县级财力保障机制与城乡居民收入差距——基于局部准自然实验的经验证据

张星民 ,王长安 ,柳晓倩

(1.西南财经大学 中国西部经济研究院,四川 成都 611130;2.西南财经大学 经济学院,四川 成都 611130;3.西南财经大学 经济与管理研究院,四川 成都 611130)

一、引言

“国之称富者,在乎丰民。”处理好财富的创造和分配问题,是切实推进人的全面发展,奋力实现全体人民共同富裕的本质要求。从历史经验上看,由二元结构所导致的城乡收入差距是中国整体收入差距的重要构成[1]。2021 年城镇居民人均可支配收入为47 412 元,农村居民人均可支配收入为18 931 元,城乡居民人均可支配收入绝对差距达28 481 元,相对差距达2.51,城乡收入差距仍然较大①。目前,大量文献从内生视角和外生视角两方面探究了城乡收入差距的来源与影响因素[2]。内生视角方面,现有文献就经济增长[3]、城市化发展[4]、人口迁移[5]、对外开放[6]、金融发展[7]、产业结构升级[8]以及人力资本投资[9]等诸多因素对城乡收入差距的影响进行了讨论。外生视角方面,学者们认为各类外生性因素大致包括:基础设施建设[10]、数字经济发展[11]、户籍制度变革[12]、土地制度等[13]。上述研究揭示了城乡收入差距的来源、影响因素和作用机理。然而,在中国特色社会主义制度下,实现共同富裕,首先要解放和发展生产力,不断积累社会财富,然后通过合理的制度安排,正确处理好增长与分配的关系,消除两极分化,不断缩小居民收入差距[1]。因此,在中国即将跨入高收入国家行列的背景下,应更加重视构建运转有效的制度体系,解决发展差距过大和收入分配不合理的问题,为实现共同富裕提供必要的制度保障。

事实上,财税体制作为国家治理的重要手段,在创造社会财富、平衡发展差距方面发挥着关键作用。近三十年来,以分税和转移支付为核心的财税体制改革成为创造中国经济增长奇迹的重要动力[14]。一方面,财税改革后,中央-地方间和区域间的税收分配关系得以调整,激发了地方政府重视经济发展的内生动力,刺激经济增长。另一方面,大规模的转移支付,可以缩小地方政府间的财力差距,带动后发地区经济增长,实现区域平衡发展[15]。从现有文献看,学者们对转移支付的收入效应进行了广泛而深入的讨论。范子英[16]认为,财政转移支付可以促进城乡居民受教育机会均等化,进而提升人力资本的代际流动性,实现社会公平。刘明慧等[17]认为,财政转移支付存在规模效应,地方财政的民生性支出占比提高有助于减缓农村低收入人群的相对贫困。徐明[15]发现,中央财政转移支付可以通过增加人均农业支出发挥减贫效应,但地方财政支出中过度偏向基本建设的投资方式会挤出农业投资支出占比,限制中央财政转移支付的总体减贫效果。此外,贾俊雪等[18]认为,转移支付可以提高地方政府对农林水的支出规模,有利于农民增收。聚焦城乡收入差距,陈斌开等[19]认为,在财政压力与晋升激励的驱使下,地方政府倾向采取工业化、城市化偏向的经济政策,“漠视”农业、农村和农民的发展,加剧了城乡收入差距的扩大。与之相似,赵卫民等[20]发现,中央财政转移支付并未缩小城乡收入差距。其原因在于,中央财政转移支付对第一产业增加值的促进作用不明显。据此,他们认为,必须建立稳定的财政资金支持农业发展的体制机制,形成农民增收的长效路径。同时,雷根强等[21]以西部大开发政策构建准自然实验,使用模糊断点回归分析发现,中央财政对西部地区的转移支付使得城镇居民的受益程度更大,进而扩大了西部地区的城乡收入差距。近年来,随着国家财政体制的日趋完善,转移支付制度创新层出不穷。卢文秀等[22]研究了生态补偿横向转移支付对受偿地区城乡收入差距的影响,发现生态补偿横向转移支付可以通过产业结构高级化和农业劳动力转移显著缩小受偿地区的城乡收入差距,但却未能促使受偿地区的产业结构更加合理。从既有文献看,转移支付的收入效应往往与转移支付的类型、转移支付的制度安排、转移资金的分配机制,以及地方政府的财政支出偏好等诸多因素相关。学者们通过不同研究视角所得出的结论往往不尽相同,对转移支付推动城乡收入差距缩小的作用尚未达成定论。同时,随着近年来国家财税政策制度创新的不断涌现,既有文献的研究结论也未能及时反映现实经济运行的真实情况,因此,迫切需要对近年来中国政府所实施的财税制度创新给予新的评价研究。

