中国式财政分权与地区收入差距——基于不同分权维度的分析

合集下载

1、下载文档前请自行甄别文档内容的完整性，平台不提供额外的编辑、内容补充、找答案等附加服务。
2、"仅部分预览"的文档,不可在线预览部分如存在完整性等问题,可反馈申请退款(可完整预览的文档不适用该条件!)。
3、如文档侵犯您的权益，请联系客服反馈,我们会尽快为您处理(人工客服工作时间：9:00-18:30)。

第３１卷第４期２０１８年８月
西安财经学院学报
ＪｏｕｒｎａｌｏｆＸｉ’ａｎＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏ
ｆＦｉｎａｎｃｅａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃｓＶｏｌ．３１　Ｎ
ｏ．４Ａｕｇ
．２０１８收稿日期：２０１７－０５－０３；修回日期：２０１８－０２－２０
基金项目：国家社会科学基金项目（１４ＣＪＹ０５９）；安徽省人文社会科学研究重点项目（ＳＫ２０１７Ａ０４２８
）作者简介：焦健（１９８２－），男，安徽芜湖人，东北财经大学财政税务学院博士研究生，研究方向为财税政策与效应；罗鸣令（１９８１－）
，男，重庆垫江人，安徽财经大学财政与公共管理学院副教授，博士，研究方向为财税理论与政策。

①　数据来源于《
中国统计年鉴（２０１５）》。

中国式财政分权与地区收入差距
———基于不同分权维度的分析
焦　健１、２
，罗鸣令２
（１．东北财经大学财政税务学院，辽宁大连　１１６０２５
；２．安徽财经大学财政与公共管理学院，安徽蚌埠　２３３０３０
）摘　要：财政分权是中国地区收入差距日益扩大的制度原因。

在对支出分权、收入分权、自治权三个维度的财政分权演变历程分析的基础上，实证检验各维度财政分权与地区收入差距的关系。

研究表明：支出分权扩大了地区收入差距；收入分权在１９９４年前扩大了地区收入差距，而１９９４年后对缩小地区收入差距产生了微弱影响；自治权在分税制改革前后两个时期对地区收入差距的影响效应是混合的，取决于财政转移的目标和地方政府的激励机制。

关键词：财政分权；支出分权；收入分权；自治权；地区收入差距
中图分类号：Ｆ８１２．２文献标识码：
Ａ文章编号：１６７２－２８１７（２０１８）０４－００２９－０９一、引　言
在市场经济体制改革过程中，中国在过去的３０多年经历了前所未有的经济增长。

人均可支配收入从１９７８年的３８４元增长到２０１６年的２３８２１元。

收入的快速增长显著降低了我国的贫困率，从改革初期的６４％下降到当前的５．５％。

然而，一个国家居民的经济福利不仅受人均收入和贫困率的影响，还
受收入差距的影响［１
］。

收入差距的扩大是市场力量
产生强劲增长的自然结果。

然而，对于我国，至少在某种程度上而言，它具有更为强烈的“人为性”因素和制度性因素，
一些政策可能使收入差距加剧了，而不是减轻了。

一般理论认为，财政分权政策在减少收入差距方面可以发挥积极作用，然而Ｄｏｌｌａｒ
（２００７）认为：财政分权赋予省级及以下地方政府更多的公共支出和收入方面的权力和自治权，有可能会导致更大的收入差距。

他指出：在高度分权的财
政体制下，
地方政府主要依靠地方财政收入提供基本公共服务，
如基础教育和医疗卫生、养老等方面。

假设最初各省之间的经济结构和收入基础差异较大，财政分权会使中央政府在再分配和均等化方面
的作用削弱，导致地区间收入差距进一步扩大［２
］。

事实上，中国的财政体制在支出方面的分权比发达国家及中等收入国家都要分散。

从总体规模上看，２０１５年地方公共支出占全国公共支出的比重已达
８５．４８％，从分项支出看，地方政府在全国教育支出中承担的支出责任比重是９４．８３％，在全国社会保障和就业支出中承担的支出责任比重是９６．２０％①，地方政府几乎承担了除国防、外交以外的全部公共支出。

