论文部分内容阅读
摘要：财政分权是否有利于改善收入分配一直以来是国内外公共经济学文献关注的焦点。本文从理论上厘清财政分权对收入分配的影响机制，从而真正理解中国地方政府再分配政策失灵的根源，以公共支出结构作为门槛变量，通过建立面板门槛模型实证考察了1995—2012年中国式财政分权对收入差距的影响效应。研究结果发现：第一，从总体上，中国式财政分权与基尼系数呈正相关，即分权程度每增加1个单位会导致基尼系数增加124个百分点。第二，财政分权对收入差距存在显著的非线性作用，即存在门槛效应，在不同的公共支出结构下影响效应明显不同。第三，公共支出结构的门槛效应并没有保持连续一致的积极影响，而是不稳定地分布在不同地区，并由西部地区逐渐向东部地区转移。
关键词：财政分权；公共支出结构；收入分配；基尼系数
中图分类号：F8122文献标识码：A文章编号：1000176X（2016）04007607
一、引言
虽然改革开放使中国经济增长取得了的令人瞩目的成绩，但收入分配问题一直被人们所诟病。十八大以来，党中央希望着力解决收入分配差距问题，为此提出“两个同步”期望逐步提高居民收入在国民收入分配中的比重。值得注意的是，习近平总书记上任以来一直强调共同富裕道路，提出通过转变经济增长模式不断实现合理收入分配。然而，近年来，中国收入差距的变化态势并没有好转，基尼系数不断扩大，2003—2015年始终超过国际警戒线，引起了许多专家学者的高度重视。很显然，有关收入差距的研究文献可谓汗牛充栋，但基本上沿着两条主线进行：第一，对收入分配的定量分析，即运用数量方法分析和判断目前中国收入差距的现状与趋势，例如李实[1]利用基尼系数等分析工具对中国总体收入差距问题进行定量研究。第二，探究产生收入差距的成因，其中包括体制改革、二元结构、市场化进程、人力资本、行业垄断和腐败等各种因素。
Kuznets[2]依据推测和经验提出了经济发展与收入差距变化关系的倒U形曲线假说，根据这一假说，当经济发展到达一个拐点之后，收入差距就会趋于缩小。但令人遗憾的是，大量实证研究表明，倒U型曲线假说在中国并不成立，经济增长实际上不能内生性地自动解决收入分配问题。在中国特殊的政治经济环境下，能否缩小居民收入差距还应考虑政府在调节收入分配中的实施效率。如果政府作用不当，由援助之手变成攫取之手，就极有可能出现再分配的“逆向调节”，最终导致不仅无法实现公平分配的调节功能，反而异化为进一步加剧收入分配的差距。在实证分析方面，基于减贫效果测算的视角，闫坤等[3]认为收入的初次分配和再分配都抵消了经济增长的减贫效果，但是当前政府再分配的抵消作用要大于初次分配，因而推进全社会基本公共服务均等化，完善公共品供给机制才是减贫的关键所在。很显然，公共支出结构能否优化已经成为目前改善中国居民收入分配的关键因素之一。但中国式财政分权使大多数地方政府官员在财政支出安排上“重经济建设、轻民生改善”，呈现出明显的结构性偏向，这种生产性偏向无疑对居民收入分配产生了极大的消极效应。
值得庆幸的是，近年来，越来越多的学者开始关注公共支出结构对收入分配的影响，例如马万里等[4]开始在中国式分权背景下基于公共支出结构的研究视角重新审视中国收入差距问题，为我们认清收入分配问题拓宽了思路，但现有研究仍存在一些不足，本文希望能在以下三个方面丰富已有文献：第一，在理论上，厘清财政分权、公共支出结构偏向对收入分配的影响机制，从而真正理解中国地方政府再分配失灵的根源。第二，在实证分析上，通过构建省级面板数据，基于公共支出结构视角考察财政分权对居民收入差距的非线性影响。第三，在估计方法上，采用面板门槛模型估计不同公共支出结构情形下财政分权的收入分配效应的显著差异。
二、理论分析与研究假设
众所周知，有关财政分权对经济效率的影响积累了大量的研究文献，例如财政分权如何影响经济增长、经济集聚与贸易开放等不同经济变量，但是鲜有文献关注财政分权对地方政府再分配功能以及辖区内收入分配状况的影响。很显然，这个问题关系到一个国家（特别是发展中国家）是否要调整中央与地方的财政关系，是否要继续推行分权化改革，如果不能得到一个合理的研究结论可能会给该地区带来非合意的收入差距。参考现有的公共经济学文献可知，财政分权对收入分配的影响主要包括直接与间接两种效应。所谓的直接效应主要是指由分权化过程带来的公共经济政策的直接变化所引起的经济主体行为的改变。这种直接效应的产生主要基于财政竞争理论：一方面，辖区间税收竞争使得居民与厂商以及其他生产要素不断发生流动，进而影响其收入状况；另一方面，辖区间支出竞争能够优化公共产品供给结构，从而改善收入分配。但不论是税收竞争还是支出竞争，财政分权对收入分配的影响是不确定的，其主要取决于居民与生产要素是否能够完全流动。而所谓的间接效应是指由财政分权所导致的对社会经济因素的影响从而间接影响收入分配。例如，Sepulveda和Vazquez[5]的研究结论指出，经济增长、经济稳定、地区差距和制度质量等变量会对收入分配产生间接效应，但是由于受到其他因素的约束，其效应是不确定的。综上所述，财政分权对收入分配影响的潜在渠道表现为多样化和复杂化，因此，在理论上几乎不可能预测两者之间的净效应，因而需要通过经验研究进行实证检验。基于上述分析，本文提出第一个研究假设：
假设1：财政分权对收入分配的影响渠道是多样化且复杂的，既有直接效应也有间接效应，从理论分析上无法确定两者之间满足单一的线性关系，因而财政分权与收入分配之间呈非线性关系。