在政府层级方面,县级政府一直承担着基础教育、医疗卫生和社会保障等公共品供给的责任。保障县级政府的公共服务供给能力,对确保国家长治久安、经济社会协调发展至关重要。然而,分权体制下的县级政府,为追求经济增长,其财政支出带有明显的经济偏向,社会性支出不足,居民福利受损,影响国计民生[23]。在此背景下,为改善地方政府财力均衡度,提高财政资金利用效率,推进基本公共服务均等化,协调城乡发展不平衡不充分的矛盾,2013 年财政部颁布《中央财政县级基本财力保障机制奖补资金管理办法》(简称《办法(2013)》),正式设立中央财政县级基本财力保障机制。显然,评价保障机制对城乡收入差距的影响,对进一步完善省以下财政体制,促进社会公平,实现国家长治久安,具有重要的理论与现实意义。

为此,本文首先构建一个逻辑分析框架,阐明分税制改革以来,现行财税体制对城乡居民收入差距的影响;在此基础之上讨论2013 年设立的中央财政县级基本财力保障机制对缩小城乡居民收入差距的作用机理。然后,以2013—2019 年中国667 个县级市辖区的年度面板数据为基础,构建局部准自然实验,运用断点回归设计(RDD),评估保障机制对县域内城乡居民收入差距的影响、异质性以及作用机制。相较已有文献,本文可能的边际贡献在于:第一,研究视角上,立足中国特色财税体制改革的重要实践,本文探讨了保障机制对县域内城乡居民收入差距的影响与作用机理,有助于深入理解在既有财政体制框架内如何更好地推进制度创新以缩小城乡收入差距。第二,识别策略上,基于局部准自然实验,本文利用《办法(2013)》的适用范围,构造制度断点,使用RDD 方法识别保障机制对缩小城乡收入差距的净影响。相较传统方法,利用制度断点所构建的局部准自然实验更具随机性特征,能更好地控制由其他因素干扰所导致的估计偏误。第三,机制识别上,本文从财政收入结构和财政支出结构及其支出效率两方面,揭示了保障机制影响城乡收入差距的作用路径,为进一步完善省以下的财税体制提供政策参考。

本文剩余部分安排如下:第二部分为理论框架与研究假说,在对《办法(2013)》的政策内容进行简要梳理的基础上,分析中央财政保障机制缩小城乡收入差距的制度逻辑;第三部分是估计策略与数据来源;第四部分在进行基准回归后,检验研究结论的稳健性;第五部分为拓展性分析;第六部分对研究结论进行总结并提出政策启示。

二、理论框架与研究假说

(一)政策实践

为推进县级基本公共服务均等化,促进县域经济社会事业协调发展,保障县级政府落实中央各项民生政策的基本财力需要,2013 年9 月财政部下发《办法(2013)》,正式设立中央财政县级基本财力保障机制。《办法(2013)》指出保障机制的资金,是指由中央财政设立,用于弥补县级政府减收增支财力缺口,奖励地方改善财力均衡度、加强财政管理提高管理绩效的一般性转移支付。因此,中央财政县级基本财力保障机制其实质是在既有财税体制框架下,对转移支付制度的一项政策创新。《办法(2013)》要求县级政府切实保障相关部门的基本运转支出和民生支出,切实保障提供基本公共服务的能力。从政策设计看,《办法(2013)》建立了相应的激励约束机制,以奖代补,根据地方政府的财政支出和财政收入情况给予奖励。保障范围上,保障机制奖补资金的分配对象是全国的县、县级市和农业人口占辖区内总人口比重超过50%的区。内容上,主要涵盖人员经费、公用经费、民生支出和其他必要支出等四项内容,其中民生支出重点强调农业、教育、社会保障以及保障性住房建设等支出项目。在资金分配方式上,采用因素法分配奖补资金,对县级财力均衡度较高,财政管理较为规范的地区予以奖励。在激励形式上,采取正向激励与逆向激励相结合的方法,引导地方政府改善财政收入结构和优化财政支出结构。在正向激励方面,《办法(2013)》对县级财力均衡度较高的地区和均衡度改善状况较为明显的地区进行奖励;对县级财政收入结构质量较好,本级税收收入占一般公共预算收入比重排名前20 名的省级行政单位给予分档奖励;对县级财政支出结构较好,保障和改善民生成效显著的地区,按照县级财政支出管理绩效评价结果,安排奖励。在逆向激励方面,《办法(2013)》对财政供养人员进行控制,对财政供养人员增加的地区实施扣款;对县级基本财力保障水平低于中央核定标准,且县级财力均衡度过低的地区,扣减省级对县级的均衡性转移支付和税收返还;对保障水平低、财力均衡度过低、违规使用奖补资金的地区,予以通报批评和问责。此外,《办法(2013)》还建立了县级财政运行监控体系,对地方分配、管理和使用奖补资金的情况进行监督,以准确掌握县级财政的运行情况。

