城市偏向與城鄉(xiāng)服務(wù)均等化研討范文

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《廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》2014年第四期

一、理論模型

本文構(gòu)建一個簡化的模型來分析中國的財(cái)政分權(quán)體制下地方政府偏好與其公共決策的關(guān)系。為此假定:(1)公共品完全由轄區(qū)地方政府供給，不存在其他提供公共品的組織;(2)地方政府提供的公共品分為城市部門公共品和農(nóng)村部門公共品兩類;(3)城市和農(nóng)村部門公共品的生產(chǎn)函數(shù)是相同的①;(4)資源投入不存在轄區(qū)之間的外溢性，投入城市的資源只影響城市的經(jīng)濟(jì)增長和公共品供給，投入農(nóng)村的資源只影響農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)增長和公共品供給;(5)謀求最高的政治地位，或者說最大的晉升可能性是地方政府官員的目標(biāo)。借鑒馬驍?shù)?2011)［34］構(gòu)建的政治支持函數(shù)的思想，根據(jù)我國地方政府官員晉升機(jī)制的特點(diǎn)，構(gòu)建如下地方政府官員晉升的可能性函數(shù):其中，W代表地方政府官員獲得晉升的可能性，G代表經(jīng)濟(jì)增長率，政府對城市與農(nóng)村投入的資源eu、er是經(jīng)濟(jì)增長率的影響因素之一，其他一切影響經(jīng)濟(jì)增長率的因素的集合表示為x;Qu代表城市部門的公共品，它取決于政府投入城市的資源eu，Qr代表農(nóng)村部門的公共品，它取決于政府投入農(nóng)村的資源er;k1、k2分別代表城市部門公共品和農(nóng)村部門公共品對地方官員晉升的影響力，k1＞0，k2＞0;上述函數(shù)G、Qu、Qr均為e的增函數(shù)，且假定為凹函數(shù)，符合標(biāo)準(zhǔn)Inada條件。(1)式表明，經(jīng)濟(jì)增長率越高，公共品提供得越多，晉升的可能性越大。然條件的制約較強(qiáng)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率不高、農(nóng)產(chǎn)品附加值低，而農(nóng)村地區(qū)的公共產(chǎn)品投資大、建設(shè)周期長，對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用具有間接性和滯后性。在我國現(xiàn)階段，對比農(nóng)村地區(qū)，城市地區(qū)在資金、人才、技術(shù)和信息水平上都具有優(yōu)勢，作為經(jīng)濟(jì)增長主要動力的二、三產(chǎn)業(yè)也聚集于城市，因而投資于城市的收益率更高，經(jīng)濟(jì)拉動效應(yīng)更強(qiáng)。即我們假設(shè)同樣的資源投入到城市和農(nóng)村產(chǎn)出的公共品相同。然而，由于公共產(chǎn)品本身屬性的差異，對政府官員的政績反映卻不同。一般而言，城市公共產(chǎn)品“可見度”高，能更好地反映官員政績，比如城市市政建設(shè)等，而農(nóng)村公共品“可見度”低，對政績的反映不顯著，比如鄉(xiāng)村公路(劉成奎和王朝才，2008)［35］。此外，城市居民相較于農(nóng)村居民有更高的文化程度和社會地位，具有更大的政治影響力，同時，對政策的認(rèn)知度與關(guān)注度也高于農(nóng)村居民，再加上更便捷的城市通訊和媒介網(wǎng)絡(luò)，信息獲取能力強(qiáng)，有更好的反饋機(jī)制與發(fā)聲渠道，從而對地方政府形成政治壓力的能力更強(qiáng)。城市公共產(chǎn)品本身更高的“可見度”與城市居民更大的政治影響力，使得提供城市公共品對晉升的邊際影響更大。由以上分析可知，地方政府官員基于最大化自身政治利益的最優(yōu)資源配置方案在e*u＞e*r的點(diǎn)取得。然而，地方政府官員的資源配置方式還受到中央政府或上級政府的制度約束，更受到地方政府財(cái)政能力的制約，而與地方政府財(cái)政能力直接相關(guān)的就是經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度與財(cái)政分權(quán)程度，在短期內(nèi)我們可以合理地假定經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平既定，則地方政府的財(cái)政能力與財(cái)政分權(quán)水平正相關(guān)。因此，財(cái)政分權(quán)程度越高，地方政府官員能夠按照其意愿進(jìn)行資源配置的自由度越大，從而其選擇的資源配置方式越有可能接近使其利益最大化時的最優(yōu)解，即在其他條件一定的情況下，財(cái)政分權(quán)程度越高，資源配置的城市偏向可能越嚴(yán)重。在我國，地方政府在公共服務(wù)的供給上占絕對主導(dǎo)地位，體制外的其他投資主體相對欠缺，由假設(shè)(3)可知城市部門與農(nóng)村部門公共品生產(chǎn)函數(shù)相同，又因?yàn)镼為e的增函數(shù)，故有Q*u(e*u)＞Q*r(e*r)。可見，地方政府資源配置上的城市偏向最終導(dǎo)致了城鄉(xiāng)公共服務(wù)供給的非均衡。以上分析表明，由于城市在推動經(jīng)濟(jì)增長方面貢獻(xiàn)突出，而城市公共品的“可見度”高于農(nóng)村公共品，再加上城市居民的政治影響力大于農(nóng)村居民，因而地方政府存在著優(yōu)先發(fā)展城市、更多考慮城市利益進(jìn)而實(shí)施城市偏向的資源配置政策的激勵，而在財(cái)政分權(quán)程度越高的地方，這種傾向被實(shí)現(xiàn)的可能性與程度也越大。據(jù)此，我們提出以下兩個命題:命題1:其他條件一定的情況下，財(cái)政分權(quán)程度越高，地方政府在財(cái)政支出上的城市偏向越嚴(yán)重。命題2:地方政府官員的城市偏向不利于城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化的實(shí)現(xiàn)。