但在经验研究方面，我们同样无法得出财政分权影响收入分配的一致结论，而且两者之间正负关系取决于其他因素。Beramendi[6]发现，当某个辖区对收入再分配可以采取不同措施时，分权程度越高收入分配越不公平。Neyapti[7]基于对54个国家基尼系数的研究指出，收入分权会恶化收入不平等，但当考虑政府治理水平时，收入分权恶化程度会得到缓解。相反，Sepulveda 和Vazquez[5]却认为，财政分权有利于缓解收入不平等，因而与中央政府相比，地方政府实施旨在缩小收入差距的公共服务支出政策可能会更加有效。同样，Tselios等[8]利用1995—2000年102个欧盟国家的面板数据分析发现，财政分权减少了收入不平等，但这种削弱效应随着区域人均收入的提高而不断减小。随后，Lessmann[9]通过考察1980—2009年54个发达与发展中国家的面板数据，得出了与 Tselios等一致的研究结论。 中国式财政分权所引发的地方政府间的财政竞争，与欧美国家的财政联邦主义相比有两个重要差别：第一，地方政府财政竞争的策略工具逐渐由简单的税率竞争转向支出竞争。在西方联邦制的背景下，辖区政府具有一定的调整税率的权力，因而税率调整成为地方政府财政竞争的重要手段；而在中国分税制改革后，地方政府能够直接调整税率的权利和空间很小，因而通过调整支出结构提升制度软环境的策略性财政政策被逐渐采用。第二，在中国式财政分权背景下，财政竞争内生出公共支出的结构性偏向。中国式财政分权的特殊之处在于经济分权与政治集权的结合，即在上级政府GDP导向的绩效考核要求之下，激烈的政治锦标赛迫使地方官员在安排公共支出时更多地偏向于生产性支出。很显然，中国式财政竞争的双重特征将影响着收入分配的过程与结果，具体影响机制如图1所示。
图1中国式财政分权、公共支出结构与收入分配的理论联系为了说明地方政府的公共支出策略，我们把公共支出分为两类：一种是生产性支出，主要直接服务于经济增长；另一种是民生性支出，主要用于改善辖区居民福利。辖区间财政竞争会内生出不同的公共支出结构，即生产性支出与民生性支出的比重发生变化，而两类支出对收入分配产生直接或间接效应，其总效应取决于两种效应的大小。基于上述分析，本文提出第二个研究假设：
假设2：财政分权对收入分配的影响存在公共支出结构的门槛效应，不同的公共支出结构安排会产生不同的收入分配效应，不论是生产性支出过多还是民生性支出过多都不利于改善收入分配。
三、门槛模型设定、变量选取与数据说明
（一）门槛模型设定与估计方法
根据上述分析可知，财政分权的收入分配效应会随着不同的公共支出结构安排而发生变化，即存在各种不同的区制状态。Hansen[10]最早提出利用门槛变量（Threshold Variable） 来决定不同的分界点，进而利用门槛变量的观察值估计出适合的门槛值，这可以有效避免一般研究者所使用的主观判定分界点法所造成的偏误。因此，本文基于面板门槛模型，以单一门槛为例，其基本方程可设定为：
yit=ui+x′itβ1×I（qit≤γ）+x′itβ2×I（qit>γ）+εit（1）
其中，i=1，2，…，N，N表示不同的个体；t=1，2，…，T，T表示时间；qit表示门槛变量，在本文中为公共支出结构；yit和xit分别表示被解释变量和解释变量，在本文中为收入分配与财政分权；I（·）为一个指标函数，相应的条件成立时取值为1，否则取值为0。依据门槛变量qit和门槛值γ的相对大小，本文将样本观察值分成两个区间，区间的差异表现在回归系数β1和β2上。在模型的估计上，主要采用去除组内平均值剔除个体效应的方法，通过矩阵转换，式（1）可转换为：
Y=X（γ）β+ε（2）
对于给定的γ值，本文采用普通最小二乘法（OLS） 得到参数β的一致估计量，即（γ）=X（γ）′X（γ）-1X（γ）′Y，相应的残差向量为（γ）=Y-X（γ）β（γ），残差平方和为S1（γ）=（γ）′（γ）。根据Hansen[10]的建议，本文采用最小二乘法来估计并获得γ的值，即=argminS1（γ）。
（二）变量与数据说明
1被解释变量和解释变量。本文的被解释变量为收入分配，采用基尼系数（gini）来度量。其中，基尼系数计算方法主要参考田卫民[11]的研究结果。本文的被解释变量为财政分权，已有文献度量财政分权的方式有很多种，主要包括下级政府的财政收支份额和财政的边际增量两种方式，例如用人均省级财政支出和人均中央财政支出的比率、人均省级预算支出与中央预算支出的比率以及人均省级预算外支出与中央预算外支出的比率来衡量财政分权水平，也有采用地方预算收入的边际增量来表示财政分权。本文采用各省人均财政支出除以中央人均财政支出来反映财政分权程度。
2门槛变量和控制变量。本文选取公共支出结构作为门槛变量。公共支出结构指公共支出总额中各类支出的组合以及各类支出在总支出中的比重。为了更方便地研究财政竞争与财政支出结构的关系，本文根据Keen 和Marchand[12]的界定，把政府公共支出划分为进入辖区居民效用函数的民生性支出和进入企业生产函数的生产性支出。其中， 民生性支出主要包括用于满足辖区居民福利要求的教育、医疗卫生和社会保障等方面的支出；生产性支出主要包括用于基础实施、交通和运输、企业研发投入和城市维护等有助于改善投资环境方面的支出。因此，公共支出结构变量pes=生产性支出/民生性支出。1997—2012年间中国地方政府公共支出结构的具体情况，如图2所示。
图21997—2012年中国地方政府公共支出结构变化趋势从图2中可以看出，分税制改革以来，地方政府的生产性支出比重不断下降，2004年后民生性支出比重不断增加。总体而言，公共支出结构系数呈缓慢递减趋势，这说明地方政府的生产性支出偏向趋于削弱。除此之外，其他的控制变量主要包括：
人均GDP。本文采用各地区的实际生产总值除以各地区年底总人口数来表示。
城市化率。本文采用各地区的城镇人口占总人口的比重来表示。
开放程度。本文选取各地区实际利用进出口总额与实际生产总值之比来表示。
