郭 亮, 陳樂一

(湖南大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院,湖南 長沙 410079)

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財政分權、房價與城鄉(xiāng)收入差距
——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證分析

郭 亮1, 陳樂一2

(湖南大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院,湖南 長沙 410079)

基于1999-2012年31個省際面板數(shù)據(jù),采用面板向量自回歸模型,實證考察了財政分權、房價和城鄉(xiāng)收入差距三者之間的相互關系。研究結果表明:財政分權對房價的上漲和城鄉(xiāng)收入差距的擴大均具有促進作用,且對兩者的影響具有區(qū)域差異,具體表現(xiàn)為:財政分權對東部地區(qū)房價上漲的影響要大于對中西部地區(qū)的影響,財政分權對城鄉(xiāng)收入差距擴大的影響由東部地區(qū)向西部地區(qū)依次遞減;房價和城鄉(xiāng)收入差距之間的相互影響具有區(qū)域差異性。

財政分權;房價;城鄉(xiāng)收入差距;面板VAR模型

一、問題的提出

財政分權是自改革開放30多年以來中國最為重要的經(jīng)濟變革之一。一方面,財政分權有助于改進不同層級政府的激勵,從而提高資源配置效率,促進經(jīng)濟的增長;另一方面,財政分權也會帶來相應的不利后果。與此同時,中國經(jīng)濟中存在兩個典型的現(xiàn)象,一是房地產(chǎn)價格呈現(xiàn)不斷上漲趨勢,二是城鄉(xiāng)收入持續(xù)擴大。據(jù)測算,2012年的商品房價格是1999年的2.8倍左右,全國城鄉(xiāng)收入差距從1999年的2.64擴大到2012年的3.10。飛漲的房價和擴大的城鄉(xiāng)收入差距已經(jīng)成為社會關注的焦點,有可能成為經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的隱患。我們注意到,這兩個現(xiàn)象幾乎是伴隨著財政分權改革的深入而同步出現(xiàn)的。那么,財政分權是否促進了房價上漲？是否擴大了城鄉(xiāng)收入差距？對兩者影響是否有區(qū)域差異性？本文試圖回答上述問題。

對于財政分權與房價之間關系的研究,主要是集中在財政分權體制下,地方公共支出、房產(chǎn)稅、土地財政和地方政府競爭行為對房價的影響。Oates(1969[1],1973[2])認為地方財政的支出與房地產(chǎn)價值正相關,地方政府的稅收與房地產(chǎn)價值負相關。Rosen和Fullerton(1977)[3]通過分析財產(chǎn)稅對房價的影響,認為政府征收的財產(chǎn)稅將資本化到房地產(chǎn)價值中去。張雙長和李稻葵(2010)[4]認為,自分稅制改革以來,地方政府的財政困難促發(fā)其依賴于土地財政,地方政府的土地財政政策促進了城市房價上漲。周彬和杜兩省(2010)[5]指出中央與地方政府的財政分權模式造成了地方政府對土地財政的依賴,實證表明土地財政推動了房價持續(xù)上漲。杜雪君(2009)[6]等指出地方政府支出行為對房價的影響存在區(qū)域性差異,地方政府公共支出對東部地區(qū)房價的影響大于對中西部地區(qū)的影響。李勇剛,李祥(2012)[7]對住宅價格、財政分權及地方政府競爭之間的關系進行了實證研究,結果表明:財政分權和地方政府競爭對住房價格有顯著的正向影響但這種影響存在區(qū)域性差異。楊君茹、邱晨(2012)[8]認為財政分權與政府固定資產(chǎn)投資對當?shù)胤績r仍具有顯著影響,兩者相互促進,推動了房價的上漲。

