城市偏向與城鄉服務均等化研討范文

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《廣東財經大學學報》2014年第四期

一、理論模型

本文構建一個簡化的模型來分析中國的財政分權體制下地方政府偏好與其公共決策的關系。為此假定:(1)公共品完全由轄區地方政府供給，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村部門公共品兩類;(3)城市和農村部門公共品的生產函數是相同的①;(4)資源投入不存在轄區之間的外溢性，投入城市的資源只影響城市的經濟增長和公共品供給，投入農村的資源只影響農村的經濟增長和公共品供給;(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。借鑒馬驍等(2011)［34］構建的政治支持函數的思想，根據我國地方政府官員晉升機制的特點，構建如下地方政府官員晉升的可能性函數:其中，W代表地方政府官員獲得晉升的可能性，G代表經濟增長率，政府對城市與農村投入的資源eu、er是經濟增長率的影響因素之一，其他一切影響經濟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代表農村部門的公共品，它取決于政府投入農村的資源er;k1、k2分別代表城市部門公共品和農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G、Qu、Qr均為e的增函數，且假定為凹函數，符合標準Inada條件。(1)式表明，經濟增長率越高，公共品提供得越多，晉升的可能性越大。然條件的制約較強，農業生產率不高、農產品附加值低，而農村地區的公共產品投資大、建設周期長，對經濟發展的作用具有間接性和滯后性。在我國現階段，對比農村地區，城市地區在資金、人才、技術和信息水平上都具有優勢，作為經濟增長主要動力的二、三產業也聚集于城市，因而投資于城市的收益率更高，經濟拉動效應更強。即我們假設同樣的資源投入到城市和農村產出的公共品相同。然而，由于公共產品本身屬性的差異，對政府官員的政績反映卻不同。一般而言，城市公共產品“可見度”高，能更好地反映官員政績，比如城市市政建設等，而農村公共品“可見度”低，對政績的反映不顯著，比如鄉村公路(劉成奎和王朝才，2008)［35］。此外，城市居民相較于農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，對政策的認知度與關注度也高于農村居民，再加上更便捷的城市通訊和媒介網絡，信息獲取能力強，有更好的反饋機制與發聲渠道，從而對地方政府形成政治壓力的能力更強。城市公共產品本身更高的“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資源配置方案在e*u＞e*r的點取得。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，更受到地方政府財政能力的制約，而與地方政府財政能力直接相關的就是經濟發展程度與財政分權程度，在短期內我們可以合理地假定經濟發展水平既定，則地方政府的財政能力與財政分權水平正相關。因此，財政分權程度越高，地方政府官員能夠按照其意愿進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解，即在其他條件一定的情況下，財政分權程度越高，資源配置的城市偏向可能越嚴重。在我國，地方政府在公共服務的供給上占絕對主導地位，體制外的其他投資主體相對欠缺，由假設(3)可知城市部門與農村部門公共品生產函數相同，又因為Q為e的增函數，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致了城鄉公共服務供給的非均衡。以上分析表明，由于城市在推動經濟增長方面貢獻突出，而城市公共品的“可見度”高于農村公共品，再加上城市居民的政治影響力大于農村居民，因而地方政府存在著優先發展城市、更多考慮城市利益進而實施城市偏向的資源配置政策的激勵，而在財政分權程度越高的地方，這種傾向被實現的可能性與程度也越大。據此，我們提出以下兩個命題:命題1:其他條件一定的情況下，財政分權程度越高，地方政府在財政支出上的城市偏向越嚴重。命題2:地方政府官員的城市偏向不利于城鄉基本公共服務均等化的實現。

