们在式（1）中加入收入差距滞后项 DIS(-1)的重要性。表示经济发展 水平的变量（PGDP）在三个方程中都不显著，这似乎说明经济发展对收入差距的作用并不 明显。人均财政支出（EXP）的符号在三个方程中都为正，且当使用第一个和第三个分权指 标（DC1、DC3）时，其系数显著，说明我国的财政支出从总体上看并不利于收入差距的缩 小。从财政支出与分权指标的交互项来看，其符号正好与财政支出相反。不论是采用哪种分 权指标，交互项的符号都为负，且在方程（1）和（3）中显著，从中似乎可以得出这样的结 论：财政支出对收入差距的作用受地方政府财政自主权的影响。 表 2 人均财政支出对城乡收入差距的作用 ① 我们也尝试在模型中加入其他控制变量，比如对外开放度、城市化和价格指数等，发现这些变量并不显 著，并且财政支出及其与财政分权的交互项的系数的估计值没有明显变化，因此我们没有在模型中包含这 些控制变量。 ② 数据见《中国统计年鉴 2005》第 286 页。 6 Dependent Variable: DIS (1) (2) (3) (4) (5) (6) DIS(-1) 0.680*** 0.653*** 0.651*** 0.875*** 0.868*** 0.911*** (0.045) (0.041) (0.041) (0.028) (0.031) (0.038) PGDP -0.239 -0.234 0.087 -0.074* -0.054 -0.048 (0.339) (0.377) (0.431) (0.044) (0.049) (0.056) EXP 0.853** 0.324 0.386*** 0.663*** 0.371*** 0.109* (0.370) (0.234) (0.122) (0.221) (0.112) (0.055) EXP*DC1 -0.361* -0.312** (0.189) (0.120) EXP*DC2 -0.085 -0.185** (0.120) (0.073) EXP*DC3 -0.166*** -0.022 (0.057) (0.035) Private -0.662*** -0.770*** -0.428** -0.290* -0.188 -0.115 (0.236) (0.272) (0.208) (0.170) (0.156) (0.140) MID -0.002 -0.001 -0.001 -0.004*** -0.004*** -0.002 (0.002) (0.002) (0.002) (0.001) (0.001) (0.002) Constant -0.463 1.599 -1.445 -1.368 -0.316 0.123 Observation 308 308 .308 280 280 280 Hansen 17.86 14.13 12.89 AR(2) 0.398 0.398 0.473 注：（1）-（3）列为固定效应模型的估计结果，（4）-（6）列为系统广义矩估计结果。括号内的数字为参 数估计值的稳健标准差。*、**、***分别表示在 10%、5%和 1%水平显著。Hansen 为工具变量过度识别的 Hansen 检验统计量。AR(2)为模型是否存在二阶序列相关的 Arellano-Bond 检验统计量的 P 值。 然而，由于式（1）中可能存在从因变量到自变量的反向因果关系（reverse causation）。 比如，城乡收入差距会对政府的支出政策产生压力，迫使政府把更多的财政投入用于改善城 乡差距。也就是说，式（1）的自变量并非严格外生(strictly exogenous)，从而违背了固定效 应模型自变量严格外生的前提条件。此外，式（1）中包含了因变量的一阶滞后，实际上是 所谓的动态面板数据模型。由于因变量的滞后值和模型的随机误差项相关，这也使得模型中 存在内生性问题。所有这些，都会使式（１）的固定效应模型估计量产生偏误。 为了解决以上问题，通常的做法是使用一阶差分广义矩(first difference-GMM)估计方法 （Arrellano 和 Bond, 1991）。首先对式（1）取差分，把不可观测的地区固定效应 vi从模型中 剔除，为了便于表述，我们把式（1）写为： i,t i,t i t i,t DIS v v e      t=1,2,…,T (2） 其中 Zi,t 为包含式（1）中所有自变量的向量，为对应的参数向量。