财政分权_通货膨胀与城乡收入差距关系研究

2011年第1期(总第203期)厦门大学学报(哲学社会科学版)JOURNALOFXIAMENUNIVERSITY(Arts&SocialSciences)No.12011GeneralSerialNo.203财政分权、通货膨胀与城乡收入差距关系研究赖小琼,黄智淋(厦门大学经济学院,福建厦门361005):2010-10-22:赖小琼,女,福建长汀人,厦门大学经济学院教授、博士生导师,经济学博士;黄智淋,男,广东汕尾人,厦门大学经济学院博士研究生。:财政分权、通货膨胀与城乡收入差距之间通过财政支出的传导,存在相互影响的机制。基于我国1978-2009年的数据,构建以财政分权、通货膨胀与城乡收入差距为内生变量、财政支出为外生变量的向量自回归模型,可考察财政分权、通货膨胀与城乡收入差距之间的长期均衡和短期动态关系。结果发现:三者不仅存在长期的均衡关系,而且存在短期的动态关系。具体而言,财政分权在长期和短期均不利于城乡收入差距的缩小;通货膨胀虽在长期不利于城乡收入差距的缩小,但在短期则显著缩小了城乡收入差距。:财政分权;通货膨胀;城乡收入差距;向量自回归模型:F224.0:A:0438-0460(2011)01-0022-08一、问题的提出与文献综述改革开放以来,我国财政分权的程度逐步增强,以地方政府所有财政支出占全国所有财政支出比重衡量的财政分权,从1978年的52.6%上升到2009年的80%,上升了27.4%。伴随着财政收支权力逐步从中央政府向地方政府转移,我国在经济发展过程中也暴露出许多问题,其中通货膨胀与城乡收入差距备受人们关注。1978年以来,除了1998-1999年、2002年和2009年之外,我国以居民消费价格指数(CPI)衡量的通货膨胀率都为正的,且出现过1988-1989年和1993-1995年两次超过10%的高通货膨胀。采用城镇人均可支配收入的实际值与农村人均纯收入的实际值之比衡量的城乡收入差距,在1985年之前都小于3,但自1985年起都超过了3。于是,有学者尝试从财政分权的角度出发,为我国的通货膨胀和城乡收入差距寻找制度层面的原因。首先,针对我国财政分权仅在经济上分权,而在政治上高度集权的局面(于长革,2009),国内学者提出财政分权是通货膨胀的制度根源,而货币供应量增加和投资过度膨胀只是表层因素,财政分权通过提高货币供应量和投资增长率间接加剧了通货膨胀,且财政分权和通货膨胀在时间上具有较强的先后性和相关性(许煜等,2007)。另外,财政分权通过刺激财政支出从而引起总需求的扩大,特别是投资的膨胀,进而提高通货膨胀(人民银行南京分行课题组,2008)。余长林和王瑞芳(2008)从制度变革层面分析得出中国式财政分权通过货币供应量和国内投资而引发通货膨胀。王22文剑等(2007)从投资的层面分析财政分权如何加剧了通货膨胀。总的来看,国内学者大部分认为财政分权不利于降低通货膨胀。然而,国外学者则普遍认为财政分权有利于降低通货膨胀(如Qian和Weingas,t1996;Qian和Roland,1998),但国外学者对财政分权影响通货膨胀的作用机制至今尚存不同看法,且国外关于财政分权影响通货膨胀理论中的用手投票!和用脚投票!机制在我国并不成立。其次,关于财政分权对收入差距的影响,目前国外学者主要存在两种不同的观点:第一种观点认为财政分权有利于缩小收入差距。Shankar和Shah(2003)发现,分权制或联邦制国家因有较高的政治风险、较大的公共支出规模、较完善的福利投资机制,使减少区域间收入差距,减少贫困更能取得成效。第二种观点认为财政分权虽能提高行政效率,但在收入分配调节和促进社会公平方面不如集权好,不利于缩小收入差距。如Bardhan(2002)虽肯定分权能使地方政府紧密结合地区优势,实现资源的优化配置,但集权体制下所采取的政策在公共基础设施建设和经济运行规则的执行上更胜一筹,有利于满足绝大多数贫困人口的需求。