2017 年、2019 年,财政部对《办法(2013)》进行了两次修订(分别简称为《办法(2017)》和《办法(2019)》),推动保障范围逐步扩大,保障机制日趋完善。《办法(2017)》在《办法(2013)》的基础之上增加了保障机制对县级政府落实党中央、国务院各项民生政策基本财力需要的保障要求;增加了奖补资金向基层困难地区倾斜的要求;更加注重省级财政调控对县级财力保障的贡献。《办法(2019)》在《办法(2017)》的基础之上更加强调“保民生”支出的重要性;对县级财政支出的监控从“动态监控”转变为“全过程监控”,监督管理力度进一步加强。补助对象进一步扩大,由县、县级市和农业人口占辖区内总人口比重超过50%的区扩大到县、自治县、不设区的市和市辖区,实现了对县级行政单位的全覆盖。内容上,《办法(2019)》增加对事业单位绩效工资的保障,增加对地方政府一般债券付息的保障。同时,在分配资金的过程中,增加对诸如自然灾害等特殊因素的考量,增加对特定区域(如革命老区)、特定事项(如脱贫攻坚)的阶段性保障。因此,不难看出,作为中央财政保障地方政府推进基本公共服务均等化的重要手段,县级基本财力保障机制是分权体制下的一项典型政策创新。

(二)作用机理

改革开放以来,中国逐步确立了以经济建设为中心的发展道路,经济增长绩效实质上成为官员政治晋升的关键。在以促进经济增长和提高经济效率为导向的发展模式下,政府间的竞争行为更多地表现为财政支出竞争[18]。从支出结构上看,地方政府的财政支出大致可分为经济性支出、社会性支出和维持性支出三类[24]。为谋求政治晋升,地方政府的财政支出政策带有明显的城市偏向与工业偏向,表现出注重基础设施投资等经济性支出,忽视教育、医疗等社会性支出的特点。此类“重资本、轻民生”的财政支出倾向,导致要素市场价格扭曲,劳动力、土地以及初级产品等生产要素的价格受到压抑[25]。当农村居民外出务工时,供给相对充裕的低端劳动力(农民工)得不到非扭曲市场条件下的劳动报酬。当农村居民作为初级产品的供给者时,初级产品的价格扭曲也使得农村居民得不到正常市场条件下的产品报酬。因此,在地方政府工业、城市偏向的政策导向下,无论是作为初级产品供给者的农民,还是作为低端劳动力供给者的农民工,在要素市场上都处于弱势地位,相较拥有相对完善社会保障权益的城市居民和资本所有者而言,农村居民的正常要素报酬在扭曲的市场条件下未能充分实现,进而不利于城乡收入差距的缩小。

那么保障机制的设立可以从哪些方面缩小城乡居民收入差距呢? 首先,从政策设计上看,保障机制重点强调增强基层政府提供公共服务的能力,并对县级财政的民生支出项目进行明确要求。因此,保障机制在一定程度上,可以调整地方政府“重资本、轻民生”的财政支出倾向,加强地方财政对农业、教育、社会保障和医疗卫生等项目的投入,提高基层组织的公共品供给数量。这将有利于农村居民享受到相对公平合理的基本公共服务,提高其人力资本储蓄,进而缩小城乡收入差距。