二、實(shí)證檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)上述模型，本文利用中國26個省份①的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，分別驗(yàn)證財(cái)政分權(quán)與地方政府城市偏向、地方政府城市偏向與城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化的關(guān)系。

(一)實(shí)證分析模型變量與數(shù)據(jù)說明根據(jù)前述實(shí)證分析假定，本文構(gòu)建兩個實(shí)證分析回歸模型:(1)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平(Index)。由于基本公共服務(wù)均等化的度量并不存在統(tǒng)一的、權(quán)威性的指標(biāo)，而且有關(guān)農(nóng)村公共安全、公共環(huán)境的數(shù)據(jù)缺失較多，本文只采用基礎(chǔ)教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障和基礎(chǔ)設(shè)施四項(xiàng)指標(biāo)的綜合指標(biāo)來度量基本公共服務(wù)供給的整體水平，并設(shè)定城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化指數(shù)=各地區(qū)農(nóng)村基本公共服務(wù)人均指標(biāo)/各地區(qū)基本公共服務(wù)人均指標(biāo)［36］。(2)城市偏向(Ubias)。因缺乏直接度量指標(biāo)，轉(zhuǎn)而以各省三農(nóng)財(cái)政支出①占各省財(cái)政支出比重表示對農(nóng)村偏向，則非農(nóng)村偏好就表示城市偏向。衡量政府偏好的最直接指標(biāo)是政府的財(cái)政資源配置偏好，其在農(nóng)村配置資源越少則意味著在城市配置資源越多。可以合理預(yù)期城市偏好對基本公共服務(wù)均等化影響系數(shù)符號應(yīng)該為負(fù)，但因?yàn)楸疚闹胁捎萌r(nóng)支出占比來表示，則其在實(shí)證分析結(jié)論中影響系數(shù)符號預(yù)期為正。(3)財(cái)政分權(quán)程度(Fd)。對財(cái)政分權(quán)指標(biāo)的度量多采用各省本級人均財(cái)政支出占全國人均財(cái)政支出的比率來衡量(喬寶云等，2006;Xie等，1999)，本文采用各省本級人均財(cái)政收入占全國人均財(cái)政收入的比率來衡量。各地財(cái)政分權(quán)表征了地方政府財(cái)政自主性的大小(傅勇和張晏，2007)，一般分權(quán)化程度越高，地方政府可支配的財(cái)政資源越多，根據(jù)晉升激勵官員可配置資源越多，越有可能表現(xiàn)出城市偏向，對“三農(nóng)”的投入越少，預(yù)計(jì)對城市偏好的影響系數(shù)為負(fù)。(4)人均實(shí)際GDP(Rgdpp)。這是體現(xiàn)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要指標(biāo)，不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段地方政府的公共決策偏好存在一定差異，但其對公共政策的影響方向尚無法明確預(yù)期。(5)城鎮(zhèn)化率(Urbanr):用城鎮(zhèn)戶籍人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎尽３擎?zhèn)化率高意味著城市人口增多、農(nóng)村人口減少，從而引致農(nóng)村基本公共服務(wù)供給成本與規(guī)模效應(yīng)下降，但城市地區(qū)基本公共服務(wù)供給規(guī)模效應(yīng)增加;同時城鎮(zhèn)人口規(guī)模的擴(kuò)大也會增強(qiáng)城市居民的話語權(quán)與公共決策的影響力，進(jìn)而可能會更加強(qiáng)化地方政府的城市偏向。(6)城鄉(xiāng)居民收入差距(Incgap):用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比衡量。城鄉(xiāng)居民收入差距越大表明社會收入分配的兩級分化越嚴(yán)重，抑制城鄉(xiāng)居民收入分配差距應(yīng)該是必然選擇，而增加對農(nóng)村地區(qū)的財(cái)政投入是有效手段之一，由此可能會抑制公共決策中的城市偏好。由此預(yù)期，該指標(biāo)與政府的城市偏向存在負(fù)向關(guān)系。此外，我們還加入了工業(yè)化率(Indus)、對外開放度(Trade)、民營化率(Private)、人口密度(densi-ty)、人口增長率(N)等反映地方經(jīng)濟(jì)環(huán)境特征的控制變量。其中，對外開放度用當(dāng)年的按美元與人民幣中間價(jià)折算的進(jìn)出口總額在GDP中所占的比重來衡量，民營化率則為非國有單位職工占總職工人數(shù)比重。基本公共服務(wù)均等化指標(biāo)來源于劉成奎和王朝才(2011)［36］，其他數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國財(cái)政年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、“中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫”以及“高校財(cái)經(jīng)數(shù)據(jù)庫”。