中国公共支出的分权导致多地区由于收入缺口难以维持其基本公共服务的投入。

虽然中国式的财政分权所特有的财政和政治激励机制可能会双向驱动地方经济的发展，但各省初始禀赋和经济结构的差异往往会转化为地区收入差
９
２Copyright©博看网 . All Rights Reserved.
距的扩大［３］（张晓波，２００６）。

由于１９９４年分税制改革的侧重点是收入方面的集中，由此形成了财力与支出责任不对等，中央政府通过财政转移的形式将集中的资源转移给地方政府，地区收入差距很大程度上取决于中央政府的财政转移支付能否对地方政府间发挥平衡作用。

因此，中国式的财政分权体制是导致地区收入差距拉大的制度根源［４－５］（贾康，２０１０，李稻葵，２０１１）。

二、财政分权与地区收入差距相关文献
（一）财政分权与地区收入差距关系的理论研究
财政分权与地区收入差距关系的争论始于Ｔｉｅｂｏｕｔ（１９５６）和Ｏａｔｅｓ（１９７２）的分权理论。

Ｔｉｅｂｏｕｔ（１９５６）指出：在财政分权和要素的充分流动下，公众可以根据自己的偏好对公共物品和税收进行权衡对比，自由选择对其最有利的地区，即所谓的“用脚投票”理论。

因此，财政分权会导致地方政府更有效地提供地方性公共物品［６］。

Ｏａｔｅｓ（１９７２）进一步发展了Ｔｉｅｂｏｕｔ的财政分权思想，通过构建分权政策的理论分析框架，对集中和分散提供公共物品之间进行了权衡，逐步形成了财政联邦主义。

该理论表明：在不考虑地区间偏好的差异性和溢出效应的假设下，分散提供公共物品有利于改善社会福利［７］。

该理论建立在政府的目标是最大限度地提高社会福利和公共产品提供一致性这两个关键假设。

Ｑｉａｎ和Ｒｏｌａｎｄ（１９９８）从地方政府预算约束的角度提出：财政分权与资本的完全跨地区流动可以硬化地方政府的预算约束，提高各级政府效率并可以使地方政府拥有更大的能力来促进地方经济发展，并指出，如果贫困地区的地方政府有足够的能力制定有利于地方发展的公共政策，财政分权有可能会缩小贫富地区之间的差距，从而缩小地区收入差距［８］。

Ｑｉａｎ和Ｗｅｉｎｇａｓｔ（１９９７）讨论了在一个设定的跨司法管辖区下地方竞争的分权激励效应，并指出：在一个分权的系统中，欠发达地区可能会提供更有吸引力的投资条件和更灵活的劳动力市场，这些条件吸引的投资将有助于贫困地区赶上更富裕地区，而不需要中央政府的重新干预［９］。

中国财政分权的核心一直是在大力推动地方政府的经济和政治激励以促进经济发展，而不是强调公共产品和服务的地区均等。

多项研究也显示，至少存在一些令人信服的机制：财政分权会导致更大的地区收入差距，特别是像中国这样处于经济发展早期阶段的国家。

一个具有代表性的研究是由Ｐｒｕｄ＇ｈｏｍｍｅ（１９９５）提出的，他认为：从理论角度来看，由于存在地区间的竞争和初始经济和社会禀赋的地区差异性，分权倾向于强化地区竞争力的优势，导致富裕地区吸引更多的资源，而贫困地区招商引资的能力往往较弱，从而增加了地区间的差距。

因此，中央政府必须承担起再分配的主要责任，应控制税收和公共支出的绝大部分［１０］。

虽然集权不是缩小地区收入差距的充分条件，但它是一个必要条件，而财政分权的过程使得它追求再分配的目标更加困难，导致地区收入差距的加剧。

Ｓｈｉｒｋ（１９９０）从政治角度进一步揭示了分权会导致地区收入差距的扩大，他指出：富裕地区很可能对中央政府的决策施加更大的政治影响力，使中央政府制定的政策有利于富裕地区获得更多的资源及可支配资金［１１］。

