财政分权、城市化与城乡收入差距，本文主要内容关键词为：城乡论文,化与论文,收入差距论文,财政论文,城市论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
1978年以来，城乡经济体制改革的深化和市场经济体制的确立，调动了微观经济主体的生产积极性与资源配置的活力，促进了国民经济持续快速发展，城乡居民收入水平不断提高。但与此同时，城乡收入差距也在持续扩大。统计数据显示，1978~2011年，我国城镇居民人均可支配收入从343.4元增长到23979.0元，增加了69.8倍，农村居民人均纯收入从133.6元增长到6977.0元，增加了52.2倍。但城乡收入差距比也从1978年的2.57∶1提高到2011年的3.13∶1(国家统计局，2012)。这一差距比亚洲所有国家的城乡收入差距都大(Maddison，2007)，而且对中国总体收入差距的贡献最大(Khan等，2007；Li等，2010)。Benjamin(2008)认为，中国居民收入的基尼系数很可能已超过0.5，与南美国家的情况处于同一水平。城乡收入差距的不断扩大，已对中国经济可持续发展和社会稳定构成重大威胁。
正因为如此，国内外学者对城乡收入差距及其成因给予了广泛关注。如Greenwood(1989)指出，金融发展和收入分配的关系是倒U型的，即初期会促进经济增长也会扩大收入差距，经济繁荣后金融发展会逐步缩小收入差距。Ding(2002)通过农业劳动生产力测算了二元经济结构对收入分配的影响，发现部门间劳动力流动获得的潜在收益越大，则城乡差距越大。Hertel等(2006)通过递推动态CGE模型分析表明，户籍制度改革和非农劳动力流动有助于缩小城乡收入差距。Sicula(2007)、Bergh(2009)等证实，家庭和个人特征如教育程度、年龄、家庭人口结构都是影响城乡收入差距的重要因素。Liu等(2011)研究显示，城镇部门快速的技术进步和经济发展造成了更大的城乡收入差距，而城乡劳动力流动有助于降低收入差距。Kanbur等(2005)、Wang(2007)、Fan等(2011)等认为，城乡发展与开放等政策不平等是导致城乡收入不平等的最关键因素，如政府对市场缺失和市场扭曲采取不作为态度，对资本节制和劳动保护不足，对经济过度干预，都是城乡收入差距扩大和收入分配不公的重要因素。国内学者陈宗胜(1991)、林毅夫等(2003)、郭剑雄(2005)、叶志强等(2011)也基本证实，重工业优先发展战略、城乡二元结构、城乡人口结构、工农产品价格剪刀差、金融发展差距是我国城乡收入差距扩大的主要影响因素。陆铭等(2004)发现城市化对缩小收入差距的作用十分显著。而程开明等(2007)却得出“我国城市化导致了城乡收入差距进一步拉大”的结论。马光荣等(2010)的结果显示，农村公共品供给增加对降低城乡收入差距有显著作用，地区间预算外收入和宏观税负的提高都是拉大城乡收入差距的因素，财政分权程度、政府财政支出结构也对城乡收入差距有显著的影响。赖小琼等(2011)认为，财政分权在长期和短期均不利于缩小城乡收入差距，通货膨胀虽在长期不利于但在短期有利于缩小城乡收入差距。
总体来说，上述文献从要素市场扭曲、城乡二元结构、城市偏向政策、金融要素、人力资本等角度对城乡收入差距的影响进行了验证。其中，对城市化、城市偏向政策影响城乡收入差距的研究，为我国制定城市化与缩小城乡收入差距的协调政策有重要的指导意义。值得注意的是，中国作为一个新兴的发展中国家，在经济转型的同时也伴随一系列的体制改革，特别是财政体制改革，通过地方政府行为深刻地影响城市化对城乡收入差距的内在作用。如果忽视了财政体制改革背景，所得到的结论可能与中国的实际情况不符。本文将以财政分权体制为背景，研究地方政府城市化的资源配置行为、城市化与城乡收入差距的关系，并进行实证检验。