(二)實(shí)證結(jié)果分析本文實(shí)證分析分兩步來進(jìn)行，首先檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)程度對地方政府城市偏向的影響，再檢驗(yàn)地方政府城市偏向?qū)Τ青l(xiāng)基本公共服務(wù)均等化的影響。1．財(cái)政分權(quán)程度對地方政府城市偏向的影響分析財(cái)政分權(quán)對地方政府城市偏向影響的實(shí)證分析結(jié)果見表1。根據(jù)Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果，表1中(1)～(5)模型分析結(jié)果均顯示應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。同時，為了避免變量之間的自相關(guān)，在模型(2)～(5)中加入了AR(1)項(xiàng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)D．W．值接近2，能夠較好地消除變量間可能存在的自相關(guān)性，其擬合優(yōu)度也較好。模型(1)～(5)中報(bào)告的回歸結(jié)果顯示，財(cái)政分權(quán)與城市偏向之間負(fù)相關(guān)，也就是財(cái)政分權(quán)程度增加不利于以三農(nóng)財(cái)政支出占總財(cái)政支出比重來衡量的城市偏向，即有利于增加對城市地區(qū)的支出。這與一般理論模型的結(jié)論一致。實(shí)際人均GDP指標(biāo)系數(shù)為正，而實(shí)際人均GDP的平方系數(shù)為負(fù)，說明人均實(shí)際GDP對城市偏向的影響是非線性的，同時也說明對GDP的追求確實(shí)引致了政府的城市偏向，而且影響效應(yīng)是遞增的，雖然增速在放慢。進(jìn)一步分析模型(2)的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，數(shù)據(jù)集中在遞增的區(qū)間上，當(dāng)實(shí)際人均GDP低于4.4萬元時①，“三農(nóng)”支出比例隨實(shí)際GDP上升，高于4.4萬元時則相反。由于我們以2004年為基期計(jì)算的實(shí)際人均GDP基本都低于4．4萬元，因此擬合的結(jié)果是“三農(nóng)”支出比例隨實(shí)際GDP上升，但上升的速度逐漸降低。城鄉(xiāng)居民收入差距對城市偏向的影響在模型(1)～(5)中均顯著為正，說明其有助于弱化政府的城市偏向。而為了避免與城鄉(xiāng)居民收入差距、城市偏向之間可能存在的內(nèi)生性，模型(3)中用城鄉(xiāng)居民收入差距的滯后一期替代城鄉(xiāng)居民收入差距，而在模型(4)中采用工具變量法，將滯后一期的實(shí)際人均GDP和滯后一期的城鄉(xiāng)居民收入差距作為當(dāng)期的工具變量進(jìn)行回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型(2)、(3)、(4)差別不大，說明結(jié)果比較穩(wěn)健。城市化率對城市偏向的影響在模型(1)～(4)中系數(shù)符號、顯著性變動均較大，說明其影響不夠穩(wěn)定。這與城市化對城市偏向的影響確實(shí)存在雙重效應(yīng)與不確定性有關(guān)。城市化進(jìn)程與政府城市偏向的關(guān)系較復(fù)雜，一方面城市化意味著人口和資源向城市集中，此時政府對城市的投入更容易產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)，獲得更高的生產(chǎn)效率和收益率;而另一方面在城市化水平低的地區(qū)，政府可能更傾向于集中資源投資于城市的發(fā)展，因而財(cái)政支出上體現(xiàn)出更強(qiáng)的城市偏向性，兩個方向的作用使得兩者關(guān)系不確定。在模型(5)中則加入了全部的控制變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)、實(shí)際人均GDP、城市化率、城鄉(xiāng)居民收入差距系數(shù)都符合預(yù)期且通過顯著性檢驗(yàn)，而控制變量除了工業(yè)化率與城市偏好負(fù)相關(guān)外②，其他變量都不顯著。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)回歸的穩(wěn)健性，本文按照兩類方法來進(jìn)行分地區(qū)考察③，一種是按照我國東、中、西部地區(qū)劃分標(biāo)準(zhǔn)分別進(jìn)行東、中、西部地區(qū)的回歸(見模型6～8)，另一類借鑒張晏和龔六堂(2005)以及王文劍和覃成林(2008)［39］的做法④進(jìn)行回歸(見模型9～11)，表2報(bào)告了穩(wěn)健性回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，模型(6)～(8)中財(cái)政分權(quán)與城市偏向的關(guān)系都是相當(dāng)穩(wěn)健的，實(shí)際人均GDP、實(shí)際人均GDP平方、城市化率、城鄉(xiāng)居民收入差距均通過了顯著性檢驗(yàn)，而且系數(shù)也符合預(yù)期結(jié)果。模型(9)～(11)中財(cái)政分權(quán)與東中西部虛擬變量的乘積與城市偏向的結(jié)果均符合預(yù)期，說明穩(wěn)健性也相當(dāng)好。