現(xiàn)有文獻中,僅研究財政分權對城鄉(xiāng)收入差距的還比較少,多是結合經(jīng)濟增長、公共品供給一起來研究。如殷德生(2004)[9]實證結果表明我國財政分權水平既未能有效地促進經(jīng)濟增長,又加劇了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的不平衡。王永欽等(2007)[10]認為政治集權下的經(jīng)濟分權在給地方政府提供了發(fā)展經(jīng)濟的動力的同時又造成了城鄉(xiāng)和地區(qū)間收入差距的持續(xù)擴大。靳濤和陳雯(2009)[11]認為財政分權提高了地方政府發(fā)展經(jīng)濟的積極性,但地方財政的增加多是土地財政和體制外收益的增加,這對中國轉型期的收入差距會帶來顯著影響。因為在這種地方政府錦標掛帥的競爭中,只有地方政府和一部分人的利益得到了顯著改善,而很多人的境況可能會變得更差,如地方政府倚重土地財政的作用,拉升地價,使更多的中低收人階層買不起房,狀況就會變得更差。張克中等(2010)[12]從公共支出效率和公共支出結構兩個角度,論述了財政分權與貧困減少之間的聯(lián)系,通過實證發(fā)現(xiàn):就北京、上海和天津三個直轄市而言,財政分權程度的增加惡化了貧困狀況,而其他省份財政分權程度的增加則有利于緩解貧困。余長林(2011)[13]從財政分權、城鄉(xiāng)公共品供給差異兩個方面,運用工具變量和動態(tài)面板的系統(tǒng)GMM估計方法對中國城鄉(xiāng)收入差距的影響因素進行了實證研究,結果顯示:財政分權對縮小我國城鄉(xiāng)收入差距,沒有起到顯著作用,但對縮小我國東部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距,有顯著作用,對中部和西部地區(qū)的影響不顯著。

以上研究對于本文考察財政分權、房價與城鄉(xiāng)收入差距之間的關系提供了很大幫助,然而以往學者較少運用省際面板數(shù)據(jù)對財政分權與不同地區(qū)房價和收入差距的相互作用效果進行深入分析,而使用面板VAR模型考察財政分權、房價與收入差距三者之間的動態(tài)影響關系的研究更是不多見。相較于以往研究,本文基于我國31個省份1999年至2012年間的省際面板數(shù)據(jù),將區(qū)域劃分為全國地區(qū)、東中西部地區(qū)*東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省市;中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北與湖南8省;西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、新疆、內(nèi)蒙古、廣西與西藏12個省市。,然后運用面板向量自回歸模型(PVAR)考察財政分權對房價和城鄉(xiāng)收入差距的影響,力求揭示財政分權對兩者影響的區(qū)域性差異。

二、財政分權對房價和城鄉(xiāng)收入差距的作用機理

(一)財政分權對房價的作用機理

在財政分權和以GDP為主的政績考核機制下,各地方政府為了片面追求GDP總量的擴張和增速的提高,從而引發(fā)了激烈的競爭。在短期,實現(xiàn)GDP快速增長最重要的手段之一便是投入大量資金到基礎設施、固定資產(chǎn)等長期投資項目。這樣一來,政府的大量投資包括房地產(chǎn)業(yè)的投資,有效地拉動了當?shù)氐耐顿Y需求,從而推動了房價的上漲。同時,由于財權與事權不匹配的中國式財政分權,各地方政府預算內(nèi)的收入不能夠滿足其日益增長的支出需要,財政收支缺口日益擴大。為減輕財政支出壓力,各地方政府通過出讓國有土地迅速獲得收入,土地財政收入已成為地方財政收入的主要來源。而地方政府的土地財政行為將推動土地價格的上漲和房地產(chǎn)開發(fā)成本的上升,房地產(chǎn)商將開發(fā)成本轉嫁給購房者,從而推動了房價的不斷上漲。

(二)財政分權對城鄉(xiāng)收入差距的作用機理

在經(jīng)濟分權和政治晉升的雙重激勵下,地方政府的首要目標就是發(fā)展當?shù)亟?jīng)濟,由于經(jīng)濟增長的主要來源是城市部門,因此,地方政府優(yōu)先考慮城市利益和實施城市傾向的經(jīng)濟政策。而農(nóng)業(yè)占GDP份額相對較小,往往被忽略,從而造成用于城市發(fā)展的各項支出占財政總支出的比例越來越大,而用于農(nóng)業(yè)發(fā)展的各項支出占財政總支出的比例越來越小,地方財政支出在城鄉(xiāng)之間、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)之間發(fā)生了嚴重的扭曲,農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的環(huán)境缺失,農(nóng)民增收困難,城鄉(xiāng)收入差距逐步擴大。同時,在城市傾向的經(jīng)濟政策下,城市居民在醫(yī)療、住房、教育及養(yǎng)老等方面擁有更好的福利,也加劇了實際的城鄉(xiāng)收入差距。