鉴于中国各省在社会、经济和财政状况方面存在的巨大差异性，上述结论可能是符合中国情况的。

过去几十年来，中国经历了经济资源在富裕省份（即沿海／东部省份）的高度集中，同时，国家也经历了激烈的地区间不对称竞争过程。

可见，中国的财政分权在最近几十年并没有缓解某些地区因资源过度集中而导致的地区收入差距拉大问题。

（二）财政分权与地区收入差距关系的经验研究
鉴于以上理论研究的争论，经验研究主要是检验财政分权影响地区收入差距的方向和程度。

然而在中国，财政分权对地区收入差距影响的实证评估尚处于起步阶段，研究主要集中在财政分权与地区经济增长和财政分权与城乡收入差距等方面。

Ｌｅｓｓｍａｎｎ（２００９）分析２３个经合组织国家１９８２—２０００年的面板数据发现：较高的财政分权度与较低的地区差异有关，分权对贫困地区没有坏处，相反，贫困地区似乎更受益于较高程度的分权［１２］。

Ｓｅｐｕｌｖｅｄａ和ＭａｒｔｉｎｅｚＶａｚｑｕｅｚ（２０１１）利用５６个国家１９７１—２０００年的面板数据研究发现：地方政府财政支出占政府支出总额的比重越高越不利于地区收入差距的缩小［１３］。

ＲｏｄｒｉｇｕｅｚＰｏｓｅ．Ｅｚｃｕｒｒａ（２０１２）分析了１９９５—２０００年欧盟国家１０２个地区的面板数据发现：以地方财政支出占财政支出的比重衡量的财政分权度越高，越有利于减小地区收入差距［１４］。

ＲｏｄｒｉｇｕｅｚＰｏｓｅ、Ｅｚｃｕｒｒａ（２０１０）对经合组织国家的面板数据分析发现：财政分权对地区收入差距的影响与经济发展水平存在显著关系，一般发达国家财政分权度高，更有助于缩小地区收入差距［１５］。

０
３
西安财经学院学报
Copyright©博看网 . All Rights Reserved.
当然，由于不同国家经济、社会和制度的差异，
这种跨国家的分析可能会造成遗漏变量并导致估计的偏差。

对单个国家的财政分权与地区收入差距关系的研究，较有影响的包括：Ａｋａｉ和Ｓａｋａｔａ（２００５）对美国的实证研究表明，财政收入分权和自治权使地方政府的财政依赖性降低，并缩小了地区收入差距［１６］；张晓波（２００６）对中国的实证研究表明，财政支出分权增加了中国的地区收入差距［１３］；Ｂｏｎｅｔ（２００６）对哥伦比亚的实证研究表明，地方政府支出比重增加和地方政府对中央转移支付依赖的增加，加剧了地区收入差距［１７］。

Ｂｏｎｅｔ（２００６）和张晓波（２００６）是基于支出方面的分权对地区收入差距的影响，而Ａｋａｉ和Ｓａｋａｔａ（２００５）是基于收入分权、自治权对地区收入差距的影响。

上述文献对单一经济体的研究较少涉及财政分权的多维度。

因此，这些研究的结论难以全面反映财政分权对地区收入差距的影响。

总体而言，财政分权可以从不同维度进行衡量，如收入分权、支出分权及地方自治权，而不同维度的财政分权对地区收入差距的影响存在差异。

财政支出分权的增加更有可能扩大地区收入差距，而收入分权和地方自主权的增加可能会缩小地区收入差距。

本文试图通过更全面的财政分权指标来检验我国１９７８—２０１６年财政分权演变对地区收入差距的影响，以丰富当前我国在财政分权与地区收入差距方面实证检验的不足。

三、计量方法和关键变量的测量
（一）地区收入差距指标的选择
地区收入差距的衡量需选择一个可测度指标，以衡量该差距的程度。

常用的标准是：指标的选择应满足庇古—道尔顿转移支付公理①。

这一标准表明，任何从富裕到贫困地区一个算术收入转移都可以减少地区收入差距。

与庇古—道尔顿转移支付公理一致，变异系数在现有文献中是公认的用以衡量地区收入差距的重要指标。

按照对地区收入差距衡量的惯例，同时与以前的研究形成一定对比，本文使用变异系数（ＣＯＶ）和人口加权变异系数（ＷＣＯＶ）来衡量我国的地区收入差距。

两个指标的计算公式如下：
ＣＯＶ＝１
狔
２
１
狀
∑
狀
犻＝１
－狔
（）
槡犻（１）
ＷＣＯＶ＝１
狔
２
１
狀
∑
狀
犻＝１
狆犻（－狔犻
槡）（２）
在上面的公式中，可代表全国人均收入水平，狔
犻代表不同省份的人均收入水平，狆
犻
代表该省人口占全国的比重，狀是省份数量。