而實(shí)際人均GDP、實(shí)際人均GDP平方、城鄉(xiāng)居民收入差距也通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，但是城市化率在三類地區(qū)的檢驗(yàn)均不顯著，估計(jì)與城市化進(jìn)程對城市偏向的影響存在雙重效應(yīng)有關(guān)。2．地方政府的城市偏向?qū)Τ青l(xiāng)基本公共服務(wù)均等化的影響分析以上證實(shí)了財(cái)政分權(quán)與城市偏向之間存在正相關(guān)關(guān)系，而城市偏向與城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化程度之間理論上應(yīng)該存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，這需要進(jìn)一步的驗(yàn)證。表3報(bào)告了針對中國省級面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析結(jié)論。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示，應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。同時，考慮到城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化程度類似于一個存量的概念，因而很可能與前一期的均等化程度高度相關(guān)，我們將上一期的城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化指數(shù)也作為解釋變量之一引入模型，模型(12～14)回歸結(jié)果顯示，D．W．值均接近2，調(diào)整的R2均大于0．93，較好地消除了變量之間可能存在的自相關(guān)性，擬合結(jié)果較好。模型(12)中的城市偏向?qū)Τ青l(xiāng)基本公共服務(wù)均等化的系數(shù)顯著為正，說明二者之間確實(shí)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。模型(13)(14)中分別加入經(jīng)濟(jì)增長率、城市化率、工業(yè)化率、民營化率、對外開放度、人口密度等變量后，城市偏向與城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化之間均存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。此外，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化的滯后一期的數(shù)據(jù)也與當(dāng)期均等化指數(shù)顯著正相關(guān)，這也說明均等化目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)是一個漸進(jìn)過程，前期的均等化基礎(chǔ)也是后期均等化程度的重要影響因素。經(jīng)濟(jì)增長率指標(biāo)與城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化顯著負(fù)相關(guān)，這與人們一般認(rèn)知的經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)公共服務(wù)供給水平應(yīng)該越高恰恰相反。但是這種現(xiàn)象在發(fā)展中國家卻是常見的，因?yàn)樵贕DP導(dǎo)向明顯的發(fā)展中國家，追求GDP政策必然會引致城市偏向，從而不利于城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化的實(shí)現(xiàn)。而在控制變量中，除了工業(yè)化率指標(biāo)與城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)負(fù)相關(guān)外，其他都無法通過顯著性檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)表3的報(bào)告結(jié)果的穩(wěn)健性，這里繼續(xù)采用表2中穩(wěn)健性檢驗(yàn)的方法分地區(qū)進(jìn)行考察，模型(15～17)是按照我國傳統(tǒng)的東、中、西部地區(qū)劃分標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分類，模型(18～20)是借鑒張晏和龔六堂(2005)［38］以及王文劍和覃成林(2008)［39］的做法進(jìn)行的回歸，表4報(bào)告了穩(wěn)健性回歸結(jié)果，得出了無論按照哪一類檢驗(yàn)方法，城市偏向?qū)Τ青l(xiāng)基本公共服務(wù)均等化的影響系數(shù)都顯著為正的結(jié)論，證實(shí)了二者存在負(fù)相關(guān)的假設(shè)。經(jīng)濟(jì)增長率對城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化的影響系數(shù)顯著為負(fù)，證明了經(jīng)濟(jì)增長并不必然引致基本公共服務(wù)均等化水平的提高，城市偏向以及基本公共服務(wù)自身屬性①也存在關(guān)鍵影響。而基本公共服務(wù)均等化滯后一期對當(dāng)期均等化的影響也存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