綜合以上分析,筆者提出如下研究假說:逐年擴大的財政分權是房價上漲和城鄉(xiāng)收入差距擴大的不可忽視的制度性因素。以下是財政分權對房價和城鄉(xiāng)收入差距影響的實證檢驗,為研究假說提供證據(jù)支持。

三、變量選取與模型設定

(一)變量選取

現(xiàn)有文獻關于財政分權度量指標的選擇上并不統(tǒng)一,有的采用省級政府在本省預算收入中的邊際分成率來衡量財政分權(Lin and Liu,2000)[14],Oates(1985)[15]采用州政府占州和地方政府一般財政收入的比重、州政府占州和地方政府一般財政支出的比重來度量財政分權,Zhang和Zou(1998)[16]采用地方和中央本級預算內(nèi)外支出的比值作為財政分權的度量指標,Akai和Sakata(2002)[17]分別以地方預算內(nèi)財政支出占全國預算內(nèi)財政支出的比重和地方預算內(nèi)人均財政支出占全國預算內(nèi)人均財政支出的比重度量財政分權水平。為了剔除了人口規(guī)模和中央對地方的轉移支付對度量財政分權水平的影響,本文采用人均各省本級財政支出占總財政支出的比值來度量財政分權(fisc),其中總財政支出等于人均各省份本級財政支出與人均中央本級財政支出總和。房價增長率(hous),以對數(shù)差分形式出現(xiàn),其中房價用各省市當年的商品住宅銷售額除以住宅銷售面積得到。城鄉(xiāng)收入差距(gap)用城市居民人均可支配收入與農(nóng)村居民純收入之比來表示。本文的數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國財政年鑒》,表1給出了各變量的描述性統(tǒng)計。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

(二)模型設定

本文建立模型如下:

其中,Zi,t是一個包含三個變量的列向量{fisc, hous, gap}T,i代表省份,t代表年度,p表示模型滯后階數(shù),B0表示截距項向量,Bj表示滯后變量的參數(shù)向量,fi是地區(qū)效應列向量,表示固定效應形式反應的截面?zhèn)€體差異性,et為時間效應列向量,表示時間變化對截面?zhèn)€體的影響,εit是干擾項。

四、實證分析

(一)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

為了避免“虛假”回歸的出現(xiàn),在對面板VAR模型進行參數(shù)估計之前需要對面板數(shù)據(jù)變量進行平穩(wěn)性檢驗。本文采取LLC檢IPS檢驗考察各序列的平穩(wěn)性,檢驗結果見表2。檢驗結果表明:全國和分區(qū)域的房價增長率(hous)序列在1%的水平上拒絕了存在單位根的零假設,hous序列是平穩(wěn)的;全國和分區(qū)域的財政分權(fisc)和收入差距(gap)序列不能拒絕存在單位根的零假設,我們對原序列進行一階差分處理,差分后的fisc和gap序列是平穩(wěn)的。

表2 各序列平穩(wěn)性檢驗結果

注:△表示一階差分,方框中的數(shù)字分別代表LLC檢驗和IPS檢驗相對應的統(tǒng)計量,“*** ”、“** ”和“* ”分別表示在1%、5%和10%水平上顯著,所有統(tǒng)計量均保留三位小數(shù)。

(二)P-VAR模型的參數(shù)估計

在參數(shù)估計之前,需要對面板向量自回歸模型的滯后階數(shù)進行設定,本文使用BIC信息準則進行判定,為了統(tǒng)一各區(qū)域的滯后階數(shù),最終確定全國和各區(qū)域的滯后階數(shù)均為2階。為了避免個體效應和時點效應對模型估計系數(shù)的影響,首先采用“截面均值差分法”來去除時點效應et,然后使用“前向均值差分”即“Helmert過程”以消除地區(qū)個體效應fi,可以分別得到序列h_fisc,h_hous和h_gap序列,隨后采用GMM方法對參數(shù)進行估計。參數(shù)估計的結果見表3(由于篇幅所限,省去h_fisc方程),估計結果的計算過程均通過Stata 11.0軟件實現(xiàn)。

表3 GMM估計結果

注:方框中的數(shù)字表示GMM估計得到的相應項的系數(shù),括號內(nèi)的數(shù)字則代表該系數(shù)相應的Z統(tǒng)計量,“*** ”、“** ”和“* ”分別表示在1%、5%和10%水平上顯著,所有統(tǒng)計量均保留三位小數(shù)。