其次,结合保障机制的保障内容和奖励资金的分配方式来看,保障资金只能用于社会性支出和维持性支出两方面。在维持性支出方面,保障机制对人员经费支出和公用经费支出进行严格限制,要求公务系统财政供养人员“只减不增”,对公务人员数量控制不达标的地区实行逆向激励,减扣均衡性转移支付资金并予以问责。同时,保障机制也对合理的新增基本财力保障需求(如社区医院建设、新建义务教育学校等)予以补助,并对县级财力均衡度较高和有较大改善的地区进行正向激励。因此,对维持性支出的逆向激励和对社会性支出的正向激励可以起到“胡萝卜加大棒”的政策效果,引导地方政府财政支出向民生领域倾斜,进而改善公共品供给质量,缩小城乡收入差距。

最后,从财政支出效率上看,提高财政支出效率,可以有效释放地方财政的收支压力,减少因不合理的政府干预所造成的市场扭曲[26]。因此,提高财政支出效率,可以在既定的财力水平下,提高地方政府公共服务的供给能力,减少要素市场扭曲,提高劳动投入的边际报酬。在保障机制的政策实践上,保障机制对县级财政的运行情况进行动态监控,能够科学、客观地评价县级政府落实基本财力保障责任的能力与工作绩效。同时,财政部每年均会对各地区的基本财力保障状况进行考核,并对奖励资金在管理、使用等方面的情况进行监督检查。因此,监控机制与考核评价制度的建立,可以在一定程度上规避转移支付资金的不当使用,提高县级财政的支出效率,进而缩小城乡收入差距。

综上所述,本文提出如下核心命题:

中央财政县级基本财力保障机制可以通过调整地方政府的财政支出结构,优化财政支出效率,更好发挥财税体制促进社会公平的重要功能,推动城乡收入差距的缩小。

三、研究设计

(一)估计方法

《办法(2013)》和《办法(2017)》关于保障机制奖补资金分配对象的规定,为本文使用RDD 评估中央财政保障机制对城乡收入差距的政策效果提供了契机。上述两份文件所规定的分配对象均为全国的县、县级市和农业人口占辖区内总人口比重超过50%的县级区,其中,关于“农业人口占辖区内总人口比重超过50%的县级区”的规定为本文评估保障机制的政策效果提供了良好的制度断点。样本中的个体是否可以享受财力保障,直接取决于农业人口占辖区内总人口的比重。因此,受到处理的个体在断点处会产生从0 到1 的跳跃。基于此,本文采用精确断点回归设计(sharp RD)评估保障机制对缩小县域内城乡居民收入差距的净效果。要得到该政策效果需要估计处理组与控制组在断点处的局部平均处理效应(local average treatment effect,LATE)。LATE的表达式设定如下:

其中,Y为结果变量,表示城乡居民收入差距。cratioi为断点回归的驱动变量,表示i县级区经过中心化处理后的农业人口占辖区内总人口比重。“cratioi↓0”表示该县级区位于处理组一侧,即该区受到了保障机制的处理;“cratioi↑0”表示该县级区位于控制组一侧,表示该区未获得保障机制的政策干预。如果LATE小于0,即＜,说明在断点两侧结果变量发生了“跳跃”。表明保障机制可以缩小县域内城乡收入差距。为估计局部平均处理效应(LATE),本文利用非参数估计方法,进行核密度估计,估计方程为:

式(2)、式(3)为核密度估计量,其中,K(·)代表核函数,h为带宽,余下变量含义与式(1)相同。由于Triangular 内核更适用于断点处的核密度估计[27],因此,本文在基准回归及后续拓展性分析部分主要使用Triangular 内核估计局部平均处理效应。同时,借鉴张华[28]的研究,本文还将Epanechnikov 内核和Uniform 内核的估计结果作为稳健性检验的组成部分予以汇报。此外,RDD 本质上属于局部随机化实验,是否加入前定变量并不影响估计结果的一致性。但是,考虑到加入前定变量能够降低随机扰动项的方差,提高估计结果的解释力,使估计到的局部平均处理效应更为精确可靠[29],本文汇报的估计结果中均加入了前定变量。

(二)变量与数据来源

1.结果变量。借鉴张占录等[2]、吴本健等[7]的研究,本文所选取的结果变量包括:(1)相对城乡收入差距。利用城镇居民人均可支配收入与农村居民人均可支配收入的比值表示。(2)绝对城乡收入差距。利用城镇居民人均可支配收入与农村居民人均可支配收入的差值表示。