对式（2）取差分，得 到： i,t i,t t i,t DIS v e        t=2,3,…,T （3） 其中表示差分。对于式（2），可以用自变量的适当滞后为工具变量来加以估计。 然而，当样本的时间纬度 T 比较短，以及式（1）滞后项 DISi,t-1的系数接近于 1 时， 一阶差分 GMM 估计方法存在所谓的弱工具变量（weak instruments）问题。①为了克服此问 题，Blundell 和 Bond (1998)提出了系统广义矩(system-GMM)估计方法，即在使用式（3）运 ① 详细的讨论见 Woolldrige (2002)第 11 章。 7 用一阶差分 GMM 估计的基础上，再利用水平方程式（2）得到一些辅助的矩条件，以提高 GMM 估计量的效率。①考虑到系统广义矩估计量的一致性(consistency)取决于工具变量的有 效性，我们利用了 Hansen 检验和二阶序列相关性 AR(2) 检验来加以判断。其中，Hansen 检验是工具变量的过度识别检验，其检验统计量服从自由度为工具变量的个数与待估计参数 的个数之差的卡方分布。AR(2)检验则为我们提供了对工具变量有效性的进一步检验。结果 见表 2 的（4）到（6）列。 与（1）-（3）列的固定效应模型结果相比，采用系统广义矩方法后（见表 2 中的（4） -（6）列），尽管各变量系数的符号没有发生变化，但系数的大小和显著性有所不同。当使 用第一个分权指标时，经济发展水平 PGDP 在 10%水平上显著；当使用第二个分权指标(DC2) 时，财政支出系数变的高度显著；而当使用第三个分权指标（DC3）时，财政支出系数的系 统广义矩估计值（绝对值）不但变小，其显著性也明显下降。同样，从财政支出与分权指标 的交互项以及教育、非国有化两个控制变量来看，其系数的大小（绝对值）和显著性也有明 显变化。所有这些都说明式（1）中存在的内生性问题对模型的估计结果有较大影响。而且， Hansen 检验和 AR(2)检验统计量都不显著，表明以上模型中不存在序列相关和工具变量的 过度识别问题，系统广义矩方法的估计量是有效的。因此，以下我们将主要使用该方法来对 模型进行估计。 从表 2 中（4）-（6）列的估计结果可以看出，不管是采用哪种分权指标，财政支出的 系数都为正，而财政支出与分权指标的交互项的符号都为负，且当使用第一和第二个分权指 标时在 5%水平显著。因此可以得出一个结论，即政府财政支出的增加并不利于城乡收入差 距的缩小，但随着财政分权，财政支出对收入差距的不利作用在减弱。考虑到第一种分权指 标，即地方财政支出占总支出的比重在文献中使用的比较广泛，并且，从三个分权指标交互 项系数的大小来看， EXP*DC1 的系数（绝对值）最大，这说明采用第一个分权指标时，财 政支出和城乡差距的关系受财政分权程度的影响最为明显。因此，在以下的估计中我们仅使 用第一个分权指标。 以上我们采用的是人均支出来考察财政投入对城乡差距的作用及其受财政分权的影响。 但我们知道，政府的财政支出包含很多分项，不同的支出结构对城乡收入的作用不同，并且， 政府的支出结构与中央和地方的财政关系紧密相关，因此，不同的政府支出对城乡收入差距 的作用可能并不相同，甚至相反。为此，以下把地方财政支出分为农业支出、科教文卫支出 和基本建设支出，以这三个指标占地方财政支出的比重（AGR、EDU、INV）为变量，进一 步考察财政支出对城乡收入差距的影响，结果见表 3。 表 3 农业、科教文卫、基本建设支出对城乡差距的作用 Dependent Variable: DIS (1) (2) (3) DIS(-1) 0. 855*** 0.877*** 0.828*** (0.041) (0.036) (0.053) PGDP -0.040 -0.095* -0.100* (0.051) (0.056) (0.055) AGR -2.647 (2.317) AGR*DC1 3.722 (2.646) EDU -0.954* ① 对于差分方程式（3），我们利用了自变量的所有二阶及二阶以上滞后为工具变量。但对于水平方程式（2）， 仅利用自变量差分的一阶滞后为工具变量，因为对于水平方程，一阶滞后作为工具变量已足够 (Guariglia 和 Poncet, 2007)。