本文主要运用变异系数作为衡量地区收入差距的主要指标，出于稳健性检验的目的，人口加权变异系数将作为一个替代指标进行检验。

（二）财政分权指标的选择
财政分权的衡量在理论与实证研究中一直是争论不休的。

诚如ＬａｒｒｙＳｃｈｒｏｅｄｅｒ等（２００９）所言，财政分权指标的构建和测量，对于理论和实证研究者而言，都是一件极富挑战性的工作［１８］。

而财政分权本身又是一个多维度的概念，任何单一指标都无法刻画财政分权的多重影响。

正是由于我们很难找到一个可以覆盖（测量）财政分权内涵方方面面的指标，从而导致现实研究中的结论存在较大的分歧。

借鉴张光（２０１１）［１９］对财政分权指标选取的建议，并结合我国财政体制的特点，本文认为财政分权至少应包含三个维度，即：财政收入分权、财政支出分权和地方政府自治权。

前两个指标经常被用来反映地方政府的权力，并采用以下常用的方式来衡量：地方政府的支出（收入）占政府总支出（收入）的份额。

这两项指标可以衡量支出分权和收入分权，在本文中
将分别以ＦＤ
ｅ
（支出分权）和ＦＤ
ｒ
（收入分权）来表示。

这两个变量直接反映了中国财政体制在权力方面的分权程度。

自治权反映地方政府的公共支出多大程度上由其自身的收入所维持。

自治权的衡量通过各省每年的财政收入与财政支出的比来计算。

更大的自治权对应于更高水平的财政独立性，这是伴随着财政分权体制变化。

由此可以推断，自治权越大，财政体制就越分权。

在本文中以ＡＰ代表地方政府自治权。

通过以上分析，本文通过财政支出分权（ＦＤ
ｅ
）、
财政收入分权（ＦＤ
ｒ
）和地方政府自治权（ＡＰ）指标多维度衡量财政分权。

这里分别以犈
犻
代表犻省每年的财政支出额，犚
犻
代表犻省每年自有财政收入额，犈犮
犻
代表中央政府对
１
３
焦　健，罗鸣令：中国式财政分权与地区收入差距
①庇古－道尔顿转移支付原理，由道尔顿１９２０年在其著作《收入不平等的测度》和庇古１９１２年在其著作《财富和福利》所提
出的不平等测算方法，后被广泛用于收入不平等的衡量准则。

则中央和地方政府的预算平衡条件分别如下：
∑犈
犮
犻＋∑犜犮
犻＝∑犚犮
犻（３
）犈犻＝犚犻＋犜犮犻
（４）式（３）代表中央政府，式（４
）代表不同省份，由式（３）和式（４），对所有省份加总得出式（５
）：∑犈
犻＝∑犜犮
犻＋∑犚犻（５
）由上述公式可以计算财政分权的三项指标：ＦＤ犲、ＦＤ狊、
ＡＰ。

ＦＤ犲＝∑犈犻／∑犈
犻＋∑犈犮（）
犻
（６）ＦＤ狉＝∑犚犻／∑犚
犻＋∑犚犮（）犻（７
）将公式（２）和（３）代入式（６）中，得出：ＦＤ犲＝
∑犚犻＋∑犜犮（）犻／∑犚
犻＋∑犚犮
（）犻（８
）此外，比较ＦＤ犲和ＦＤ狉，再次运用式（３）和式（４
），建立下面的关系式，其中狀代表省份数，得出：ＦＤ狉＝∑犚犻／∑犚
犻＋∑犜犮犻＋∑犈犮（）犻（９）ＡＰ＝
１狀∑犚犻
犚犻＋犈犮犻＋犜犮犻
（１０
）（三）计量方法和变量说明
模型总体设定：犐狋＝β０＋β１ＦＤ狋＋λ犡狋＋ε狋这里狋表示从１９７８年到２０１６年的时间，犐狋为地区收入差距，ＦＤ为财政分权的各项指标，犡狋为相关控制变量。