Qian和Weingast(1997)等也得出类似结论。然而,国内仅研究财政分权影响城乡收入差距的文献还较少,主要是结合其他因素一起研究,可归结为三大类:第一类是集中于对财政分权、经济增长和收入差距关系的研究,认为财政分权在促进经济增长的同时也加剧了收入不平等(如王永钦等,2007;殷德生,2004;Qiaoeta.l,2008等)。第二类是从财政分权和公共品供给的角度对城乡收入差距进行分析,如解垩(2007)认为农村公共品供给增加有助于降低城乡收入差距,而地区间预算外收入和宏观税负的提高则会扩大城乡收入差距。第三类是从制度层面进行分析,姚洋等(2003)认为目前中国财政分权出现制度供给的失衡且远远超过了适度的界限,从而导致了收入差距的扩大。其他学者也证实了两者的关系,如陆铭和陈钊(2004)得出城市化进程中财政支出结构的调整扩大了城乡收入差距。再者,由于通货膨胀劫贫济富的收入再分配效应,国内外学者也纷纷从通货膨胀的角度分析收入差距或收入不平等的问题。不过,国外学者对通货膨胀影响收入不平等的研究至今并未达成一致的观点,主要有通货膨胀对收入不平等存在积极影响(如Romer和Romer,1998;Mocan,1999等)、存在消极影响(如Yoshino,1993;Powers,1995等)和不存在影响(如Buse,1982;Chu,Davoodi和Gupta,2000等)三种不同的观点。而国内学者就通货膨胀影响收入差距的研究相对较少,起步也较晚,大部分研究认为通货膨胀扩大了收入差距(如樊纲,1995;许业友,2009等)。以上研究为我们认识我国的财政分权、通货膨胀和城乡收入差距提供了宝贵的借鉴,但国内外学者仅分别考察三者中两两之间的关系,鲜有文献将三者综合起来研究的。由此引发的问题是:能否在同一框架分析三者的关系?如果可以的话,这种关系在长期是怎样的?在短期又如何呢?这正是本文所探讨的问题。二、财政分权、通货膨胀与城乡收入差距的影响机制和模型设定在构建向量自回归模型之前,有必要分析财政分权、通货膨胀和城乡收入差距之间可能存在的影响机制。本文尝试通过财政支出将三者综合起来:首先,财政分权是中央政府赋予地方政府在债务安排、税收管理和预算执行等方面一定的自主权。财政分权通过财政支出影响通货膨胀的机制是,财政分权的程度越大,意味着中央政府将更多的财政收支权力下放给地方政府,以至可供地方政府支配的财政资源一定程度上增加了。在以GDP考核政绩的畸形激励制度下,当地政府可能为片面追求高GDP而不惜代价地增加财政支出,从而增加了流通中的货币供应量。一旦流通中货币的供应量超过了实际货币需求量,将产生一定的通货膨胀压力,从而导致通货膨胀。反过来,通货膨胀通过财政支出影响财政分权的机制尚不明确,23第1期赖小琼等:财政分权、通货膨胀与城乡收入差距关系研究有待通过实证分析加以考察。其次,财政分权通过财政支出影响城乡收入差距的机制是,如果地方政府将由于财政分权而增加的可支配财政资源,更多地用于增加转移支付、发展农业、教育和科学事业等有利于提高农村居民收入水平的财政支出,财政分权将有利于缩小城乡收入差距;如果地方政府将这种资源更多地用于提高城镇居民收入水平,财政分权可能将不利于城乡收入差距的缩小。反过来,基于地方政府比中央政府对当地诸如教育、基础设施等公共品的供给和需求更具有信息优势,而城乡或农村公共品的供给有利于缩小城乡收入差距(解垩,2007),城乡收入差距可能通过财政支出对财政分权产生影响。如果城乡收入差距过大,追求公平的政府,一般不会放任不理,可能通过增加公共品供给来缩小城乡收入差距。中央政府倘若在合理的范围内将更多的财权下放到地方政府,将有利于为当地居民提供更合适的公共品,更有利于缩小城乡收入差距。最后,城乡收入差距通过财政支出影响通货膨胀的机制是,政府为缩小城乡收入差距可能会增加转移支付、发展农业、教育和科学事业等方面的支出。财政支出的增加可能对通货膨胀存在双重影响:其一,直接影响,正如上述所说的财政支出的增加造成了过量的货币供应,从而产生通货膨胀压力,进而导致通货膨胀。