为了节省篇幅，表 2 中没有时间固定效应(vt)的估计值，以下同。 8 (0.544) EDU*DC1 2.014** (0.924) INV 0.605* (0.361) INV*DC1 1.335* (0.667) Private -0.322* -0.207 -0.322** (0.178) (0.167) (0.154) MID -0.004** -0.002* -0.003** (0.002) (0.001) (0.002) Constant 0.960 1.119 1.182 Observation 280 280 280 Hansen 13.19 17.08 13.28 AR(2) 0.458 0.448 0.540 注：括号内的数字为参数估计值的稳健标准差。*、**、***分别表示在 10%、5%和 1%水平显著。Hansen 为工具变量过度识别的 Hansen 检验统计量。AR(2)为模型是否存在二阶序列相关的 Arellano-Bond 检验统计 量的 P 值。 由表 3 结果可以看出，收入差距的滞后项和符号在三个方程中都为正且显著，经济发展 水平（PGDP）的符号为负但其显著性不高，这和表 2 使用人均财政支出得出的结果基本相 同。从三个财政支出分项来看，结果很有趣。农业支出(AGR)的系数为负，农业支出与财政 分权交互项（AGR*DC1）的系数为正，尽管两个系数的显著性不高。①这说明我国地方政府 用于农业的支出有利于城乡差距的缩小，但地方财政自主并不利于该作用的发挥。科教文卫 支出（EDU）的符号也为负，其与财政分权的交互项符号为正，并且两个系数都显著，同 样说明，科教文卫支出有利于城乡差距的缩小，但随着财政自主权的增强，科教文卫对城乡 差距的削减作用在减弱。对此一个可能的解释是，在以 GDP 为地方政府主要考核指标的背 景下，地方财政自主权的增大将使地方政府倾向于挤占农业和科教文卫支出，而把投入转向 其他方面，比如基本建设，因为后者更有利于增长，至少在短期是这样的。对于基本建设支 出(INV)，不论是其支出水平，还是与财政分权的交互项的符号都为正并且显著.。其含义是， 地方政府的基本建设支出不但不利于城乡收入差距的缩小，相反，基本建设投资起着拉大城 乡收入差距的作用。这容易理解，因为我国的基本建设支出主要投入在城镇地区，对农村的 投入相对较少，所以基本建设支出在一定程度上拉大了城乡差距。并且，随着地方财政自主 权的扩大，地方政府更倾向于基本建设支出，因为后者更有利于本地 GDP 的增长，从而对 城乡差距的不利作用更大。对于非国有化(private)和教育程度(MID) 两个控制变量，和表 2 结果一样，在所有方程中符号都为负，且在多数情况下显著，说明推进非国有化，提高居民 的教育水平，有利于城乡收入差距的缩小，这和陈安平（2008）得出的结论一致。 总之，以上实证结果表明，从总体上看，地方财政支出并不会缩小城乡收入差距，相反， 会拉大城乡收入差距，尽管财政分权程度的增加会使财政支出对城乡差距的不利作用减弱， 对于不同的财政支出，其对收入差距的作用明显不同。其中，农业和科教文卫支出有利于城 乡差距的缩小，但地方自主权的增大会使其有利作用减弱；基本建设支出会拉大城乡差距， 并且财政分权使基本建设支出对城乡差距的不利作用增强。 四、改善城乡收入差距的财政支出结构优化分析 ① 当我们在模型中不包含非国有化和教育两个控制变量时，农业支出以及农业支出与财政分权的交互项变 的高度显著。 9 从对城乡收入差距的作用大小来看，农业支出的效果最为明显，在控制了其他变量的影 响之后，农业支出在财政支出中的比重增加 1%，会使城乡收入比降低 0. 026，而科教文卫 支出比例上升 1%，仅使城乡收入比缩小 0.009（见表 3 中 AGR 和 EDU 系数的估计结果）， 前者是后者的 3 倍。一个可能的解释是农业支出，比如农业基础设施、农产品价格补贴等对 农民增加收入的作用更明显。另一个可能的原因是科教文卫对经济发展及个人收入的作用需 要一定的时间，比如，教育虽然可以提高个人的人力资本水平，有助于个人收入水平的提高， 但从教育投入到个人收入的提高需要一个较长时期的转化过程。与农业和科教文卫支出不同 的是，基本建设支出的比重每增加 1%，不但不会改善城乡差距，反而会使城乡收入比增加 0.006。 