三、結(jié)論與政策啟示

由于城市地區(qū)的公共服務(wù)有助于展現(xiàn)地方政府官員的政績并使其得到較多的晉升機(jī)會，因此存在經(jīng)濟(jì)人特性的地方政府官員在公共決策中難以避免具有城市偏向。并且在城鄉(xiāng)間配置公共服務(wù)資源的財(cái)政能力受到財(cái)政分權(quán)程度的制約，在其他條件相同情況下，財(cái)政分權(quán)程度較高的地方，其政府官員擁有的財(cái)政資源越多，從而有可能形成更為明顯的城市偏向。地方政府官員的城市偏向直接影響了城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平，越強(qiáng)的城市偏向越不利于實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化。由此可知，要達(dá)到實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化的目標(biāo)，應(yīng)該從以下幾個方面進(jìn)行:第一，切實(shí)扭轉(zhuǎn)地方政府公共決策中的城市偏向，關(guān)鍵在于改變長期以來單一的“以GDP論英雄”的績效評估模式，提高為轄區(qū)內(nèi)農(nóng)村地區(qū)提供公共服務(wù)或者促進(jìn)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化在地方官員晉升中的考核權(quán)重。第二，力求最優(yōu)的財(cái)政分權(quán)程度①(過度分權(quán)與過度集權(quán)都不利于經(jīng)濟(jì)增長)，既要保證地方政府在經(jīng)濟(jì)、社會發(fā)展中具備足夠的經(jīng)濟(jì)自主權(quán)，又要保證中央政府調(diào)控全國經(jīng)濟(jì)發(fā)展、供給公共服務(wù)的能力。同時，對地方政府配置自有財(cái)政資源、轉(zhuǎn)移支付財(cái)政資源時施加必要的約束與規(guī)范，尤其是對轉(zhuǎn)移支付財(cái)政資源要盡可能地貫徹地區(qū)公平、城鄉(xiāng)公平，約束地方政府按照自身利益最大化來配置資源的傾向。第三，提高基本公共服務(wù)供給在官員績效考核中的權(quán)重，讓基本公共服務(wù)供給績效較高的官員得到優(yōu)先晉升的機(jī)會;而對那些在城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)供給績效明顯低于平均水平的地方政府官員要予以懲戒或降級降職。當(dāng)然，執(zhí)行這些政策的前提是按照統(tǒng)一規(guī)則、統(tǒng)一口徑編制各地區(qū)基本公共服務(wù)供給績效指數(shù)，從而保證績效評價(jià)指數(shù)的權(quán)威性、統(tǒng)一性與應(yīng)用性。第四，賦予農(nóng)民更多的話語權(quán)，鼓勵農(nóng)民積極參與公共事物，健全農(nóng)村公共品的需求表達(dá)機(jī)制，減小城鄉(xiāng)居民的政治影響力差距，以弱化地方政府的城市偏向行為，提高城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)的均等化水平。

作者：劉成奎龔萍單位：武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院