政府规模，关于政府规模的度量方法有两种： 一是政府财政支出占GDP 的比重；二是政府机构工作人员与总人口或就业人数之比。本文采用第一种方法度量政府规模。
3数据来源与描述性统计。本文采用的样本数据为1995—2012年全国25个省份（考虑到部分地区数据缺失，遂剔除北京、上海、天津、海南、云南和西藏）的面板数据，所有数据均来自《新中国60年统计资料汇编》、《中国财政年鉴》和《中国统计年鉴》。鉴于除人均GDP变量之外，其他变量均为比值，因而为了提高结果的可信度和数据的平稳性，本文对人均GDP变量取对数，各变量统计特征如表1所示。 四、实证结果分析
（一）门槛效应检验
虽然在模型的设定中本文假设存在门限效应，但其是否具有统计上的显著性还需做进一步的检验。Hansen[10]建议采用自体抽样法来模拟似然比检验的渐进分布，并构造如下统计量：
由自体抽样样本分别估计原假设与备择假设对应的似然比统计量，重复以上过程多次，计算模拟值大于真实值的概率，若所得P 值小于设定的临界值5%，则拒绝原假设，从而认为存在门槛效应。第一个和第二个门槛变量的估计值（LR值）与置信区间如图 3和图4 所示。
图3第一个门槛估计值和置信区间 图4第二个门槛估计值和置信区间由图3可知，估计出的第一个门槛值置信区间为[02422，02837]，抽样结果显示，当门槛变量为02465时，LR值最接近零，因而第一个门槛值为02465，在确定第一个门槛值的基础上通过格栅搜索法继续抽样验证第二个门槛值。由图4可知，模型存在第二个门槛，抽样结果显示，第二个门槛值为05645，置信区间为[05334，06515]。为了判断模型究竟存在几个门槛值，需要构造门槛模型的统计量进行识别，门槛效应检验结果如表2所示。
表2门槛效应检验结果
模型F值P值BS次数1%5%10%门槛值单一门槛1570340154450039078132519128339102465双重门槛237222***00000500101654397111293105645三重门槛1222840206650013970582375201995不存在注：***表示在1%水平上显著，BS为门槛自抽样的次数。
通过模型的门槛效应检验结果可知，模型在单一门槛和三重门槛没有通过统计量的显著性检验，但通过了双重门槛的假设性检验，因此，本文将模型进一步修正为双重门槛模型：
giniit=ηi+β1×fdit（pesit≤γ1）+β2×fdit（γ1γ3）+θ′controlit+εit（4）
（二）门槛回归结果分析
基于式（4），本文研究在不同公共支出结构下，财政分权对收入分配的影响差异程度。为了说明该模型估计的准确性，本文采用线性面板固定效应模型和非线性双重门槛模型分别对变量进行估计对比，估计结果如表3所示。
由表3可知，财政分权在两类线性面板固定效应模型估计中结果不一致，说明财政分权与收入分配之间呈非线性关系，基本符合假设1。在线性面板固定效应模型（1）中，本文加入财政分权的平方项，发现财政分权与收入分配呈倒U型关系，即在初期，财政分权会扩大收入差距，即分权程度每增加1个单位会导致基尼系数增加518个百分点，但一旦越过某个拐点，财政分权将减小收入差距。而在线性面板固定效应模型（2）中，本文加入财政分权与公共支出结构的交互项，发现财政分权与收入分配之间的关系取决于公共支出结构，即当公共支出结构样本均值为05420时，财政分权缩小收入差距的边际效应为-00779。通过对比两种模型的估计结果可知，财政分权对收入分配的影响效应出现了显著性差异，这说明财政分权的收入分配效应并不是线性模型下所揭示的简单线性关系，需要运用面板门槛估计进行实证检验，以揭示财政分权影响收入分配的非线性效应。
由表3中的非线性双重门槛模型的估计结果可知，总体而言，中国式财政分权与基尼系数呈正相关关系，即分权程度每增加1个单位会导致基尼系数增加124个百分点，但是财政分权对收入分配存在显著的非线性作用，即存在门槛效应并在不同的公共支出结构下影响效应明显不同，基本符合假设2。具体说来，在公共支出结构水平低于门槛值02465时，财政分权对收入分配的影响系数为00473，即分权程度每增加1个单位，收入差距就会扩大473个百分点，其主要原因在于此时生产性支出比重较低，民生性支出比重偏高，民生性支出影响收入差距的正效应小于生产性支出的负效应，因而在这种情形下财政分权导致收入差距扩大。在公共支出结构水平超过门槛值05645之后，财政分权对收入分配的影响系数为00466，此时生产性支出比重偏高，民生性支出比重较低，生产性支出影响收入差距的负效应大于民生性支出的正效应，使得财政分权最终导致收入差距扩大。当公共支出结构水平处于02465—05645时，财政分权对收入分配的影响系数变为-00123，财政分权有利于缩小收入差距，即分权程度每增加1个单位，收入差距就会缩小123个百分点，其主要原因在于此时不论是生产性支出还是民生性支出都处于合理的区间内，两类支出影响收入差距的正效应都大于负效应。综上，财政分权的收入分配效应取决于公共支出结构水平，只有合理优化公共支出结构，才能使财政分权有利于缩小收入差距。在控制变量方面，线性面板固定效应模型和非线性双重门槛模型所估计的结果几乎没什么差别，且所有估计结果都比较显著稳健。其中，城市化与政府规模与收入差距呈正相关关系，这说明城市化的推进与政府规模的扩大不利于改善收入分配。与Kuznets假说一致，人均GDP与基尼系数呈倒U型关系。在线性模型中，开放度与收入差距呈正相关关系，而在非线性模型中系数为-00132，这说明对外开放对收入差距的影响受其他因素约束，还需进行深入的理论分析与实证检验。
（三）进一步分析：门槛效应的变化趋势与地区差异