β０和β１为参数系数，λ为相关控制变量的系数，ε狋为误差项。

根据前面的讨论，可将财政分权（ＦＤ）划分为权力和自治权两大组成部分：权力由收入分权（ＦＤｅ）和支出分权（ＦＤｒ）来衡量，自治权（ＡＰ）由地方财政独立程度的平均值来衡量。

正如Ｍａｒｔｉｎｅｚ－
Ｖａｚｑ
ｕｅｚ和Ｔｉｍｏｆｅｅｖ（２０１０）所建议的，财政分权的不同维度都应分别进行回归分析［２０
］。

因此，将财政
分权的三个指标纳入模型以分别考察其对地区收入差距的影响。

如果ＦＤｅ和ＦＤｒ的系数为正，则表明，财政分权使政府在再分配方面的权力是下降的，将扩大我国的地区收入差距，反之亦然。

如果ＡＰ的系数为正，则意味着地方政府的自治权对地区收入差距有扩大的影响，相反，如果系数是负，则意味着自治权可能将给予贫困地区更多的激励以改善收
入分配，促进了地区收入均等化。

为了减少潜在的遗漏变量所导致的估计偏误，根据已有的一些研究成果，在模型中添加了以下几个广泛使用的控制变量：
１．人均ＧＤＰ（ＲＮＧＤＰ）。

很长一段时间，库兹涅茨曲线或“
倒Ｕ”假说被用以解释经济增长和收入差距之间的关系①。

库兹涅茨（１９５５）声称：在经济发展初期收入差距会上升，到后期收入差距会下降。

并且，越是富裕的国家就越应该对收入再分配承担更大的责任，而人均ＧＤＰ可能与财政分权有一定联系。

因此包括人均ＧＤＰ作控制变量可以减少潜在遗漏变量引起的偏差。

２．制造业中劳动力比重（ＭＳ）。

库兹涅茨（１９５５
）认为，制造业中劳动力所占比重与收入差距呈负相关关系，也可能会影响地方政府在财政决策方面的议价能力。

因此，将制造业的比重作为另一个控制变量。

３．借鉴Ｌｅｓｓｍａｎｎ（２００９）的研究，本文选取另外三个控制变量，分别为：城市化率（ＵＲ）、关税率（ＴＲ）、私人部门劳动力比重（ＰＲ）。

在对比线性回归模型和取对数的回归模型后，
后者得出了一个较大的调整犚２
，同时解释变量取对
数可以减少潜在的内生性问题，异方差问题也消除。

因此，模型最终采用双对数模型来检验财政分权对地区收入差距的影响。

除了在回归方程中包含各种控制变量以减少潜在遗漏变量的偏差，为使结果更具说服力，模型采用了以下稳健性的检验。

首先，除利用人均收入变异系数衡量地区收入差距外，本文还利用人口加权变异系数指标作为衡量地区收入差距的替代指标。

其次，关于较长时间序列的一个关键问题是结构的突变。

考虑到我国的实际情况，１９９４年分税制改革必然会对中国的财政分权造成结构性的冲击。

因此，考察我国的财政分权对地区收入差距的影响需要以１９９４年为界划分为两个时间段分别进行考察。

最后，由于数据为时间序列，需对模型进行单位根检验，以检验各变量的稳健性。

对变量进行ＰＰ协整检验的结果表明，几乎所有的回归，可以拒绝零假设，得出结论是ＰＰ残差是稳定的。

２
３西安财经学院学报
①
美国经济学家西蒙·史密斯·库兹涅茨于１９５５年在《
经济增长与收入不平等》中所提出的收入分配随经济发展阶段而变化的曲线。

Copyright©博看网 . All Rights Reserved.
四、关键数据的描述
考虑到我国经历了改革开放和１９９４年财税体制改革这两个特殊的历史时期，本文的数据收集期为１９７８—２０１６年，原始数据主要来源于中国统计年鉴（１９７９—２０１７
）、中经网统计数据库和部分省份的统计年鉴。