(三)脈沖響應分析

脈沖響應函數(shù)能夠比較直觀地描述變量間相互作用的動態(tài)反應過程,圖1-4橫軸表示沖擊反應的滯后期數(shù)(單位年),縱軸表示脈沖響應的程度,中間曲線為脈沖響應函數(shù)曲線,兩側的虛線表示95%的置信區(qū)間。函數(shù)圖均是蒙特卡羅模擬1000次得到。

1.全國地區(qū)。圖1給出了全國地區(qū)的的脈沖響應函數(shù)結果,可以發(fā)現(xiàn),在1標準差財政分權的沖擊下,全國地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距在第1期上升到達最大值,隨后在第2-6期內(nèi)出現(xiàn)下滑,第6期后收斂于0附近;相較于房價增長率,在1單位財政分權的沖擊下,房價增長率在當期出現(xiàn)最大響應值,隨后1-3期內(nèi)快速下降,第4期后減小到0。而1單位房價增長率沖擊對城鄉(xiāng)收入差距的影響在第1期達到最大值,隨后開始減弱,在第2期又出現(xiàn)增強趨勢,在第3期重新達到最大值,隨后逐漸減小,第6期后減小到0。反觀城鄉(xiāng)收入差距對房價增長率的影響,不難發(fā)現(xiàn),1標準差城鄉(xiāng)收入差距的沖擊在當期會給促進房價的上漲,隨后在第1期對房價增長率的影響為負,隨后2-6期影響逐漸減小到0。

2.東部地區(qū)。圖2給出了東部地區(qū)的的脈沖響應函數(shù)結果,在1標準差財政分權的沖擊下,東部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距在第1期小幅上升,在第2期到達最大值,隨后開始緩慢下降。相較于房價增長率,在1單位財政分權的沖擊下,房價增長率在前4期呈現(xiàn)波浪反應,第4-6期緩慢下降,第6期后趨于一個正值。而1單位房價增長率沖擊對城鄉(xiāng)收入差距的影響在當期和第1期幾乎為0,第1期后影響開始變大,第2-6期內(nèi)影響基本保持平穩(wěn)。反觀城鄉(xiāng)收入差距對房價增長率的影響,在1標準差城鄉(xiāng)收入差距的沖擊下,房價增長率在當期有一個負值,隨后開始上升,在第2期到達最大值且最大值為正,并在第2-6期開始緩慢下滑,第6期后趨于較小的正值。

3.中部地區(qū)。圖3給出了中部地區(qū)的的脈沖響應函數(shù)結果,在1標準差財政分權的沖擊下,中部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距在第1期到達最大值,在第1-2期下降明顯,隨后3-6期逐漸下滑。同時,在1標準差財政分權的沖擊下,房價增長率在當期出現(xiàn)最大值,隨后開始快速下滑,在第2期收斂于0。而在1單位房價增長率沖擊,城鄉(xiāng)收入差距在第1期從0輕微下滑,隨后開始上升,在第2期上升到最大值,在隨后的2-6期內(nèi)緩慢下滑。反觀房價增長率對1單位城鄉(xiāng)收入差距沖擊的反應,在當期房價增長率出現(xiàn)負向反應,并開始下滑,在第1期達到最小值,在隨后開始上升,在第3期出現(xiàn)小幅下滑,第4期后收斂于0。

4.西部地區(qū)。圖4給出了西部地區(qū)的的脈沖響應函數(shù)結果,在1標準差財政分權的沖擊下,西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距第1期小幅上升,隨后在2-4期下滑,第4期后收斂于0。同時,在1標準差財政分權的沖擊下,與中部地區(qū)類似,房價增長率在當期出現(xiàn)最大值,隨后開始快速下滑,在第2期收斂到0。而在1單位房價增長率沖擊,城鄉(xiāng)收入差距在第1期小幅上升,隨后開始下降,在第2期到達最小值,且最小值為負,隨后上升,第3期后收斂于0。反觀房價增長率對1單位城鄉(xiāng)收入差距沖擊的反應,在當期房價增長率出現(xiàn)正向反應,隨后開始快速下滑,在第1期到達最小值,且最小值為負,在2-6期內(nèi)開始上升,第6期后收斂于0。