本文的特色在于：其一，利用庇古(1928)的边际效用理论，就地方政府城市化资源配置行为、城市化对城乡收入差距的影响进行理论研究；其二，实证研究中，对样本时间段和指标选择进行了调整。首先，对财政分权指标，目前不少文献普遍选用地方财政支出与全国财政支出的比值来衡量，这会导致各地区财政分权指标的分母相同而使模型估计产生多重共线性。同时，中央政府的分权让利，使地方政府在拥有更多财权时也承担了更多支出责任，其财政支出项目包含了中央对地方财政的转移支付，所以，必须将该部分剔除才能正确衡量财政分权后地方政府支出行为。因此，用人均各省本级财政支出与人均各省本级财政支出和人均中央本级财政支出之和的比值来衡量财政分权程度。其次，由于我国财政分权始于1980年，只是1994年分税制改革进一步强化了财政分权体制，所以将样本空间扩展为1980~2010年，样本容量的扩大能显著提高模型估计精度。最后，已有文献很少考虑财政分权背景下政府偏城市化资源配置行为对缩小城乡收入差距的区域差异，这将是本文的研究重点。
二、财政分权、城市化与城乡收入差距的理论分析
由于城市有较发达的基础设施和便利的生产条件，因而政府和投资者往往会将比较优势突出、先进生产要素密集的第二、三产业布局于城市，而农村布局往往是缺乏比较优势的农业和与农业相关的第二、三产业(蔡继明，1998)。在经济快速发展时期，城市产业的需求收入弹性远大于农业，因而城市经济产出和利润增长速度也远高于农业。于是，在财政分权背景下，地方政府受到促进经济增长和政治晋升的双重激励，势必会实施城市化倾向的经济政策，将主要经济金融资源配置到发展速度较快的城市经济领域，以此带动先进生产要素大规模向城市集聚，进而实现经济快速增长目标(陆铭等，2004；傅勇等，2007)。分权程度越大，“经济竞赛”刺激下的地方政府偏城市化资源配置行为也就会越明显，城市化进程会显著加快(马光荣等，2010)。而这种政府主导下的城市化对于缩小城乡收入差距既可能产生显著的正向作用，也可能产生严重的负向影响。其正向作用直接体现为城市对农村的辐射带动作用。即城市化不仅能为大量的农村剩余劳动力创造更多的就业和获取收入的机会，使农民的非农业收入大幅度增长。而且，城市化中第二、三产业的发展和城市人口的增长，刺激了城市对农产品需求的增长，从而激活农产品市场，促进农业发展和农民的农业收入增长，其最终作用是缩小城乡收入差距。其负向作用在于：过度的城市化，将会导致经济资源和先进生产要素大规模向城市经济领域集聚，导致农业农村经济领域的资源要素配置严重不足，更有甚者，在逐利驱使下，预先用于农业农村发展的资源要素也会内生性地出现非农化配置，从而进一步阻碍农业农村发展，扩大城乡收入差距。
为便于更清楚地理解，不妨借助庇古关于公共品最优配置的边际效用理论来分析政府偏城市化资源配置对城乡收入差距可能带来的边际影响，如图1所示(郭庆旺等，2002)。图中的纵轴表示城乡收入差距缩小的边际正效应(MUgas)和扩大的边际负效应(MCgab)，横轴表示政府偏城市化预算支出(Ug)。显然，在政府推进城市化之前，由于农业劳动力过剩，土地和资本严重稀缺，使农业资本有机构成严重偏低，最终制约了农业劳动生产率的提高和农民收入的增长，并逐步形成城乡收入差距。为了缩小城乡收入差距，政府会把转移农村剩余劳动力作为主要手段，并借助城镇化和工业化同步推进以吸纳过剩的农业劳动力。为达此目的，政府在城乡初始资源配置结构基础上，将会调整预算支出结构，加大对城镇化的增量支出预算，缩小对农业农村的增量支出预算，从而引导经济资源更多地向城市配置。在刚好吸纳农村过剩劳动力的政府偏城市化预算支出范围内，如图1的OG支出段，政府偏城市化资源配置对城乡收入差距的缩小只有边际正效应，没有边际负效应，并且，随着政府偏城市化预算支出增长，城市化带来的农民非农收入和农业收入均快速增长，使城乡收入差距缩小的边际幅度不断提高，直至政府偏城市化预算支出G点所对应的最高点(H点)。