以上的比较尽管比较直观，但可能忽视了这样一个事实，即地方财政支出对城乡收入差 距的影响在一定程度上受中央和地方财政关系的左右。随着地方财政自主权的增强，在 GDP 增长为政绩考核主要标准的背景下，地方政府有动力把财政支出投放在能尽快促进本地经济 增长的项目，比如城镇地区的基本建设，而轻视，甚至挤占农业、科教文卫等有助于农民增 收的项目的投入。所以我们会看到，尽管政府的财政支出总量增加了，但城乡收入差距却在 不断拉大。为了进一步探究财政支出对于城乡差距的影响，我们分别计算了人均财政支出、 农业支出、科教文卫支出、基本建设支出对于城乡差距的净影响，即综合考虑了中央和地方 财政关系后财政支出对于城乡收入差距的作用： 2 3 * % DIS DC EXP       (4) 其中， 2  和 3  为式（1）参数的估计值。DC 表示财政分权程度，我们以地方财政支出占总 支出的比重(DC1)为变量，并分别采用了该变量的平均值（M）、低于平均值一个标准差的值 (L)、高于平均值一个标准差的值（H）三个指标，来计算财政支出对城乡差距的作用在不同 的分权程度下是否有所不同，①结果见图 1-4。 从图 1-4 中可以看出，随着地方财政自主权的增强，以人均财政支出衡量的地方政府支 出对城乡收入差距的不利作用有所减弱。当财政自主权处于相对较低水平(L)时，人均财政 支出增加 10%，城乡收入比扩大 0.047、而当财政自主权处于相对较高水平(H)时，人均财政 支出增加 10%，城乡收入比仅扩大 0. 041。对于科教文卫支出以及基本建设支出而言，随着 地方财政自主权的增大，其对城乡收入差距的不利作用在增强。其中，基本建设支出对城乡 差距的不利影响最强，其次是科教文卫支出。比如，当地方财政自主权处于平均水平(M)时， 基本建设支出占总支出的比重每上升 1%，城乡收入比增加 0.015。科教文卫支出的比重上 升 1%，城乡收入比增加 0.005。对于农业支出，情况有所不同，当地方财政自主权处于平 均水平(M)时，农业支出的比重上升 1%，城乡收入比下降 0.002。实际上，只有当财政分权 指标大于分权指标的平均值 0.71 时，农业支出才会对城乡差距产生不利作用。② ① β 2 和β 3 的取值来自表 2 第 4 列和表 3，分权指标的取值来自表 1，其均值为 0.706，L 值和 M 值分别为 0.612 和 0.8。 ② 计算方法是，求解β 2+β 3*DC1=0，对于农业支出，β 2=-2.825，β 3=-3.834。人均财政支出净影响的斜率 为负，而三个分项支出的斜率都为正并不矛盾。因为对于前者，我们使用的是人均指标，而对于后者，我 们使用的是三项支出所占的比重，我们没有考虑除农业、科教文卫和基本建设之外的其他支出。 10 .41 .42 .43 .44 .45 .46 .47 .48 .60 .64 .68 .72 .76 .80 .84 DC1 D IS -.4 -.3 -.2 -.1 .0 .1 .2 .3 .4 .60 .64 .68 .72 .76 .80 .84 DC1 D IS 图 1 财政支出(EXP)对收入差距的净影响 图 2 农业支出(AGR)对收入差距的净影响 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .60 .64 .68 .72 .76 .80 .84 DC1 D IS 1.40 1.45 1.50 1.55 1.60 1.65 1.70 .60 .64 .68 .72 .76 .80 .84 DC1 D IS 图 3 科教文卫支出(EDU)对收入差距的净影响 图 4 基本建设支出(INV)对收入差距的净影响 总之，以上的比较显示，并非是地方财政支出越大，地方财政自主权越强越有助于城乡 收入差距的缩小。地方财政的支出结构对于城乡收入差距有显著影响。只有当随着财政自主 权的增强，地方政府有动力来增加农业和科教文卫等惠农支出，财政支出才会有利于抑制乃 至缩小城乡收入差距。而这要求改变现有的地方官员的政绩考核方式，单纯追求 GDP 的高 增长必然会使地方财政的支出结构朝着不利于农民增收的方向发展， 表 4 财政支出组合的净影响 INV EDU AGR INV 0.01 0.017 EDU -0.01 0.007 AGR -0.017 -0.007 注：表中数字表示行变量增加%，而列变量相应减少 1%时，财政支出的净影响。 