2.核心解释变量(处理变量)。政策虚拟变量:本文利用虚拟变量表示某县级区是否受到保障机制的政策干预。如果某县级区受到政策干预则将该虚拟变量取值为1,反之则为0。根据《办法(2013)》与《办法(2017)》的规定,机制的保障对象为全国的县、县级市和农业人口占辖区内总人口比重超过50%的县级区。因此,本文将乡村人口②占辖区内总人口比重超过50%的县级区列为处理组,而将该比重未超过50%的县级区列为控制组。

3.驱动变量。驱动变量指中心化处理后的农业人口占辖区内总人口比重。结合RDD 的估计需要,本文将中心化处理后的处理组驱动变量取为正数;而将控制组的驱动变量取为负数;将0 设为断点。

4.前定变量。为了控制其他因素对城乡收入差距的影响,本文选取如下变量作为前定变量。(1)经济发展水平。利用人均地区生产总值表示。(2)产业结构。利用第二产业增加值占地区生产总值的比重表示。(3)劳动力质量。以普通中学在校学生人数占总人口的比重表示。(4)金融发展。利用年末金融机构各项贷款余额除以年末总人口表示。(5)通信基础设施水平。以固定电话用户数与年末总人口之比表示。(6)政府规模。使用地方财政一般预算支出占地区生产总值的比重表示。(7)城镇化水平。利用NPP/VIIRS(卫星数据)地区年度夜间灯光强度总和占县级区行政区域面积的比重表示。

本文所选取的样本包含2013—2019 年③中国667 个县级区④的年度面板数据。所用数据来源于《中国县(市)社会经济统计年鉴》、《中国县域统计年鉴》、《中国财政年鉴》、《中国区域经济统计年鉴》、《中国统计年鉴》、EPS 数据平台、EOG 数据平台、财政部官网以及各省市统计年鉴。同时,本文对全部名义价格变量,利用各县级区所在省份的价格指数进行消胀处理,得到以2000 年为基期的不变价格变量。表1 列出了本文各主要变量的描述性统计结果。

表1 描述性统计

四、研究结果

(一)基准回归结果

在执行RDD 之前,本文首先绘制城乡收入差距在断点两侧的散点图与拟合曲线,直观展示驱动变量与城乡收入差距之间的关系。图1 中的垂线表示是否受到保障的制度断点;断点右侧为处理组,左侧为控制组;散点表示区间内城乡收入差距的平均值,使用区间平均值拟合曲线可以降低原始数据存在的噪音,使得到的拟合值更为准确;实线为断点两侧散点的非线性拟合值,用于表示城乡收入差距在处理组与控制组的变化情况;虚线为拟合曲线95%的置信区间。从图1 中不难看出,无论是相对城乡收入差距还是绝对城乡收入差距在断点两侧均存在显著差异,且拟合值的置信区间在断点两侧的交集均相对较少,初步表明保障机制有利于缩小城乡收入差距,可以进一步对该政策的局部平均处理效应进行估计。

图1 收入差距在断点两侧的分布情况

表2 报告了基于CCT 带宽选择标准的RDD 估计结果。从(1)、(4)列可以看出,在triangular 内核设定条件下,无论是绝对城乡收入差距还是相对城乡收入差距,在OLS 标准误、纠偏稳健标准误以及稳健标准误情况下均显著为负,表明保障机制可以缩小城乡居民收入差距。同时,从(2)、(3)列和(5)、(6)列可以发现,在epanechnikov 内核和uniform 内核设定下该结论仍然成立,意味着保障机制的城乡收入差距缩小效应具备一定可靠性,本文的估计结果较为稳健。在估计系数方面,保障机制可以缩小相对城乡收入差距约0.129～0.168,与样本中各县级区的平均水平相比,实施保障机制政策可以缩小相对城乡收入差距约6.23%～8.11%。同时,保障机制亦可缩小绝对城乡收入差距约1 230.2～1 830.4 元,与样本中各地区的平均值相比,实施保障机制可以缩小绝对城乡收入差距约8.63%～12.84%,因此,保障机制缩小城乡收入差距也具有显著的经济意义。

表2 基准回归

(二)断点回归的有效性检验

RDD 估计结果有效需要满足连续性假设和局部随机化假设。连续性假设要求除保障机制外,其余所有影响结果变量的相关因素在断点两侧都要呈现出平滑变化。如果连续性假设不满足,则表2的回归结果存在偏误,断点处城乡收入差距的缩小不能归因于保障机制的建立。借鉴Meng[30]的做法,本文利用RDD 检验前定变量的连续性,表3 汇报了基于triangular 内核的RDD 估计结果。可以看出,本文所选取的前定变量在断点处均不显著,不存在明显跳跃,连续性假设成立。