由于部分时间关键数据缺失，西藏的数据不包括在本文的分析，
重庆的数据并入四川。

（一）地区收入差距的演变
本文对地区收入差距的关键指标是不同省份每年的人均实际收入的变异系数（ＣＯＶ），人口加权系数（ＷＣＯＶ）作为稳健性检验的替代指标。

为减小因时间推移所导致的价格对各省数据的影响，所有数据均是以１９７８年为基数，根据各省每年的ＣＰＩ指数进行调整的。

假设１９７８年各省的价格是相同的，
由此计算各省每年真正的人均收入，并构建一个长期时间序列数据集，以分析地区收入差距的演变情况。

图１显示了从１９７８—２０１６年以两种指标衡量的我国收入差距演变情况。

图１　１９７８－２０１６年中国地区收入差距的演变注：ＣＯＶ为经过调整的各省实际人均收入变异系数，ＷＣＯＶ为人口加权实际人均收入变异系数。

资料来源：根据《中国统计年鉴》和中经网统计数据库数据，经整理计算而得。

如图１所示，这两条曲线几乎表现出相同的走势，在１９９３年之前甚至处于同一水平。

虽然从１９９３年以后，ＷＣＯＶ指标低于ＣＯＶ指标，
但可以看出两曲线总体上还是显示了基本相同走势。

除此之外，在整个时间段内，ＣＯＶ显示了地区收入差距上升趋势较为明显，而ＷＣＯＶ显示地区收入差距相对来说较为平缓。

这两个衡量指标虽然总体趋势相似，但内涵却不一样。

实际人均收入变异系数在衡量收入差距方面赋予每个省一个相同的权重，该指标是在不考虑人口因素的情况下衡量的地区收入差距。

相比之下，使用ＷＣＯＶ时，
不同省份的人口规模是需要考虑的因素之一。

例如，如果一个省人口较少，在计算整体收入差距时只会得到一个较低的权重。

因此，尽管该省人均收入远低于平均水平，但由于人口规模较小，通过人口权重的调整，对总收入差距的贡献就较小。

这就导致了加权平均要低于简单平均，也解释了图１中以ＷＣＯＶ来衡量的地区收入差距不
会急剧上升的原因。

虽然这两项指标的水平在１９９３年后有明显的差异性，但由于两者均表现出类似的趋势，他们之间仍然具有显著的相关性。

两者间的相关系数接近０．９，因此具有统计学意义。

（二）财政分权的演变趋势
１９７８—２０１６年收入分权和支出分权指标的演变趋势见图２。

从图２中可以看出ＥＳ表现出明显的增长趋势，特别是１９８４年后，意味着我国财政体制在支出方面变得越来越分权。

相比之下，地方政府的收入分权自１９７８—１９８４年都是下降的，
从１９８５年开始上升直到１９９４年，但１９９４年出现了断崖式下跌，这也与１９９４分税制改革的情况是相吻合的。

事实上，分税制使中央政府获得了税收收入增长的大部分份额，
从本质上说，此次改革旨在提高中央的收入比重。

因此，有理由得出这样的结论：自１９９４年以来，
财政体制在支出方面越来越分权，收入方面变得更加集中。

图２　
１９７８－２０１６年收入分权和支出分权的演变１９７８—２０１６年地方政府自治权的演变趋势见
图３。

更大的自治权对应于更高程度的财政独立性，这是伴随着财政分权制度的。

由此可以推断：自治权越大，财政体制就越分权。

从图３可以看出，随着时间的推移，自治权自１９９４年分税制改革后明显下降，一个合乎逻辑的结论是：地方政府在自治权上变得更集中了，地方政府更依赖政府间的转移（主要是中央政府的转移）。

综上所述，财政分权的衡量取决于对不同维度分权水平变化的分析。

由于不同维度的分权对地区收入差距的影响方向不同，
因此有必
图３　
１９７８－２０１６年地方政府自治权的演变要对三个维度的分权指标分别分析，以发现各维度的财政分权对地区收入差距的具体影响。