之后，随着农业生产规模化、现代化发展，农业进一步释放剩余劳动力，政府继续增加城镇预算支出，推进城市化进程，但此时，城镇第二、三产业中的劳动—资本替代率逐步下降，并且，随着城市后期产业逐渐升级，其对劳动力素质要求不断提高，使已转移到城镇的农业劳动力逐渐出现了结构性失业，农民的非农收入增长速度下降，导致政府的偏城市化预算支出扩张带来的城乡收入差距缩小的边际正效应(MUgas)开始下降。如图1政府城市化预算支出从G点扩张到D点，城乡收入差距缩小的边际正效应从H点逐渐下降到A点。进一步来看，由于政府偏城市化资源配置行为不仅使用于农业农村的财政支出增幅下降，而且也诱使了农业农村发展的经济资源出现了非农化趋势，全社会的生产要素大规模向城市集聚，使城市经济越来越发达，农业农村经济越来越萎缩，农民的农业收入增长迟缓。于是，政府的偏城市化资源配置行为所导致的城乡收入差距缩小的边际负效应(MCgab，即扩大城乡收入差距)开始产生，并不断向下扩大(如图中MCgab曲线走势)。
显然，只有在政府城市化预算支出所带来的城乡收入差距缩小的边际正效应等于边际负效应时，政府城市化预算支出才达到合理的限度。图1中，E点代表了政府最优的城市化预算支出，因为在城市化进程为OE时，城市化带来的城乡收入差距缩小的边际正效应(即纵向距离BE)等于差距扩大的边际负效应(即纵向距离Eb)。在E点左边的任何一点上，政府向城市配置的资源不足。例如，在D点，政府城市化预算支出所带来的城乡收入差距缩小的边际正效应大于边际负效应，即DA＞Da。因此，政府的城市化资源配置继续向E点扩张是理想的。相反，如果政府城市化预算支出水平处于E点右边的任意一点，则政府城市化资源配置行为过度。例如，在F点，政府城市化预算支出所带来的城乡收入差距缩小的边际正效应小于边际负效应，即CF＞Fc。因此，政府城市化预算支出应向E点移动，即减少城市化预算而增加农业农村发展的预算，可以增加农民来自农业部门的收入，缩小城乡收入差距。
在我国的城市化进程中，中央政府主要从划批土地、给定政策和法规等方面对城市化进程及其质量进行监控，而具体负责推进各地城市化进程的主要是地方政府。财政分权体制改革为地方政府推进城市化进程提供了直接可动用的财力，为地方政府偏城市化资源配置行为并以此促进地方经济快速增长提供了坚实的制度基础。
为了进一步考察财政分权以来政府偏城市化资源配置行为对缩小城乡收入差距的影响，本文利用一个简单的数学模型加以说明。假设政府城市化资源配置对于缩小城乡收入差距的净绩效用F(Ug)表示，其中，Ug表示政府偏城市化资源配置行为，RE表示政府偏城市化资源配置行为对缩小城乡收入差距的总收益，C表示政府偏城市化资源配置行为对缩小城乡收入差距所带来的潜在成本或损失，即政府偏城市化资源配置行为反而扩大了城乡收入差距，R表示政府干预下所掌握的各种影响城市化的资源流，包括财政、金融、贸易、教育、科技等，E表示政府使用上述资源的效率，g表示政府城市化预算支出水平。
则总收益将随着政府城市化预算支出增加而减少。事实上，政府城市化预算支出的增加会直接导致其掌握的资源量持续增加，进而引起政府主导下的城市化资源配置量(Ug)增长，但其增长速度会逐渐减缓，而使用效率的下降速度则会逐渐上升，这进一步增加了问题的复杂性。不妨用图2来揭示政府偏城市化资源配置行为与城乡收入差距的关系。图中，纵轴代表城乡收入差距(IGAPur)和政府主导的城市化对城乡收入差距缩小的净效应(F(Ug))，横轴表示政府偏城市化资源配置行为(Ug)。