根据门槛变量公共支出结构的门槛值，可将样本所涉及的25个地区划分为两类区域：一类是公共支出结构偏向组（pes≤02465，pes> 05645）；另一类是公共支出结构合理组（02465 图51995—2012年两类区域包含的省份数由图5可知，1995—2012年公共支出结构合理组省份个数呈M型特征，这说明其变化波动性大，根据上述分析，在公共支出结构合理区间内财政分权有利于缩小收入差距，因而周期性变化势必导致居民收入分配状况的不稳定以及政府再分配政策的失灵。进一步分析，本文发现公共支出结构合理组省份的分布随时间发生了改变，为了简单说明问题，本文选取了1995年、2004年和2012年三个观察年份来分析其变化情况，结果显示，1995年公共支出结构合理组主要集中在贵州、新疆、陕西、甘肃、宁夏和青海等西部地区，到2004年逐渐由西部地区向山西、安徽、江西、湖南、湖北和河南等中部地区转移，而2012年数据显示江苏、浙江和广东等东部地区成为公共支出结构合理组的成员主体。通过上述分析可知，公共支出结构的门槛效应并没有保持连续一致的积极影响，而是不稳定地分布在不同地区，这将导致收入分配治理政策的执行冲突与绩效不佳[13]。
五、主要结论与政策建议
本文基于已有文献试图从理论上厘清财政分权、公共支出结构对收入分配的影响机制，从而真正理解中国地方政府再分配失灵的根源。基于上文的理论分析与实证检验，得出以下结论：第一，财政分权对收入分配的影响渠道是多样化且复杂的，既有直接效应也有间接效应，从理论分析上无法确定两者之间满足单一的线性关系，因而财政分权与收入分配之间呈非线性关系。第二，由双重门槛模型的估计结果可知，从总体上说，财政分权与基尼系数呈正相关关系，即分权程度每增加1个单位会导致基尼系数增加124个百分点，但财政分权对收入分配存在显著的非线性作用，即存在门槛效应，在不同的公共支出结构下影响效应明显不同，财政分权的收入分配效应取决于公共支出结构水平，只有合理优化的公共支出结构才能使财政分权有利于缩小收入差距。第三，公共支出结构合理组省份的分布随时间发生改变，公共支出结构的门槛效应并没有保持连续一致的积极影响，而是不稳定地分布在不同地区，由西部地区逐渐向中部和东部地区转移。
综上所述，本文提出以下政策建议：第一，进一步推进地方财政体制改革，理顺中央与地方间的收支关系，形成财权与事权更为匹配的分权模式，从而减小中国式财政分权的负面效应，使地方政府更为有效地执行再分配政策。第二，为了更好对地方政府的行为进行约束，激励地方政府提高公共服务以满足居民福利偏好的合意性，应逐步推进户籍制度改革，使辖区居民真正实现“用脚投票”，促进财政竞争的有效实施从而削弱中国式财政竞争对收入分配的消极影响。第三，以民生改善为导向，根据区域的不同特点优化公共支出结构，既要防止民生性支出不足带来的恶果，又要警惕生产性支出不足导致的隐患，同时需要完善晋升考核制度，对地方政府官员引入多指标考核，尽量减少地方官员的激励偏离。第四，对地方政府再分配政策进行相应的约束与规范，通过提高财政透明度与加强公共支出监管，尽可能减少再分配的不公平与非正义现象产生，从而规避收入再分配的逆向调节。
参考文献：
[1]李实对基尼系数估算与分解的进一步说明——对陈宗胜教授评论的再答复[J]经济研究，2002，（5）：84-87
[2]Kuznets，S Economic Growth and Income Inequality[J]The American Economic Review， 1995， 45（1）：1-28
[3]闫坤，刘轶芳，刘新波我国经济增长的减贫效果测算——基于1981年～2005年的数据分析[J]中国社会科学院研究生院学报，2013，（3）：39-46
[4]马万里，李齐云，张晓雯收入分配差距的财政分权因素： 一个分析框架[J] 经济学家，2013，（4）：13-23
[5]Sepulveda，CF，Vazquez，MJThe Consequences of Fiscal Decentralization on Poverty and Income Equality[J]Environment and Planning，2011，29（5）：321-343
[6]Beramendi，PInequality and the Territorial Fragmentation of Solidarity[J]International Organization ，2007，61（4）： 783-820
[7]Neyapti， BRevenue Decentralization and Income Distribution[J]Economics Letters，2006，92（7）：409-416
[8]Tselios， V，Rodríguezpose，A， Pike， AJ， Tomaney， J， Torrisi， G Income Inequality， Decentralisation and Regional Development in Western Europe[R]Hc Economic History and Conditions，2011
[9]Lessmann，CRegional Inequality and Decentralization：An Empirical Analysis[J]Social Science Electronic Publishing， 2012，44（9）：1363-1388
[10]Hansen，B.E.Threshold Effects in Non-Dynamic Panels： Estimation，Testing，and Inference[J] Journal of Econometrics，1999，93（2）： 345-368.