以上分析的仅是单项财政支出的作用，没有考虑财政支出组合的效应。实际上，由于不 同的支出可能存在此消彼涨的替代关系，比如，基本建设投入的增加可能是挤占了农业或科 教文卫支出的结果，以下我们分别计算了当财政自主权处于平均水平（M）时，其中某一项 支出增加 1%，其他分项减少 1%的情况下，各种财政支出结构组合对城乡收入差距的净影 响，结果见表 6。 从表 6 中可以看出，当农业支出增加 1%，而基本建设支出减少 1%的情况下，城乡收 入比减小了 0.017。与其他组合相比，在该种支出组合下，城乡收入比下降的最多；其次是 第二种组合，即农村科学教育支出增加 1%，而基本建设支出减少 1%，在该情况下，城乡 11 收入比下降 0.01。对于基本建设支出的增加，不管是以减少农业还是科教文卫支出为代价， 都会使城乡收入差距拉大。总之，财政支出组合效应的比较同样说明，单纯增加地方政府的 财政投入并不能有效的解决日益拉大的城乡收入差距问题，只有着力于地方财政支出结构的 优化，不断增加农业和科教文卫等支出规模及其在地方政府财政支出中的比重，同时削减基 本建设支出的投入，才能有利于改善城乡收入差距。 五、结论 增加地方政府的财政支出通常被认为是缩小城乡收入差距的重要政策工具。本文的研 究通过建立一个收入差距的动态面板数据模型，并利用系统广义矩(system-GMM)的计量方 法，实证考察了政府财政支出对提高农村地区人均收入以及改善城乡收入差距的效果。结果 发现地方政府的财政支出增加并不必然有利于城乡收入差距的缩小。本文进一步的研究还发 现，政府财政支出结构的差异是导致这一问题的重要原因，其中，基本建设支出的增加不仅 未能缩小城乡差距，反而成为扩大城乡差距的原因之一，而农业支出以及科教文卫支出的增 加才是缩小城乡收入差距有力的政策工具，农业支出的增加对于改善城乡收入差距较之科教 文卫支出的增加来得更为迅速和有效。 需要指出的是，作为本文研究结果的一个重要的政策含义提醒我们，一味增加政府的 财政投入，比如不断扩张基本建设支出的规模，并不能如我们初衷所愿那样解决日益扩大的 城乡收入差距问题。在进行社会主义新农村建设中，财政支出的结构以及方向直接关系到新 农村建设的实际效果。在扩大农村地区的财政投入方面，有关政策制定者必须清醒的意识到， 投入和效果并不总是一致，解决结构性问题可能往往才是决定工作成效的关键。当一定时期 面对“蛋糕”不能迅速做大的时候，政府的政策组合应该倾向于增加农业支出和农村科学教 育支出及其比重。当然，我们的讨论存在一个隐含的限制性条件，即忽略了在长期里，基本 建设支出及其所形成的城市生产条件的改善，从而也会辐射性地构成对农民生产条件的潜在 改进，进而增加农民收入。这是我们下一步需要着力研究的一个重要方向。 12 参考文献： Arellano, M., Bond, S. R., 1991, “Some Tests of Specification for Panel Data: Monte Carlo Evidence and An Application to Employment Equations”, Review of Economic Studies,58, 277–297. Beck, T., A, Demirglic-Kunt, R., Levine, 2007, “Finance, Inequality and the Poor”, Journal of Economic Growth, 12, 27-49. Blundell, R., Bond, S., 1998, “Initial Conditions and Moment Restrictions in Dynamic Panel Data Models”, Journal of Econometrics, 87, 115–143. Chen , Aimin, 2002, “Urbanization and Disparities in China: Challenges of Growth and Development”, China Economic Review , 13, 407-411. Guariglia, A., S., Poncet, 2007, “Could Financial Distortions Be No Impediment