綜上所述,由全國和東中西部地區(qū)的脈沖響應函數(shù)可以得出:財政分權對房價的上漲和城鄉(xiāng)收入差距的擴大均具有促進作用,且對兩者的影響具有區(qū)域差異,具體表現(xiàn)為:財政分權對城鄉(xiāng)收入差距擴大的影響由東部地區(qū)向西部地區(qū)依次遞減,財政分權對東部地區(qū)房價上漲的影響要大于對中西部地區(qū)的影響。此外,本文實證還發(fā)現(xiàn)房價和城鄉(xiāng)收入差距之間的相互影響具有區(qū)域差異性,在西部地區(qū),短期來看,城鄉(xiāng)收入差距的擴大促進了房價的上漲,在長期卻鄉(xiāng)收入差距的擴大對房價上漲產(chǎn)生負面影響,在東部地區(qū),短期來看,城鄉(xiāng)收入差距的擴大不利于房價的上漲,長期來看,城鄉(xiāng)收入差距的擴大推動了房價的上漲,在中部地區(qū),無論短期還是長期城鄉(xiāng)收入差距的擴大都不利于房價的上漲。反觀房價的上漲對城鄉(xiāng)收入差距的影響,短期來看,西部地區(qū)表現(xiàn)為正向影響,東部地區(qū)影響效果不明顯,中部地區(qū)為負向影響,而長期來看,在東中部地區(qū),房價的上漲擴大了城鄉(xiāng)收入差距,在西部地區(qū)房價的上漲對城鄉(xiāng)收入差距影響卻不明顯。

圖1 全國地區(qū)脈沖響應函數(shù)

圖2 東部地區(qū)脈沖響應函數(shù)

圖3 中部地區(qū)脈沖響應函數(shù)

圖4 西部地區(qū)脈沖響應函數(shù)

(四)方差分解分析

在得到脈沖響應函數(shù)的基礎上,本文繼而使用方差分解來考察各變量變動的主要貢獻因素。從對城鄉(xiāng)收入差距1單位波動的貢獻程度來看(見表4),無論是全國地區(qū)還是東中西部地區(qū),城鄉(xiāng)收入差距波動主要來源于自身沖擊影響。對于全國地區(qū)而言,財政分權對城鄉(xiāng)收入差距的解釋力度一般維持在3.5%,而在東中西部地區(qū),財政分權對城鄉(xiāng)收入差距的解釋力度分別維持在23.2%,10.5%和1%。從房價增長率對城鄉(xiāng)收入差距的的影響來看,全國地區(qū)的房價增長率沖擊對城鄉(xiāng)收入差距的影響達到2.6%,而在東中西部地區(qū),房價增長率沖擊對城鄉(xiāng)收入差距的影響分別為6.9%,5.8%和5.1%。從對房價增長率1單位波動的貢獻程度來看(見表5),房價增長率自身沖擊對其本身波動的解釋力度在全國地區(qū)為85.3%,在東中西部地區(qū)分別為75.1%,79.3%和80.7%,財政分權對房價增長率的解釋力度在全國地區(qū)為9.6%,在東中西部地區(qū)分別為7.9%,6.8%和7.2%。城鄉(xiāng)收入差距對房價增長率的解釋力度在全國地區(qū)為5.1%,在東中西部地區(qū)分別為17%,13.9%和12.1%。

表4 各區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距方差分解結果

表5 各區(qū)域房價增長率方差分解結果

五、結論與政策含義

中國的財政分權,在給地方經(jīng)濟帶來了增長紅利的同時,還不可忽視地產(chǎn)生了一些負面影響,如房價的上漲和城鄉(xiāng)收入差距的擴大。本文使用面板VAR模型,通過GMM估計、脈沖響應函數(shù)分析和方差分解分析考察了中國式財政分權對房價上漲和城鄉(xiāng)收入差距的動態(tài)影響與區(qū)域差異性。我們發(fā)現(xiàn):財政分權對房價的上漲和城鄉(xiāng)收入差距的擴大均具有促進作用,且對兩者的影響具有區(qū)域差異,具體表現(xiàn)為:財政分權對城鄉(xiāng)收入差距擴大的影響由東部地區(qū)向西部地區(qū)依次遞減,財政分權對東部地區(qū)房價上漲的影響要大于對中西部地區(qū)的影響;房價和城鄉(xiāng)收入差距之間的相互影響具有區(qū)域差異性。