显而易见，为了达到缩小城乡收入差距的绩效F(Ug)，政府主导下的各种资源当作潜在资本的收益(RE)，而损失的使用效率可视为成本(C)的一部分，成本的另一部分则是政府偏城市化资源配置行为(Ug)所带来的城乡收入差距的扩大。起初，政府偏城市化资源配置行为的增强会导致边际收益大于边际成本，即资源量的增长率大于使用效率的损失率，这意味着净收益(F(Ug))是政府偏城市化资源配置(Ug)的增函数。随着政府偏城市化资源配置行为的不断加强，按照边际收益递减规律，资源量的增加率会逐渐下降，而使用效率的损失率将逐渐上升。在政府的某一城市化预算支出点(如图2中的E点)，边际收益(MU)将等于边际成本(MC)，此时政府偏城市化资源配置对缩小城乡收入差距的净绩效达到最大值(见图2中的V点)，进而城乡收入差距(IGAPur)实现了最小化(见图2中的U点)。如果政府城市化预算支出继续扩张，城市化资源配置量的增长率将小于使用效率的损失率，净收益(F(Ug))会转而成为政府偏城市化资源配置行为(Ug)的减函数，此时，城乡收入差距(IGAPur)会随着政府城市化预算支出(g)的增长而扩大。因而，政府城市化预算支出与城乡收入差距之间的关系是一个明显的“U”型曲线。图2表明，城乡收入差距在政府最优城市化预算支出点(E点)的左边是逐步下降的趋势，而在其右边，政府过度的城市化预算支出会显著拉大城乡收入差距。所以，为了缩小城乡收入差距，在财政分权体制下，地方政府适度调整城乡预算支出结构，适度推进城市化进程，对于缩小城乡收入差距、增进社会福利、维护社会公平是极其必要的。
三、模型设定、指标选择与数据来源
(一)模型的设定和实证指标的选择
1.模型设定
考虑到财政分权、城市化与城乡收入差距之间可能存在的传导机制，即“财政分权→政府城市化预算行为→城市化→城乡收入差距”，本文先考察财政分权(FD)、政府城市化预算支出(CZURB)、财政分权与城市化预算支出交叉乘积项(即FD×CZURB，以CD表示)3个变量与城市化进程(URB)的线性关系。为了避免模型产生内生性问题，即模型的解释变量与随机扰动项有较强的相关性，从而使模型估计有偏。为此，必须尽量控制对城市化进程产生影响的其他自变量。因此本文设定如下面板数据模型：
其中，URB代表城市化进程；FDit代表财政分权程度；CZURBit表示政府城市化的预算支出；FDit×CZURBit为财政分权与政府城市化预算支出的交叉项(CDit)，用以检验财政分权和政府城市化预算支出对城市化的联合影响；CONTROLjit是其他控制变量，包括固定资产投资率、外资利用率、人力资本和金融发展。
进一步，本文再考察城市化(URBit)、财政分权与政府城市化预算支出交叉乘积项(CDit)以及财政分权背景下政府城市化预算支出推动的城市化进程(即URBit×CDit，以UDit表示)三个变量与城乡收入差距的线性关系，在控制其他相关变量的基础上，因此设定如下面板数据模型：
2.指标定义与说明
(1)财政分权(FD)。借鉴陶然等(2007)、傅勇等(2007)、陈安平(2009)的做法，利用地方本级人均财政支出与地方、中央本级人均财政支出之和的比值来测算财政分权。它衡量了地方政府财政自主性水平的高低。该指标越大，表明地方政府的财政自由度就越大，越有可能将大部分本级预算配置到城市经济领域，以实现自身的经济与政治绩效。
(2)城市化率(URB)。用城镇人口数(户籍人口统计口径)与总人口数的比值表示。该指标越大，表明城市化水平就越高。
(3)城乡收入差距(CI)。用城市居民人均可支配收入与农村居民纯收入之比来表示。这个变量的值越大，表示城乡收入差距越大。
(4)政府城市化预算支出(CZURB)。由于目前统计部门并没有对政府城市化预算支出进行专门的统计，导致该项数据难以采集。本文用“各省财政支农支出”占其财政总支出的比重来近似替代政府城市化预算支出水平。该指标越大，政府偏城市化资源配置行为就越重。
(5)控制变量。固定资产投资率(TZ)用各省固定资产投资占其GDP的比重表示，其中，固定资产投资与GDP均为分别用固定资产投资指数和物价指数进行平减后的真实值；外资利用率(FDI)使用各省外商直接投资与其GDP的比值来衡量，用1980~2010年的人民币对美元的平均汇价换算为以人民币计价，可以作为政府间竞争的指标。这是因为，地方政府的标尺竞争集中体现在吸引外资为主导的经济发展战略上，金融发展(FIN)用各省金融机构贷款余额占地方生产总值的比重来替代，人力资本(EDU)以各省普通高校在校学生人数占各省总人口的比重来反映。这4个指标可以反映投资、贸易、银行信贷、科技教育的偏城市化程度。