表3 前定变量的平衡性检验

局部随机化假设要求驱动变量不存在潜在的人为操控问题。若是否受到政策干预在很大程度上是由人为操控所形成的,那么最终的估计结果将会是有偏的。事实上,受严格的户籍制度限制,中国的城镇居民想成为农村居民几乎难以实现,且相较农村户口而言城镇户口在教育、医疗和社会保障方面仍有较大优势。因此,县级政府想要通过操控农业人口占辖区内总人口比重来换取保障机制是十分困难的。为了进一步验证局部随机化假设是否成立,本文绘制了驱动变量的密度函数分布图(如图2 所示)。从图2 中可以发现,驱动变量在断点处的变化较为平滑,且在执行McCrary 检验后该结论仍然成立,表明本文驱动变量的选择不存在人为操控问题。

图2 驱动变量在断点两侧的操控性检验

(三) 稳健性检验

1.带宽敏感性测试。RDD 估计结果的有效性会受到带宽选择的影响,因此,本文需要进行不同带宽条件下的半参数检验,以验证本文估计结果的可靠性。经过检验发现,在1.25CCT 标准、1.50CCT标准和2.00CCT 标准下的带宽得到的估计系数仍然显著。表明虽然断点回归设计的估计参数对带宽选择较为敏感,但在不同带宽设定条件下,本文的基本结论仍然显著,具备一定的稳健性。

2.安慰剂检验。为了检验保障机制对城乡收入差距的影响是否受到遗漏变量的干扰,本文通过设置虚假断点来进行安慰剂检验。具体而言,本文将农业人口占辖区内总人口比重小于30%的县级区设为机制的保障对象,考察城乡收入差距在虚假断点两侧是否存在显著差异。表4 的回归结果表明,在虚假断点附近,保障机制对缩小城乡收入差距并不存在显著影响,进一步验证了本文研究结论的稳健性。

表4 稳健性检验:安慰剂检验

3.更换结果变量。泰尔指数(Theilit)是衡量城乡收入差距的另一重要指标,在该部分,本文将通过计算泰尔指数替代上文的城乡收入比和城乡收入绝对差来进行稳健性检验。泰尔指数的计算公式为:

式(4)中,Ii,t表示i县级区第t期的居民总收入,Iic,t表示i县级区第t期的城镇居民总收入,Iir,t表示i县级区第t期的农村居民总收入;Zi,t表示i县级区第t期的年末总人数,Zic,t表示i县级区第t期的城镇居民数,Zir,t表示i县级区第t期的农村居民数。表5 列出了更换结果变量后的估计结果。可以发现,在替换结果变量后保障机制对缩小城乡收入差距的影响仍显著为负,表明基准回归部分的结论对不同结果变量的测度方法保持稳健。

表5 稳健性检验:更换结果变量

(四)异质性分析

中国各地区在城乡经济发展基础、财政收支结构等方面均存在较为显著的差异。因此,有必要就保障机制对城乡收入差距的缩小效应进行异质性分析。本文使用分组回归的形式,分析东、中、西部地区保障机制对缩小县域内城乡收入差距的影响,表6 列出了异质性分析的估计结果。从表6(1)、(4)列可知,保障机制对缩小东部地区相对城乡收入差距的政策效果并不显著,对缩小绝对城乡收入差距的效果并不稳健。表明就东部地区而言,保障机制对城乡收入差距的缩小效应并不成立。可能的解释是,改革开放以来中国逐渐呈现出“天下税赋半东南”的格局,东部地区经济发展水平高,是重要的税源地,相较中西部地区而言,转移支付对东部地区地方财政的影响程度相对较低。保障机制对东部地区地方政府调整财政收支行为的激励作用相对较弱,进而影响了保障机制在东部地区的政策效果。而从表6(2)、(3)列和(5)、(6)列可知,保障机制在中西部地区的政策效果是显著的,表明保障机制对城乡收入差距的缩小效应主要体现在中西部地区。可能的解释是,中西部地区的财政收支缺口大,对中央财政转移支付的依赖程度较高,在此基础之上,保障机制对中西部地区地方政府的约束力相对较强,保障机制所希望达成的政策目标更容易实现。在政策激励的约束下,中西部地区县级政府的财政支出结构向农业、民生等领域倾斜,其财政支出效率也更易提高。因此,保障机制在约束力相对较强的中西部地区,能更好发挥财税体制再分配促进社会公平的重要功能,进而推动城乡收入差距的缩小。