二、實證檢驗

為了檢驗上述模型，本文利用中國26個省份①的面板數據進行實證分析，分別驗證財政分權與地方政府城市偏向、地方政府城市偏向與城鄉基本公共服務均等化的關系。

(一)實證分析模型變量與數據說明根據前述實證分析假定，本文構建兩個實證分析回歸模型:(1)城鄉基本公共服務均等化水平(Index)。由于基本公共服務均等化的度量并不存在統一的、權威性的指標，而且有關農村公共安全、公共環境的數據缺失較多，本文只采用基礎教育、醫療衛生、社會保障和基礎設施四項指標的綜合指標來度量基本公共服務供給的整體水平，并設定城鄉基本公共服務均等化指數=各地區農村基本公共服務人均指標/各地區基本公共服務人均指標［36］。(2)城市偏向(Ubias)。因缺乏直接度量指標，轉而以各省三農財政支出①占各省財政支出比重表示對農村偏向，則非農村偏好就表示城市偏向。衡量政府偏好的最直接指標是政府的財政資源配置偏好，其在農村配置資源越少則意味著在城市配置資源越多。可以合理預期城市偏好對基本公共服務均等化影響系數符號應該為負，但因為本文中采用三農支出占比來表示，則其在實證分析結論中影響系數符號預期為正。(3)財政分權程度(Fd)。對財政分權指標的度量多采用各省本級人均財政支出占全國人均財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政收入占全國人均財政收入的比率來衡量。各地財政分權表征了地方政府財政自主性的大小(傅勇和張晏，2007)，一般分權化程度越高，地方政府可支配的財政資源越多，根據晉升激勵官員可配置資源越多，越有可能表現出城市偏向，對“三農”的投入越少，預計對城市偏好的影響系數為負。(4)人均實際GDP(Rgdpp)。這是體現地方經濟發展水平的重要指標，不同經濟發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期。(5)城鎮化率(Urbanr):用城鎮戶籍人口占總人口的比重表示。城鎮化率高意味著城市人口增多、農村人口減少，從而引致農村基本公共服務供給成本與規模效應下降，但城市地區基本公共服務供給規模效應增加;同時城鎮人口規模的擴大也會增強城市居民的話語權與公共決策的影響力，進而可能會更加強化地方政府的城市偏向。(6)城鄉居民收入差距(Incgap):用城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之比衡量。城鄉居民收入差距越大表明社會收入分配的兩級分化越嚴重，抑制城鄉居民收入分配差距應該是必然選擇，而增加對農村地區的財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。由此預期，該指標與政府的城市偏向存在負向關系。此外，我們還加入了工業化率(Indus)、對外開放度(Trade)、民營化率(Private)、人口密度(densi-ty)、人口增長率(N)等反映地方經濟環境特征的控制變量。其中，對外開放度用當年的按美元與人民幣中間價折算的進出口總額在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比重。基本公共服務均等化指標來源于劉成奎和王朝才(2011)［36］，其他數據主要來源于《中國統計年鑒》《中國財政年鑒》《中國農村統計年鑒》、“中經網統計數據庫”以及“高校財經數據庫”。

(二)實證結果分析本文實證分析分兩步來進行，首先檢驗財政分權程度對地方政府城市偏向的影響，再檢驗地方政府城市偏向對城鄉基本公共服務均等化的影響。1．財政分權程度對地方政府城市偏向的影響分析財政分權對地方政府城市偏向影響的實證分析結果見表1。根據Hausman檢驗的結果，表1中(1)～(5)模型分析結果均顯示應采用固定效應模型。同時，為了避免變量之間的自相關，在模型(2)～(5)中加入了AR(1)項，結果發現D．W．值接近2，能夠較好地消除變量間可能存在的自相關性，其擬合優度也較好。模型(1)～(5)中報告的回歸結果顯示，財政分權與城市偏向之間負相關，也就是財政分權程度增加不利于以三農財政支出占總財政支出比重來衡量的城市偏向，即有利于增加對城市地區的支出。這與一般理論模型的結論一致。實際人均GDP指標系數為正，而實際人均GDP的平方系數為負，說明人均實際GDP對城市偏向的影響是非線性的，同時也說明對GDP的追求確實引致了政府的城市偏向，而且影響效應是遞增的，雖然增速在放慢。進一步分析模型(2)的數據發現，數據集中在遞增的區間上，當實際人均GDP低于4.4萬元時①，“三農”支出比例隨實際GDP上升，高于4.4萬元時則相反。由于我們以2004年為基期計算的實際人均GDP基本都低于4．4萬元，因此擬合的結果是“三農”支出比例隨實際GDP上升，但上升的速度逐漸降低。城鄉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。而為了避免與城鄉居民收入差距、城市偏向之間可能存在的內生性，模型(3)中用城鄉居民收入差距的滯后一期替代城鄉居民收入差距，而在模型(4)中采用工具變量法，將滯后一期的實際人均GDP和滯后一期的城鄉居民收入差距作為當期的工具變量進行回歸，結果發現模型(2)、(3)、(4)差別不大，說明結果比較穩健。城市化率對城市偏向的影響在模型(1)～(4)中系數符號、顯著性變動均較大，說明其影響不夠穩定。這與城市化對城市偏向的影響確實存在雙重效應與不確定性有關。城市化進程與政府城市偏向的關系較復雜，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生規模效應，獲得更高的生產效率和收益率;而另一方面在城市化水平低的地區，政府可能更傾向于集中資源投資于城市的發展，因而財政支出上體現出更強的城市偏向性，兩個方向的作用使得兩者關系不確定。在模型(5)中則加入了全部的控制變量，結果發現財政分權、實際人均GDP、城市化率、城鄉居民收入差距系數都符合預期且通過顯著性檢驗，而控制變量除了工業化率與城市偏好負相關外②，其他變量都不顯著。為了進一步檢驗回歸的穩健性，本文按照兩類方法來進行分地區考察③，一種是按照我國東、中、西部地區劃分標準分別進行東、中、西部地區的回歸(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進行回歸(見模型9～11)，表2報告了穩健性回歸結果。結果顯示，模型(6)～(8)中財政分權與城市偏向的關系都是相當穩健的，實際人均GDP、實際人均GDP平方、城市化率、城鄉居民收入差距均通過了顯著性檢驗，而且系數也符合預期結果。模型(9)～(11)中財政分權與東中西部虛擬變量的乘積與城市偏向的結果均符合預期，說明穩健性也相當好。而實際人均GDP、實際人均GDP平方、城鄉居民收入差距也通過了穩健性檢驗，但是城市化率在三類地區的檢驗均不顯著，估計與城市化進程對城市偏向的影響存在雙重效應有關。2．地方政府的城市偏向對城鄉基本公共服務均等化的影響分析以上證實了財政分權與城市偏向之間存在正相關關系，而城市偏向與城鄉基本公共服務均等化程度之間理論上應該存在負相關關系，這需要進一步的驗證。表3報告了針對中國省級面板數據的實證分析結論。Hausman檢驗結果顯示，應采用固定效應模型。同時，考慮到城鄉基本公共服務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，我們將上一期的城鄉基本公共服務均等化指數也作為解釋變量之一引入模型，模型(12～14)回歸結果顯示，D．W．值均接近2，調整的R2均大于0．93，較好地消除了變量之間可能存在的自相關性，擬合結果較好。模型(12)中的城市偏向對城鄉基本公共服務均等化的系數顯著為正，說明二者之間確實存在負相關關系。模型(13)(14)中分別加入經濟增長率、城市化率、工業化率、民營化率、對外開放度、人口密度等變量后，城市偏向與城鄉基本公共服務均等化之間均存在顯著的負相關關系。此外，城鄉基本公共服務均等化的滯后一期的數據也與當期均等化指數顯著正相關，這也說明均等化目標的實現是一個漸進過程，前期的均等化基礎也是后期均等化程度的重要影響因素。經濟增長率指標與城鄉基本公共服務均等化顯著負相關，這與人們一般認知的經濟越發達公共服務供給水平應該越高恰恰相反。但是這種現象在發展中國家卻是常見的，因為在GDP導向明顯的發展中國家，追求GDP政策必然會引致城市偏向，從而不利于城鄉基本公共服務均等化的實現。而在控制變量中，除了工業化率指標與城鄉基本公共服務負相關外，其他都無法通過顯著性檢驗。為了檢驗表3的報告結果的穩健性，這里繼續采用表2中穩健性檢驗的方法分地區進行考察，模型(15～17)是按照我國傳統的東、中、西部地區劃分標準進行分類，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］的做法進行的回歸，表4報告了穩健性回歸結果，得出了無論按照哪一類檢驗方法，城市偏向對城鄉基本公共服務均等化的影響系數都顯著為正的結論，證實了二者存在負相關的假設。經濟增長率對城鄉基本公共服務均等化的影響系數顯著為負，證明了經濟增長并不必然引致基本公共服務均等化水平的提高，城市偏向以及基本公共服務自身屬性①也存在關鍵影響。而基本公共服務均等化滯后一期對當期均等化的影響也存在顯著正相關關系。