(二)数据来源
实证分析采用的是1980~2010年中国大陆29个省份的面板数据，由于西藏自治区的数据难以收集，故予以省略；重庆在1997年才直辖，故将其数据合并到四川省。本文的数据主要来自于各省统计年鉴(2000~2011)、《中国统计年鉴》(2011)、《中国金融年鉴》(2011)、《中国财政年鉴》(2000~2011)和《新中国六十年统计资料汇编》。
四、实证结果与分析
(一)模型1的实证检验结果与分析
本文使用Eviews6.0软件，先考察地方政府用于城市化的预算支出(CZURB)、财政分权(FD)、财政分权与政府城市化预算支出交叉乘积项(CD，即FD×CZURB)、控制变量(CONTROL)对于城市化进程(URB)的影响。为了更好地反应地区差异，进一步细化了区域，对全国分东、中、西三部分进行实证检验，模型估计结果如表1所示。
Hausman检验表明，面板数据模型影响形式为固定效应；模型的可决系数满足估计精度要求；F值在1％的显著性水平下通过检验，表明模型中各变量之间的线性关系显著，模型整体拟合优良。政府城市化预算支出(CZURB)的系数在东部地区为正，其他地区为负。这可能是因为，东部地区经济发展程度较高，地方政府配置于城市化的财政资金总量较大，财政资金使用效率较高，显著促进了城市化进程，而中、西部地区经济相对落后，地方政府财力薄弱而用于城市化的财政预算支出相对偏少。财政分权指标(FD)除西部地区外，都表现为负效应。这可能是，西部地区的财政分权程度小于中东部地区，财政分权程度越大的地区，地方政府的财政自由度越大，加之中东部地区城市化水平、基础条件和投资环境较西部好，因而地方政府就更有可能将财政资金配置于城市的产业领域，促进工业化进程，而不是城市基础设施领域，从而无助于城市化水平的提高。在西部地区，由于经济发展的基础设施落后，投资环境较差，地方政府的财力不足，使地方政府不得不将有限的财力配置于城市基础设施建设，加快城市化进程，以改善投资环境，吸引外资来推动经济发展。财政分权与政府城市化预算支出交叉乘积项(CD)的符号显著全为正，东部最大，中部次之，西部最小。这印证了前文理论分析的观点：财政分权背景下，分权程度越大，“经济竞赛”刺激下的地方政府将会把更多的经济资源配置到发展速度最快的城市经济领域，以此快速推动城市化进程。
控制变量方面，金融发展变量(FIN)除了中部地区外，其余地区都显著为负向影响。这可能是，在东部和西部地区，金融资产规模的扩张并没有为城市房地产及基础建设、能源、交通等基础行业提供更有效的资金支持，未能有效推进城市化，而更有可能将金融资金配置到工业化进程中，服务于实体经济的发展。人力资本投入(EDU)在大部分地区都表现出显著的正向作用，人力资本、技术等内生性因素对城市化的贡献显著，符合“先进人力要素都基本倾向于向工作和生活均十分便捷的城市聚集”的预期。固定资产投资(TZ)就全国、西部地区而言显示为正，东、中部为负。这是因为，在经济较发达的中东部地区，推动城市化更多的不是依赖传统的资本要素投入，而在于劳动力和技术进步。相比之下，随着西部大开发的深入推进，西部地区大量的基础设施投资有力地推动了城市化进程，但城市的产业化程度明显低于中东部地区。外商直接投资(FDI)在全国总体、东部地区为负，中、西部为正，可能是在经济欠发达的中西部地区，引进外资而发展经济的紧迫性更高。为了竞相引进更多的外资，政府不得不加快推进城市基础设施建设，促进投资环境的不断改善，以增强对外资的吸引力。
(二)模型2的实证检验结果与分析