表6 异质性分析

五、拓展性分析

上文的研究表明保障机制可以显著缩小县域内城乡收入差距,但并未提供可靠的经验证据验证政策效果背后的原因。本部分将结合第二部分的理论分析,识别保障机制对城乡居民收入的影响和缩小城乡收入差距的潜在机制。

(一)保障机制对城乡居民收入的影响

城市居民收入增速高于农村居民收入增速是产生城乡收入差距的直接来源。因此,保障机制通过一系列政策干预,能够使得地方政府的财政收支结构向有利于农村居民收入增长的方向调整。在该政策的引导下,受到财力保障的地区农村居民收入得以实现更高速度的增长,进而该地区城乡收入差距缩小。借鉴雷根强等[21]的思路,本文分别考察保障机制对城镇居民人均可支配收入和农村居民人均可支配收入的影响。具体方法是,将城镇居民人均可支配收入和农村居民人均可支配收入作为结果变量代入式(1)进行核密度估计,识别保障机制对城镇居民收入和农村居民收入的LATE。表7汇报了上述核密度估计的具体结果。可以发现,保障机制显著增加了城镇居民人均可支配收入和农村居民人均可支配收入。相较控制组而言,处理组的农村居民人均可支配收入增加约2 724～3 188元;城镇居民人均可支配收入增加约1 441～1 591元,保障机制的增收效应较为明显。因此,保障机制主要是通过推动农村居民收入更高速度的增长,来实现城乡收入差距的缩小。

表7 保障机制与居民可支配收入

(二) 机制识别

1.保障机制与地方财政支出结构。根据前文的理论分析,保障机制可以调整地方政府“重资本、轻民生”的财政支出倾向,加强地方财政对农业、教育、社会保障和医疗卫生等项目的投入,提高基层组织的公共品供给数量,进而实现城乡居民收入差距的缩小。结合县级层面的数据可得性,本文选取高中及义务教育阶段的师生比(专任教师人数除以在校学生人数),人均医疗资源(床均执业医师数除以年末总人数,其中床均执业医师数等于执业医师数除以医院床位数,该指标反映了县域内人均可以享受到的医疗资源),农村投资占比(利用固定资产投资减去城镇投资再除以固定资产投资表示)作为反映县级政府财政支出结构与公共品供给的代理变量,进行机制识别。基于中介效应逐步回归法的思路,本文通过观察机制变量在断点两侧是否存在显著变化,以及机制变量的变化能否解释城乡收入差距在断点处的跳跃,进而识别上述机制变量是否是影响城乡收入差距的作用路径。

表8 汇报了地方政府财政支出的机制识别结果,从(1)、(4)、(7)列可以发现,机制变量在断点两侧存在明显差异,可以认为保障机制对县域内的教育供给、医疗资源供给和农村投资均有显著的促进作用。从(2)、(3)列,(5)、(6)列和(8)、(9)列可以发现,加入机制变量后保障机制对城乡收入差距的影响较基准回归结果有所下降,且有部分估计结果未通过显著性检验,表明保障机制对城乡收入差距的影响可以在较大程度上被上述机制变量所解释。因此,保障机制确实可以通过调整地方政府财政支出结构,优化公共品供给,实现城乡收入差距的缩小。

表8 作用机制分析:地方财政支出结构

2.保障机制与地方财政支出效率。为验证保障机制所构建的监控机制与考核评价制度能否提高县级财政的支出效率,进而缩小城乡收入差距,本文使用超效率SBM 模型计算地方政府在教育、医疗、农业三个方面的财政支出效率,进行机制识别。表9 列出了各项财政支出效率的投入变量和产出变量。

表9 地方财政支出效率的投入产出指标

表10 报告了财政支出效率的机制识别结果。从(1)、(4)和(5)列可以看到,保障机制可以显著提高地方财政的教育支出效率,但对医疗支出效率和农村支出效率的提升效果并不显著。保障机制应当进一步优化政策设计,加强对医疗、农村领域财政支出的绩效监管,提高地方财政在医疗卫生和农业农村等方面的支出效率。同时,从(2)、(3)列可以发现,在加入教育支出效率后,保障机制对城乡收入差距的政策效应较基准回归而言有所降低,说明保障机制的城乡收入差距缩小效应能够被提高的教育支出效率所解释。因此,就现阶段而言,保障机制可以提高县级政府教育支出效率,发挥财税体制促进社会公平的重要功能,推动城乡收入差距的缩小。