其二,财政支出可能通过财政赤字对通货膨胀产生间接的影响。如果政府的财政支出增加了,但财政收入增加的量较支出的少,将导致或扩大财政赤字。为填补财政赤字,政府通常采取增加铸币税的措施,而铸币税作为发行货币的收益,其增加意味着发行的货币量同比率增加,从而引起流通中的货币供给量过大,进而导致通货膨胀。反过来,通货膨胀也可能通过财政支出影响城乡收入差距,政府为缩小城乡收入差距而增加的财政支出,其实际值可能因通货膨胀而贬值,这无疑减弱了财政支出缩小城乡收入差距的力度,不利于城乡收入差距的缩小。以上财政分权、通货膨胀与城乡收入差距之间通过财政支出相互影响的机制,在我国是否成立,尚待实证分析验证。三、数据及其来源说明财政分权(fd)一般有财政支出分权和财政收入分权两种衡量指标。考虑到为缩小城乡收入差距,政府可能增加在转移支付、农业、教育和科学事业等方面的支出,由此将形成通货膨胀压力。本文采用财政支出分权,由地方政府所有财政支出占全国所有财政支出的比重表示(小数形式)。通货膨胀(cpi)采用以1978年为基年的居民消费价格指数衡量。城乡收入差距(gap)采用城镇人均可支配收入的实际值与农村人均纯收入的实际值之比衡量。城镇人均可支配收入的实际值用以1978年为基年的城镇人均可支配收入指数对其名义值进行调整;农村人均纯收入的实际值用以1978年为基年的农村人均纯收入指数对其名义值进行调整。财政支出(fe)直接采用全国所有财政支出表示,单位为百万元。本文采用1978-2009年全国的数据,数据均来源于中经网、CEIC中国经济数据库和中华人民共和国2009年国民经济和社会发展统计公报。为了尽量减少因数据可能存在异方差而导致回归结果出现偏差,本文将各变量都取自然对数,分别记为lngap、lnfd、lncpi和lnfe。四、实证分析()经ADF(AugmentedDickey-Fuller)和PP(Phillips-Perron)单位根检验表明,lngap、lnfd、lncpi在10%的显著性水平下都是非平稳的,而经一阶差分后都是平稳的,说明三者都是一阶单整24厦门大学学报(哲学社会科学版)2011年的。若直接对三者进行回归,可能出现伪回归!问题。因此,本文尝试构建以lngap、lnfd和lncpi为内生变量、lnfe为外生变量滞后阶数为2的向量自回归模型(VAR)∀:lngaptlnfdtlncpit=0.68b-1.20a0.05+1.02a0.16-0.41a0.210.76a-0.050.4c-0.131.28alngapt-1lnfdt-1lncpit-1+-0.110.05-0.34a0.34-0.23-0.07-0.080.21-0.45alngapt-2lnfdt-2lncpit-2+-0.0040.077a0.04clnfeAIC=-11.29;SC=-10.17;Loglikelihood=193.4;R2lngap=0.934;R2lnfd=0.938;R2lncpi=0.996VAR(2)模型3个方程的拟合优度R2都较高,说明该模型的拟合效果较好。VAR(2)模型初步给出了各变量的滞后一阶项对自身都有显著为正的影响,而滞后二阶项对自身的影响都为负。但VAR模型并不能揭示三者之间的长期均衡和短期动态关系,这需进一步运用基于VAR模型的协整检验和误差修正模型,且VAR(2)模型能否成立也需进一步运用VAR模型的协整检验。()Johansen经检验并比较协整检验五种趋势假设的结果,选择由lngap、lnfd和lncpi构成的列向量有确定线性趋势,但协整方程只有截距的形式进行检验。根据VAR模型的滞后阶数为2,设定协整检验的滞后区间为11!。Johansen多元协整检验的结果见表1。1Johansen原假设特征根特征根迹检验最大特征值检验迹5%临界值最大特征值5%临界值0个协整向量0.595338.584(0.0038)*29.79727.14(0.006)