进一步，运用Eviews6.0软件对1980～2010年财政分权、城市化进程与城乡收入差距的关系进行了估计。模型1中只包含了城市化(URB)、财政分权与政府城市化预算交叉乘积项(CD，即FD×CZURB)、财政分权背景下地方政府城市化预算所推动的城市化进程(UD，即URB×CD)3个变量；模型2在模型1的基础上引入了控制变量(CONTROL)，以检验财政分权、城市化与城乡收入差距的稳定性；模型3在模型2的基础上加入了URB×CD与1994年的虚拟变量DUM94交叉项乘积(DD，即UD×DUM94，或URB×CD×DUM94)，以考察分税制改革后政府偏城市化行为对城乡收入差距的影响。模型估计结果如表2所示。
Hausman检验表明，面板数据模型影响形式均为固定效应。模型的可决系数在0.72～0.80之间，较好地满足面板数据的估计精度要求，F值大多数在1％的显著性水平下通过检验，表明模型中各变量之间的线性关系显著，模型整体拟合优良。
模型1的结果显示，城市化(URB)和财政分权与地方政府城市化预算的交叉项(CD，即FD×CZURB)的系数都为正，表明城市化进程的内生性加快、财政分权下政府加大城市化预算支出拉大了城乡收入差距。这在一定程度上说明我国政府的城市化预算支出可能更多地运用到了对城镇居民收入拉动效应较大、而对农民工收入拉动效应较小的建设项目上，从而扩大了城乡收入差距。另一方面，在区域经济发展中，“标尺竞争”也使地方政府存在优先发展城市、更多考虑城市利益和实施城市倾向的经济政策的激励，这种偏城市化行为若以漠视农村、农民和农业，忽略收入的再分配、财政转移、社会福利为前提，就会出现急功近利的短视倾向，忽略城乡间的平衡发展，这正是政府财政资源在城乡配置不协调所致。而财政分权、地方政府偏城市化预算支出与城市化的交叉项(UD，即URB×CD)为负，表明它们联合缩小了城乡收入差距。这可能是财政分权背景下，地方政府城市化预算支出的增长推动了城市化进程，城市化发展通过其对农村的辐射带动效应，为农村闲置要素资源提供了大量参与城市生产过程、获得收入的机会，从而使城市化对缩小城乡收入差距的边际正效应尚处于大于边际负效应的阶段。因而，此时再适度推进城市化进程，增强城市对农村的辐射带动作用，将有利于缩小城乡收入差距。
模型2的结果显示，在控制了其他影响城乡收入差距的变量后，城市化(URB)、财政分权与政府城市化的预算交叉乘积项(CD，即FD×CZURB)、财政分权、地方政府城市化的预算与城市化的交叉乘积项(UD，即URB×CD)三个变量的符号没有发生变化，说明三者之间存在较稳定的关系。
模型3的结果显示，CD×URB×DUM94的系数在1％的水平下显著为正，而URB与URB×CD的系数符号保持不变，说明分税制改革后，政府主导下的城市化进程对缩小城乡收入差距的净效应依然存在，并且这种效应更多的是依赖城市化对农村剩余劳动力的就业带动贡献的。究其原因，1994年分税制改革后，随着中央加快实施城市化战略和地方财力的增长，各级地方政府也加大了城市化资源配置力度，促进了城市化进程，同时也吸引了大量的农村剩余劳动力到城市就业，极大地促进了农民非农业收入的快速增长，为缩小城乡收入差距作出了重要的贡献。
由模型2、3可知，在控制变量方面，外商直接投资(FDI)缩小了城乡收入差距，因为地方政府为“标尺竞争”所采取的吸引外资战略，使外商的资金更多地投向城市领域中的实体经济，为农民工创造了更多的就业岗位，显著地增加了非农收入。而金融发展(FIN)、人力资本投入(EDU)、固定资产投资(TZ)则拉大了城乡收入差距，这可能是金融资源、教育科技资源、传统资本要素资源都过多地配置到了城市化中，而在“三农”领域配置严重不足，从而制约了农民收入的增长，最终扩大了城乡收入差距。
为了进一步考察财政分权下政府偏城市化资源配置对城乡收入差距的区域差异效应，将全国分为三大区域进行实证分析。模型估计结果如表3所示。