表10 作用机制分析:地方财政支出效率

六、结论与启示

在全面建成社会主义现代化强国的新征程中,更加需要发挥财税政策的收入再分配功能,着力解决收入分配不合理问题,为实现共同富裕提供必要的制度保障。基于此,本文首先构建一个逻辑分析框架,讨论中央财政县级基本财力保障机制对缩小城乡居民收入差距的制度逻辑。然后,基于2013—2019 年中国667 个县级市辖区的年度面板数据,构建局部准自然实验,运用断点回归设计(RDD),评估了保障机制对县域内城乡居民收入差距的影响、异质性以及作用机理。

研究发现:(1)中央财政县级基本财力保障机制的设立,可以缩小相对城乡收入差距约6.23%～8.11%,缩小绝对城乡收入差距约 8.63%～12.84%,且该结论在执行一系列稳健性检验后仍然成立。充分表明中央财政县级基本财力保障机制是在现行财税体制框架下,一次重要且成功的政策创新,可以显著缩小城乡收入差距。(2)中央财政县级基本财力保障机制的设立,可以缩小中西部地区的城乡收入差距,但该政策的作用效果在东部地区并不显著。(3)中央财政保障机制可以通过调整地方政府的财政支出结构,协调财政纵向失衡,实现城乡收入差距的缩小。(4)在地方政府的财政支出效率方面,保障机制可以通过提高教育支出效率,推动城乡收入差距的缩小,但遗憾的是保障机制并未提高地方政府在医疗卫生和农业农村方面的财政支出效率,需要进一步优化政策设计。基于上述研究结论,本文提出如下政策启示:

第一,优化中央财政县级基本财力保障机制的政策设计,充分发挥财税政策工具缩小城乡收入差距的功能。一要调整地方政府的财政支出结构,通过制定合理的财力保障范围和保障标准,积极引导中央财政奖补资金和其他均衡性转移支付向农业农村、教育、医疗卫生和社会保障等领域倾斜,切实减少公共品供给的城乡差异,努力提升农村居民的人力资本水平,进一步发挥保障机制缩小城乡收入差距的重要功能。二要强化中央财政的宏观调控功能,通过保障机制,优化各级政府的财权、事权和支出责任,赋予地方政府与事权、支出责任相匹配的基本财力。充分发挥中央宏观调控的正向激励功能,督促地方政府财政支出结构向农业农村、民生社保等领域倾斜,通过一系列制度创新,实现地方政府经济发展与保障和改善民生“激励相融”。

第二,建立健全财政运行全过程监控体系,保障财政支出使用合理,运转高效。一要进一步完善财政支出向民生领域倾斜的政绩评价体系,将民生领域的发展成效纳入官员晋升考核机制之中,充分激发地方各级政府改善民生、缩小城乡收入差距的内生动力。二要进一步完善财政支出的绩效评价体系与奖惩机制,充分发挥中央财政正向激励与逆向激励相结合的制度优势。切实提高各级政府的财政支出效率,尤其是医疗支出效率和农业农村投资支出效率。三要探索建立常态化的中央财政资金直达机制,缓解因纵向财政竞争而产生的效率损失。通过中央对财政资金的全过程监管,压实地方政府的主体责任。督促有关部门建立并完善财政资金使用的内控管理制度,加强中央部门对地方有关部门的业务指导,强化财政部门内部监管职能,切实推动财政资金使用效率的提高。

注释:

①数据来源:作者根据国家统计局(https://data.stats.gov.cn/)公布的数据计算而得。

②根据国家统计局的解释,中国的农业人口为乡村人口,即包括脱离农业但仍在农村居住的人口。

③2019 年县级基本财力保障机制奖补资金的分配方式仍然按照《中央财政县级基本财力保障机制奖补资金管理办法(财预〔2017〕114 号)》执行,故2019 年的分配标准尚未发生变化。

④实际上,中国共有977 个县级区,然而,由于本文所选取的变量,数据来源较为广泛,且不同来源均存在较多的数据缺失情况,在将所有数据来源进行整理清洗后,本文共得到667 个可供使用的县级区面板数据。