[11]田卫民省域居民收入基尼系数测算及其变动趋势分析[J] 经济科学，2012，（2）：48-59
[12]Keen， M，Marchand，M Fiscal Competition and the Pattern of Public Spending[J]Journal of Public Economics ，1997，66（7）： 33-53
[13]毛伟，李超，居占杰经济增长、收入不平等和政府干预减贫的空间效应与门槛特征[J]农业技术经济，2013，（10）：16-27
（责任编辑：徐雅雯）
关键词：财政分权；公共支出结构；收入分配；基尼系数
中图分类号：F8122文献标识码：A文章编号：1000176X（2016）04007607
一、引言
虽然改革开放使中国经济增长取得了的令人瞩目的成绩，但收入分配问题一直被人们所诟病。十八大以来，党中央希望着力解决收入分配差距问题，为此提出“两个同步”期望逐步提高居民收入在国民收入分配中的比重。值得注意的是，习近平总书记上任以来一直强调共同富裕道路，提出通过转变经济增长模式不断实现合理收入分配。然而，近年来，中国收入差距的变化态势并没有好转，基尼系数不断扩大，2003—2015年始终超过国际警戒线，引起了许多专家学者的高度重视。很显然，有关收入差距的研究文献可谓汗牛充栋，但基本上沿着两条主线进行：第一，对收入分配的定量分析，即运用数量方法分析和判断目前中国收入差距的现状与趋势，例如李实[1]利用基尼系数等分析工具对中国总体收入差距问题进行定量研究。第二，探究产生收入差距的成因，其中包括体制改革、二元结构、市场化进程、人力资本、行业垄断和腐败等各种因素。
Kuznets[2]依据推测和经验提出了经济发展与收入差距变化关系的倒U形曲线假说，根据这一假说，当经济发展到达一个拐点之后，收入差距就会趋于缩小。但令人遗憾的是，大量实证研究表明，倒U型曲线假说在中国并不成立，经济增长实际上不能内生性地自动解决收入分配问题。在中国特殊的政治经济环境下，能否缩小居民收入差距还应考虑政府在调节收入分配中的实施效率。如果政府作用不当，由援助之手变成攫取之手，就极有可能出现再分配的“逆向调节”，最终导致不仅无法实现公平分配的调节功能，反而异化为进一步加剧收入分配的差距。在实证分析方面，基于减贫效果测算的视角，闫坤等[3]认为收入的初次分配和再分配都抵消了经济增长的减贫效果，但是当前政府再分配的抵消作用要大于初次分配，因而推进全社会基本公共服务均等化，完善公共品供给机制才是减贫的关键所在。很显然，公共支出结构能否优化已经成为目前改善中国居民收入分配的关键因素之一。但中国式财政分权使大多数地方政府官员在财政支出安排上“重经济建设、轻民生改善”，呈现出明显的结构性偏向，这种生产性偏向无疑对居民收入分配产生了极大的消极效应。
值得庆幸的是，近年来，越来越多的学者开始关注公共支出结构对收入分配的影响，例如马万里等[4]开始在中国式分权背景下基于公共支出结构的研究视角重新审视中国收入差距问题，为我们认清收入分配问题拓宽了思路，但现有研究仍存在一些不足，本文希望能在以下三个方面丰富已有文献：第一，在理论上，厘清财政分权、公共支出结构偏向对收入分配的影响机制，从而真正理解中国地方政府再分配失灵的根源。第二，在实证分析上，通过构建省级面板数据，基于公共支出结构视角考察财政分权对居民收入差距的非线性影响。第三，在估计方法上，采用面板门槛模型估计不同公共支出结构情形下财政分权的收入分配效应的显著差异。
二、理论分析与研究假设
众所周知，有关财政分权对经济效率的影响积累了大量的研究文献，例如财政分权如何影响经济增长、经济集聚与贸易开放等不同经济变量，但是鲜有文献关注财政分权对地方政府再分配功能以及辖区内收入分配状况的影响。很显然，这个问题关系到一个国家（特别是发展中国家）是否要调整中央与地方的财政关系，是否要继续推行分权化改革，如果不能得到一个合理的研究结论可能会给该地区带来非合意的收入差距。参考现有的公共经济学文献可知，财政分权对收入分配的影响主要包括直接与间接两种效应。所谓的直接效应主要是指由分权化过程带来的公共经济政策的直接变化所引起的经济主体行为的改变。这种直接效应的产生主要基于财政竞争理论：一方面，辖区间税收竞争使得居民与厂商以及其他生产要素不断发生流动，进而影响其收入状况；另一方面，辖区间支出竞争能够优化公共产品供给结构，从而改善收入分配。但不论是税收竞争还是支出竞争，财政分权对收入分配的影响是不确定的，其主要取决于居民与生产要素是否能够完全流动。而所谓的间接效应是指由财政分权所导致的对社会经济因素的影响从而间接影响收入分配。例如，Sepulveda和Vazquez[5]的研究结论指出，经济增长、经济稳定、地区差距和制度质量等变量会对收入分配产生间接效应，但是由于受到其他因素的约束，其效应是不确定的。综上所述，财政分权对收入分配影响的潜在渠道表现为多样化和复杂化，因此，在理论上几乎不可能预测两者之间的净效应，因而需要通过经验研究进行实证检验。基于上述分析，本文提出第一个研究假设：
假设1：财政分权对收入分配的影响渠道是多样化且复杂的，既有直接效应也有间接效应，从理论分析上无法确定两者之间满足单一的线性关系，因而财政分权与收入分配之间呈非线性关系。