同样地，Hausman检验表明，面板数据模型影响形式均为固定效应；模型的可决系数在0.77～0.82之间，较好地满足了面板数据的估计精度要求；F值也通过显著性检验，表明模型中各变量之间的线性关系显著，模型整体拟合优良。具体来说，与全国相似，大部分地区的城市化(URB)和财政分权与地方政府城市化预算支出交叉项(CD，即FD×CZURB)的系数都为正，这与内生性城市化对农村的辐射带动效应不足和地方政府城市化资源配置行为不合理有关。而财政分权背景下，地方政府的城市化预算所推进的城市化进程(UD，即URB×CD)除西部地区外，在东部、中部地区都通过其辐射带动作用，有效地缩小了城乡收入差距，并且中部的收入差距缩小效应较东部更大。这说明中部地区地方政府在支持城市化过程中，较好地兼顾了城市化对农村的带动作用；在西部地区，自然演进的内生性城市化进程能够缩小城乡收入差距(URB的系数为负)，但在行政干预下的过度城市化偏向打破了这一趋势，政府偏城市化预算支出对于缩小城乡收入差距的边际正效应小于边际负效应，城乡收入差距进一步拉大(UD的系数为正)，说明西部地区地方政府对城市化的财政资金配置存在效率下降的迹象。
从控制变量看，固定资产投资率(TZ)与外资利用率(FDI)的系数均为正，表明国内外资本的城市化配置偏向十分明显，导致城乡收入差距拉大；金融发展(FIN)的系数亦为正。金融机构具有“嫌贫爱富”的本性，使70％以上的金融资源都配置到了城市经济领域，并且还有大量的农业贷款资金被非法占用，或投入到非农经济体，从而严重阻碍了农业农村经济的快速发展，拉大了城乡收入差距。人力资本因素(EDU)虽然对城市化进程的作用显著，但是农村地区对人力资本投入的严重不足和农村人力资本的非农化问题突出，使城乡收入差距进一步拉大。
五、结论和政策建议
本文以中国财政分权改革为背景，利用庇古边际效用理论，考察了财政分权、城市化与城乡收入差距之间的内在联系。理论研究表明，财政分权背景下，政府城市化预算支出具有扩大的倾向而加快城市化进程。政府主导的城市化进程最初会缩小城乡收入差距，但超过一定的限度也会扩大城乡收入差距。进一步地，本文利用1980~2010年我国省级面板数据，实证检验了财政分权、城市化与城乡收入差距的关系。实证研究发现：财政分权背景下，政府城市化预算支出的增加，有效推动了城市化进程，且东部地区的推动效应最大，中西部递减；政府主导下的城市化进程有效地缩小了城乡收入差距；1994年分税制改革后，政府主导的城市化进程对城乡收入差距的缩小效应更明显；从区域异质性表现来看，西部地区政府主导的城市化进程对农村的辐射带动效应不明显，从而扩大了城乡收入差距；而在中东部地区，政府主导的城市化对农村的辐射带动作用明显，有效地缩小了城乡收入差距。
基于上述结论，本文的政策建议：(1)应确保政府偏城市化预算支出的科学性和合理度，充分发挥财政分权制度下地方政府在主导城市化进程中的积极作用，同时纠正地方政府参与“标尺竞争”所表现出的“重基本建设、轻人力资本投资与公共服务”激励偏向。加快改革以GDP为主的政绩考核标准，加入其他一些考核指标如收入分配、城乡协调和社会和谐稳定等，强化地方政府的公共责任意识，加快构建城乡协调发展服务体系，保障城乡各项民生工程能够公平有效地推进。(2)在城乡统筹配置财政预算，优化地方财政支出结构。在鼓励地方政府推动当地经济增长的同时，使其有更多的资源用于农业和科学教育事业。西部地区政府尤其要加大对农业农村的预算支出力度，引导经济资源流向“三农”，促进“三农”发展，增加农民收入。(3)提高支农财政资金对其他支农资源的引导带动作用和使用效率，切实扭转地方政府在投资、贸易、财政、金融、教育等方面过度的偏城市化行为，真正落实“工业反哺农业、城市反哺农村”和其他支农惠农政策，加快现代农业发展，培育农村新的经济增长点，促进农民收入大幅度增长。(4)同步推进城市化与工业化进程，通过在城市培育第二、三产业和新兴产业，走内涵式城市化道路，提高城市化质量，以增强城市对农村剩余资源的吸纳能力和辐射带动作用，促进农民非农收入的跨越式增长，缩小城乡收入差距。
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