to Economic Growth afger All? Evidence from China,” Journal of Comparative Economics, doi;10.1016/jce.2007.12.003. Jin, H., Y. QIan, B. Weignast, 2005, “Regional decentralization and Fiscal Incentives: Federalism, Chinese Style,” Journal of Public Economics, 89, 1719-1742. Lu , Ding , 2002 ,“Rural-Urban Income Disparity : Impact of Growth , Allocative Efficiency and Local Growth Welfare”, China Economic Review, 13, 419 -429. Martinez-Vazquez, Jorge and R.M. NcNab, 2003, “Fiscal Decentralization and Economic Growth”, World Development, 31, 1597-1616. Qiao B., J Martinez-Vazquez, Y Xu, 2008, “The tradeoff between growth and equity in decentralization policy: China's experience”, Journal of Development Economics, 86(1), 112-128. Roodman, D., 2006, “How to do xtabond2: an introduction to „difference‟ and „system‟ GMM in Stata”, CGD Working Paper 103. Sicular, Terry, Yue Ximing,Bjorn Gustafsson and Li Shi, 2007, “The Urban-Rural Income Gap and Inequality in China”, Review of Income and Wealth, 53 (1) , 93–126. Yang , Dennis Tao, 1999, “Urban Biased Policies and Rising Income Inequality in China”, American Economic Review, 89(2), 306 -310. Wan, G., Ming Lu, Zhao Chen, 2006, “The Inequality–Growth Nexus In the Short and Long Run: Empirical Evidence from China”, Journal of Comparative Economics, 34, 654–667. Wei ShangJin, Yi Wu , 2001 ,“Globalization and Inequality : Evidence from within China”, NBER Working Paper 8611. Wooldridge, J. M..2002, Econometric Analysis of Gross Section and Panel Data, Cambridge, Massachusetts: MIT Press. Zhang, T., H., Zou, 1998, “Fiscal Decentralization, Public Spending and Economic Growth in China,” Journal of Public Economics, 67, 221-240. 陈安平，2008，经济持续增长与收入差距缩小：鱼与熊掌如何兼得？经济发展论坛讨论稿，FC20080158。 傅勇、张晏，2007，中国式分权与财政支出结构偏向：为增长而竞争的代价，《管理世界》，第3期。 郭剑雄，2005，人力资本、生育率与城乡收入差距的收敛，《中国社会科学》第3期。 李实，1999，中国农村