但在经验研究方面，我们同样无法得出财政分权影响收入分配的一致结论，而且两者之间正负关系取决于其他因素。Beramendi[6]发现，当某个辖区对收入再分配可以采取不同措施时，分权程度越高收入分配越不公平。Neyapti[7]基于对54个国家基尼系数的研究指出，收入分权会恶化收入不平等，但当考虑政府治理水平时，收入分权恶化程度会得到缓解。相反，Sepulveda 和Vazquez[5]却认为，财政分权有利于缓解收入不平等，因而与中央政府相比，地方政府实施旨在缩小收入差距的公共服务支出政策可能会更加有效。同样，Tselios等[8]利用1995—2000年102个欧盟国家的面板数据分析发现，财政分权减少了收入不平等，但这种削弱效应随着区域人均收入的提高而不断减小。随后，Lessmann[9]通过考察1980—2009年54个发达与发展中国家的面板数据，得出了与 Tselios等一致的研究结论。 中国式财政分权所引发的地方政府间的财政竞争，与欧美国家的财政联邦主义相比有两个重要差别：第一，地方政府财政竞争的策略工具逐渐由简单的税率竞争转向支出竞争。在西方联邦制的背景下，辖区政府具有一定的调整税率的权力，因而税率调整成为地方政府财政竞争的重要手段；而在中国分税制改革后，地方政府能够直接调整税率的权利和空间很小，因而通过调整支出结构提升制度软环境的策略性财政政策被逐渐采用。第二，在中国式财政分权背景下，财政竞争内生出公共支出的结构性偏向。中国式财政分权的特殊之处在于经济分权与政治集权的结合，即在上级政府GDP导向的绩效考核要求之下，激烈的政治锦标赛迫使地方官员在安排公共支出时更多地偏向于生产性支出。很显然，中国式财政竞争的双重特征将影响着收入分配的过程与结果，具体影响机制如图1所示。
图1中国式财政分权、公共支出结构与收入分配的理论联系为了说明地方政府的公共支出策略，我们把公共支出分为两类：一种是生产性支出，主要直接服务于经济增长；另一种是民生性支出，主要用于改善辖区居民福利。辖区间财政竞争会内生出不同的公共支出结构，即生产性支出与民生性支出的比重发生变化，而两类支出对收入分配产生直接或间接效应，其总效应取决于两种效应的大小。基于上述分析，本文提出第二个研究假设：
假设2：财政分权对收入分配的影响存在公共支出结构的门槛效应，不同的公共支出结构安排会产生不同的收入分配效应，不论是生产性支出过多还是民生性支出过多都不利于改善收入分配。
三、门槛模型设定、变量选取与数据说明
（一）门槛模型设定与估计方法
根据上述分析可知，财政分权的收入分配效应会随着不同的公共支出结构安排而发生变化，即存在各种不同的区制状态。Hansen[10]最早提出利用门槛变量（Threshold Variable） 来决定不同的分界点，进而利用门槛变量的观察值估计出适合的门槛值，这可以有效避免一般研究者所使用的主观判定分界点法所造成的偏误。因此，本文基于面板门槛模型，以单一门槛为例，其基本方程可设定为：
yit=ui+x′itβ1×I（qit≤γ）+x′itβ2×I（qit>γ）+εit（1）
其中，i=1，2，…，N，N表示不同的个体；t=1，2，…，T，T表示时间；qit表示门槛变量，在本文中为公共支出结构；yit和xit分别表示被解释变量和解释变量，在本文中为收入分配与财政分权；I（·）为一个指标函数，相应的条件成立时取值为1，否则取值为0。依据门槛变量qit和门槛值γ的相对大小，本文将样本观察值分成两个区间，区间的差异表现在回归系数β1和β2上。在模型的估计上，主要采用去除组内平均值剔除个体效应的方法，通过矩阵转换，式（1）可转换为：
Y=X（γ）β+ε（2）
对于给定的γ值，本文采用普通最小二乘法（OLS） 得到参数β的一致估计量，即（γ）=X（γ）′X（γ）-1X（γ）′Y，相应的残差向量为（γ）=Y-X（γ）β（γ），残差平方和为S1（γ）=（γ）′（γ）。根据Hansen[10]的建议，本文采用最小二乘法来估计并获得γ的值，即=argminS1（γ）。
（二）变量与数据说明
1被解释变量和解释变量。本文的被解释变量为收入分配，采用基尼系数（gini）来度量。其中，基尼系数计算方法主要参考田卫民[11]的研究结果。本文的被解释变量为财政分权，已有文献度量财政分权的方式有很多种，主要包括下级政府的财政收支份额和财政的边际增量两种方式，例如用人均省级财政支出和人均中央财政支出的比率、人均省级预算支出与中央预算支出的比率以及人均省级预算外支出与中央预算外支出的比率来衡量财政分权水平，也有采用地方预算收入的边际增量来表示财政分权。本文采用各省人均财政支出除以中央人均财政支出来反映财政分权程度。
2门槛变量和控制变量。本文选取公共支出结构作为门槛变量。公共支出结构指公共支出总额中各类支出的组合以及各类支出在总支出中的比重。为了更方便地研究财政竞争与财政支出结构的关系，本文根据Keen 和Marchand[12]的界定，把政府公共支出划分为进入辖区居民效用函数的民生性支出和进入企业生产函数的生产性支出。其中， 民生性支出主要包括用于满足辖区居民福利要求的教育、医疗卫生和社会保障等方面的支出；生产性支出主要包括用于基础实施、交通和运输、企业研发投入和城市维护等有助于改善投资环境方面的支出。因此，公共支出结构变量pes=生产性支出/民生性支出。1997—2012年间中国地方政府公共支出结构的具体情况，如图2所示。
图21997—2012年中国地方政府公共支出结构变化趋势从图2中可以看出，分税制改革以来，地方政府的生产性支出比重不断下降，2004年后民生性支出比重不断增加。总体而言，公共支出结构系数呈缓慢递减趋势，这说明地方政府的生产性支出偏向趋于削弱。除此之外，其他的控制变量主要包括：
人均GDP。本文采用各地区的实际生产总值除以各地区年底总人口数来表示。
城市化率。本文采用各地区的城镇人口占总人口的比重来表示。