五、计量经济模型分析结果
财政分权由权力和自治权分别来衡量。

考虑到１９９４年税制改革的影响，在进行回归时将以１９９４
年为分界点划分为两个时间段，分别估计１９９４年前后的系数。

表１给出了计量分析的主要结果，
因变量为各省年人均实际收入的变异系数。

表１　不同维度的财政分权对地区收入差距的影响
变量模型１
模型２
模型３
支出分权０．３５４０
（０．１４８８
）０．５７３３
（０．１４９１
）收入分权０．６３７４（０．２９２１３
）０．３４８０
（０．２２４９
）自治权
－０．２３５２
（０．１１２２
）－０．３９８４
（０．１１４０
）支出分权·分税制改革－０．０２６４
（０．１４４０
）－０．２５６９
（０．１６４８
）收入分权·分税制改革－０．４０２４
（０．２３１１
）－０．１７０２
（０．２０９３
）自治权·分税制改革
０．２６３０
（０．１１７７
）０．４４０２
（０．１２４０
）城市化率－０．４１５７
（０．２７６２
）０．０５９５
（０．３１１４）－０．０５７８
（０．３４７４）－０．１０７１
（０．３９４６）－０．６２５５
（０．２４６６
）－０．６１３２
（０．２５０９
）人均国内生产总值
０．３６９８
（０．１０４７）０．１１０３（０．１１８０）０．２０９８（０．１４７９）０．２０４２（０．１６３７）０．４８９０
（０．１０１９）０．４３７４
（０．１０６６）关税率０．０１１７（０．０５８４
）－０．０４３４（０．０６１４
）０．００５７（０．０５５４）－０．０２１７（０．０６６７）０．０１３８（０．０５７３
）－０．０００５（０．０５７３
）制造业劳动力比重－１．０６４３
（０．２４５２
）－１．００００
（０．２７２２）－０．３６７６（０．３２１７）－０．４３９１（０．３４５６）－１．１８１５
（０．２６８９
）－１．３６６２
（０．２９５４
）私人部门劳动力比重
－０．０６１５
（０．０１７８
）－０．００８５（０．０２１２
）－０．０１８０（０．０２５８）０．００９１（０．０２８１）－０．０８５１
（０．０２２７
）－０．０４３１
（０．０２２８
）常数项－５．８９７６
（１．２０２１）－３．１４９０
（１．３２８４）－２．９９４０（２．００８３）－３．２０６９（２．０８３３）－７．４６３９
（１．２２１５）－７．２５３５
（１．２７７４）ＰＰ检验
０．０００４
０．００５９
０．００４５
０．０１３１
０．０００２
０．０１８４
调整犚
２０．９６１１４０．９４６９０．９４６５０．９２６９０．９４５４０．９４９４
注：
括号中的数字是系数的标准误差。

所有的变量都以对数的形式，模型１－３中第二列的回归系数均是滞后一期的独立变量。

对分权变量均设置分税制改革这一虚拟变量（Ｄ＝１为１９９４年以后）。

代表系数在１％水平显著、代表系数在５％水平下显著、代表系数在１０％
水平下显著（表２同）。

从表１中的三个模型可以看出，
调整犚２
所有值均在０．９以上，
表明模型拟合数据很好。

模型１为支出分权的回归模型，分别包括两种类型的回归（取对数回归和滞后一期取对数回归）。

同样，模型２和模型３说明了收入分权和自主权的回归结果。

（一）权力的分析
从表１的回归结果可以看出，支出分权的系数为０．３５４，且显著，表明支出方面的财政分权增加了地区收入差距。

地方政府的支出分权增加１０％，地区收入差距将平均增加３．５４％。

当使用滞后一期的独立变量进行回归时，结果基本相似，且是显著的。

此外，支出分权与分税制改革虚拟变量的交互项为负，但并不显著，表明支出分权对收入差距的影响在这两个时间段是非常相似的。

收入分权的系数在改革前后分别为正和负，这意味着地方政府的收入分权在１９９４年前很大程度上增加了地区收入差距，而改革后的影响明显变小。

从图２的趋势可知，地方政府的收入分权在２０世纪８０年代中期到１９９４年是增加的，
由于分税制改革的影响而急剧下降。

因此，回归分析的结果告诉我们，在从２０世纪８０年代中期到１９９４年地方政府收入分权的提高的确增加了地区收入差距，而１９９４年收入的重新集中只对缩小地区收入差距产生微弱的影响。