三、結論與政策啟示

由于城市地區的公共服務有助于展現地方政府官員的政績并使其得到較多的晉升機會，因此存在經濟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。并且在城鄉間配置公共服務資源的財政能力受到財政分權程度的制約，在其他條件相同情況下，財政分權程度較高的地方，其政府官員擁有的財政資源越多，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基本公共服務均等化水平，越強的城市偏向越不利于實現城鄉基本公共服務均等化。由此可知，要達到實現城鄉基本公共服務均等化的目標，應該從以下幾個方面進行:第一，切實扭轉地方政府公共決策中的城市偏向，關鍵在于改變長期以來單一的“以GDP論英雄”的績效評估模式，提高為轄區內農村地區提供公共服務或者促進城鄉基本公共服務均等化在地方官員晉升中的考核權重。第二，力求最優的財政分權程度①(過度分權與過度集權都不利于經濟增長)，既要保證地方政府在經濟、社會發展中具備足夠的經濟自主權，又要保證中央政府調控全國經濟發展、供給公共服務的能力。同時，對地方政府配置自有財政資源、轉移支付財政資源時施加必要的約束與規范，尤其是對轉移支付財政資源要盡可能地貫徹地區公平、城鄉公平，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，提高基本公共服務供給在官員績效考核中的權重，讓基本公共服務供給績效較高的官員得到優先晉升的機會;而對那些在城鄉基本公共服務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。當然，執行這些政策的前提是按照統一規則、統一口徑編制各地區基本公共服務供給績效指數，從而保證績效評價指數的權威性、統一性與應用性。第四，賦予農民更多的話語權，鼓勵農民積極參與公共事物，健全農村公共品的需求表達機制，減小城鄉居民的政治影響力差距，以弱化地方政府的城市偏向行為，提高城鄉基本公共服務的均等化水平。

作者：劉成奎龔萍單位：武漢大學經濟與管理學院