开放程度。本文选取各地区实际利用进出口总额与实际生产总值之比来表示。
政府规模，关于政府规模的度量方法有两种： 一是政府财政支出占GDP 的比重；二是政府机构工作人员与总人口或就业人数之比。本文采用第一种方法度量政府规模。
3数据来源与描述性统计。本文采用的样本数据为1995—2012年全国25个省份（考虑到部分地区数据缺失，遂剔除北京、上海、天津、海南、云南和西藏）的面板数据，所有数据均来自《新中国60年统计资料汇编》、《中国财政年鉴》和《中国统计年鉴》。鉴于除人均GDP变量之外，其他变量均为比值，因而为了提高结果的可信度和数据的平稳性，本文对人均GDP变量取对数，各变量统计特征如表1所示。 四、实证结果分析
（一）门槛效应检验
虽然在模型的设定中本文假设存在门限效应，但其是否具有统计上的显著性还需做进一步的检验。Hansen[10]建议采用自体抽样法来模拟似然比检验的渐进分布，并构造如下统计量：
由自体抽样样本分别估计原假设与备择假设对应的似然比统计量，重复以上过程多次，计算模拟值大于真实值的概率，若所得P 值小于设定的临界值5%，则拒绝原假设，从而认为存在门槛效应。第一个和第二个门槛变量的估计值（LR值）与置信区间如图 3和图4 所示。
图3第一个门槛估计值和置信区间 图4第二个门槛估计值和置信区间由图3可知，估计出的第一个门槛值置信区间为[02422，02837]，抽样结果显示，当门槛变量为02465时，LR值最接近零，因而第一个门槛值为02465，在确定第一个门槛值的基础上通过格栅搜索法继续抽样验证第二个门槛值。由图4可知，模型存在第二个门槛，抽样结果显示，第二个门槛值为05645，置信区间为[05334，06515]。为了判断模型究竟存在几个门槛值，需要构造门槛模型的统计量进行识别，门槛效应检验结果如表2所示。
表2门槛效应检验结果
模型F值P值BS次数1%5%10%门槛值单一门槛1570340154450039078132519128339102465双重门槛237222***00000500101654397111293105645三重门槛1222840206650013970582375201995不存在注：***表示在1%水平上显著，BS为门槛自抽样的次数。
通过模型的门槛效应检验结果可知，模型在单一门槛和三重门槛没有通过统计量的显著性检验，但通过了双重门槛的假设性检验，因此，本文将模型进一步修正为双重门槛模型：
giniit=ηi+β1×fdit（pesit≤γ1）+β2×fdit（γ1
（二）门槛回归结果分析
基于式（4），本文研究在不同公共支出结构下，财政分权对收入分配的影响差异程度。为了说明该模型估计的准确性，本文采用线性面板固定效应模型和非线性双重门槛模型分别对变量进行估计对比，估计结果如表3所示。
由表3可知，财政分权在两类线性面板固定效应模型估计中结果不一致，说明财政分权与收入分配之间呈非线性关系，基本符合假设1。在线性面板固定效应模型（1）中，本文加入财政分权的平方项，发现财政分权与收入分配呈倒U型关系，即在初期，财政分权会扩大收入差距，即分权程度每增加1个单位会导致基尼系数增加518个百分点，但一旦越过某个拐点，财政分权将减小收入差距。而在线性面板固定效应模型（2）中，本文加入财政分权与公共支出结构的交互项，发现财政分权与收入分配之间的关系取决于公共支出结构，即当公共支出结构样本均值为05420时，财政分权缩小收入差距的边际效应为-00779。通过对比两种模型的估计结果可知，财政分权对收入分配的影响效应出现了显著性差异，这说明财政分权的收入分配效应并不是线性模型下所揭示的简单线性关系，需要运用面板门槛估计进行实证检验，以揭示财政分权影响收入分配的非线性效应。
由表3中的非线性双重门槛模型的估计结果可知，总体而言，中国式财政分权与基尼系数呈正相关关系，即分权程度每增加1个单位会导致基尼系数增加124个百分点，但是财政分权对收入分配存在显著的非线性作用，即存在门槛效应并在不同的公共支出结构下影响效应明显不同，基本符合假设2。具体说来，在公共支出结构水平低于门槛值02465时，财政分权对收入分配的影响系数为00473，即分权程度每增加1个单位，收入差距就会扩大473个百分点，其主要原因在于此时生产性支出比重较低，民生性支出比重偏高，民生性支出影响收入差距的正效应小于生产性支出的负效应，因而在这种情形下财政分权导致收入差距扩大。在公共支出结构水平超过门槛值05645之后，财政分权对收入分配的影响系数为00466，此时生产性支出比重偏高，民生性支出比重较低，生产性支出影响收入差距的负效应大于民生性支出的正效应，使得财政分权最终导致收入差距扩大。当公共支出结构水平处于02465—05645时，财政分权对收入分配的影响系数变为-00123，财政分权有利于缩小收入差距，即分权程度每增加1个单位，收入差距就会缩小123个百分点，其主要原因在于此时不论是生产性支出还是民生性支出都处于合理的区间内，两类支出影响收入差距的正效应都大于负效应。综上，财政分权的收入分配效应取决于公共支出结构水平，只有合理优化公共支出结构，才能使财政分权有利于缩小收入差距。在控制变量方面，线性面板固定效应模型和非线性双重门槛模型所估计的结果几乎没什么差别，且所有估计结果都比较显著稳健。其中，城市化与政府规模与收入差距呈正相关关系，这说明城市化的推进与政府规模的扩大不利于改善收入分配。与Kuznets假说一致，人均GDP与基尼系数呈倒U型关系。在线性模型中，开放度与收入差距呈正相关关系，而在非线性模型中系数为-00132，这说明对外开放对收入差距的影响受其他因素约束，还需进行深入的理论分析与实证检验。
（三）进一步分析：门槛效应的变化趋势与地区差异
根据门槛变量公共支出结构的门槛值，可将样本所涉及的25个地区划分为两类区域：一类是公共支出结构偏向组（pes≤02465，pes> 05645）；另一类是公共支出结构合理组（02465
本文基于已有文献试图从理论上厘清财政分权、公共支出结构对收入分配的影响机制，从而真正理解中国地方政府再分配失灵的根源。基于上文的理论分析与实证检验，得出以下结论：第一，财政分权对收入分配的影响渠道是多样化且复杂的，既有直接效应也有间接效应，从理论分析上无法确定两者之间满足单一的线性关系，因而财政分权与收入分配之间呈非线性关系。第二，由双重门槛模型的估计结果可知，从总体上说，财政分权与基尼系数呈正相关关系，即分权程度每增加1个单位会导致基尼系数增加124个百分点，但财政分权对收入分配存在显著的非线性作用，即存在门槛效应，在不同的公共支出结构下影响效应明显不同，财政分权的收入分配效应取决于公共支出结构水平，只有合理优化的公共支出结构才能使财政分权有利于缩小收入差距。第三，公共支出结构合理组省份的分布随时间发生改变，公共支出结构的门槛效应并没有保持连续一致的积极影响，而是不稳定地分布在不同地区，由西部地区逐渐向中部和东部地区转移。
综上所述，本文提出以下政策建议：第一，进一步推进地方财政体制改革，理顺中央与地方间的收支关系，形成财权与事权更为匹配的分权模式，从而减小中国式财政分权的负面效应，使地方政府更为有效地执行再分配政策。第二，为了更好对地方政府的行为进行约束，激励地方政府提高公共服务以满足居民福利偏好的合意性，应逐步推进户籍制度改革，使辖区居民真正实现“用脚投票”，促进财政竞争的有效实施从而削弱中国式财政竞争对收入分配的消极影响。第三，以民生改善为导向，根据区域的不同特点优化公共支出结构，既要防止民生性支出不足带来的恶果，又要警惕生产性支出不足导致的隐患，同时需要完善晋升考核制度，对地方政府官员引入多指标考核，尽量减少地方官员的激励偏离。第四，对地方政府再分配政策进行相应的约束与规范，通过提高财政透明度与加强公共支出监管，尽可能减少再分配的不公平与非正义现象产生，从而规避收入再分配的逆向调节。
参考文献：
[1]李实对基尼系数估算与分解的进一步说明——对陈宗胜教授评论的再答复[J]经济研究，2002，（5）：84-87
[2]Kuznets，S Economic Growth and Income Inequality[J]The American Economic Review， 1995， 45（1）：1-28
[3]闫坤，刘轶芳，刘新波我国经济增长的减贫效果测算——基于1981年～2005年的数据分析[J]中国社会科学院研究生院学报，2013，（3）：39-46
[4]马万里，李齐云，张晓雯收入分配差距的财政分权因素： 一个分析框架[J] 经济学家，2013，（4）：13-23
[5]Sepulveda，CF，Vazquez，MJThe Consequences of Fiscal Decentralization on Poverty and Income Equality[J]Environment and Planning，2011，29（5）：321-343
[6]Beramendi，PInequality and the Territorial Fragmentation of Solidarity[J]International Organization ，2007，61（4）： 783-820
[7]Neyapti， BRevenue Decentralization and Income Distribution[J]Economics Letters，2006，92（7）：409-416
[8]Tselios， V，Rodríguezpose，A， Pike， AJ， Tomaney， J， Torrisi， G Income Inequality， Decentralisation and Regional Development in Western Europe[R]Hc Economic History and Conditions，2011
[9]Lessmann，CRegional Inequality and Decentralization：An Empirical Analysis[J]Social Science Electronic Publishing， 2012，44（9）：1363-1388
[10]Hansen，B.E.Threshold Effects in Non-Dynamic Panels： Estimation，Testing，and Inference[J] Journal of Econometrics，1999，93（2）： 345-368.
[11]田卫民省域居民收入基尼系数测算及其变动趋势分析[J] 经济科学，2012，（2）：48-59
[12]Keen， M，Marchand，M Fiscal Competition and the Pattern of Public Spending[J]Journal of Public Economics ，1997，66（7）： 33-53
[13]毛伟，李超，居占杰经济增长、收入不平等和政府干预减贫的空间效应与门槛特征[J]农业技术经济，2013，（10）：16-27
（责任编辑：徐雅雯）