基于以上研究結果,本文提出以下政策建議:第一,完善現(xiàn)有的財政分權體制,調整中央與地方間財政關系,努力使地方政府的財權和事權相互匹配;第二,改革現(xiàn)行考核機制,擯棄完全以GDP論成敗的晉升機制,降低地方政府的投資沖動,而轉向對當?shù)孛裆膬?yōu)先關注。第三,完善財政管理體制,規(guī)范地方政府的土地財政行為,優(yōu)化財政支出結構,提高支農(nóng)支出在財政支出的比例。

[1] Oates W E.The effects of property taxes and local public spending on property values:An empirical study of tax capitalization and the Tiebout Hypothesis[J].The Journal of Political Economy,1969,77(6):957-971.

[2] Oates W E.The effects of property taxes and local public spending on property values:A reply and yet further results[J].Journal of Political Economy,1973,81(4):1004-1008.

[3] Rosen H,Fullerton D J.A note on local tax rates,public benefit levels,and property values[J].Journal of Political Economy,1977,85(2):433-440.

[4] 張雙長,李稻葵.“二次房改”的財政基礎分析——基于土地財政與房地產(chǎn)價格關系的視角[J].財政研究,2010,(7):5-11.

[5] 周彬,杜兩省.“土地財政”與房地產(chǎn)價格上漲:理論分析和實證研究[J].財貿(mào)經(jīng)濟,2010,(8):109-116.

[6] 杜雪君,黃忠華,吳次芳.房地產(chǎn)稅,地方公共支出對房價影響——全國及區(qū)域層面的面板數(shù)據(jù)分析[J].中國土地科學,2009,(7):9-13.

[7] 李勇剛,李祥.財政分權,地方政府競爭與房價波動:中國35個大中城市的實證研究[J].軟科學,2012,(1):42-46.

[8] 楊君茹,邱晨.財政分權,政府投資與房產(chǎn)價格——兼議中國式分權的代價[J].宏觀經(jīng)濟研究,2012,(9):70-75.

[9] 殷德生.最優(yōu)財政分權與經(jīng)濟增長[J].世界經(jīng)濟,2005,(11):62-71.

[10] 王永欽,張晏,章元,等.中國的大國發(fā)展道路[J].經(jīng)濟研究,2007,(1):4-16.

[11] 靳濤,陳雯.“轉型式特征”對中國收入差距影響的實證研究[J].經(jīng)濟學動態(tài),2009,(8):61-66.

[12] 張克中,馮俊誠,魯元平.財政分權有利于貧困減少嗎?——來自分稅制改革后的省際證據(jù)[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究,2010,(12):3-15.

[13] 余長林.財政分叔,公共品供給與中國城鄉(xiāng)收入差距[J].中國經(jīng)濟問題,2011,(5):36-45.

[14] Lin J Y,Liu Z.Fiscal decentralization and economic growth in China[J].Economic Development and Cultural Change,2000,49(1):1-21.

[15] Oates W E.Searching for Leviathan:An empirical study[J].American Economic Review,1985,75(4):748-57.

[16] Zhang T,Zou H.Fiscal decentralization,public spending,and economic growth in China[J].Journal of Public Economics,1998,67(2):221-240.

[17] Akai N,Sakata M.Fiscal decentralization contributes to economic growth:Evidence from state-level cross-section data for the United States[J].Journal of Urban Economics,2002,52(1):93-108.

(責任編輯:風 云)

Fiscal Decentralization, Housing Price and Income Gap between Urban and Rural Areas——An Empirical Analysis Based on Provincial Panel Data in China

GUO Liang1, CHEN Le-yi2

(College of Economics and Trade, Hunan University, Changsha 410079, China)

Based on the panel data of 31 provinces from 1999 to 2012,this paper establishes a PVAR model to investigate the relationship between fiscal decentralization, housing price and income gap between urban and rural areas. The results show that fiscal decentralization contributes to both the rise of housing price and the expansion of income gap between urban and rural areas, and its effects are different in different regions. The effect of fiscal decentralization on housing price in the eastern region is greater than that in the central and western regions, and the effect of fiscal decentralization on income gap between urban and rural areas decreases from east to west. Besides, the interaction between housing price and the income gap between urban and rural areas also have regional differences.

fiscal decentralization; housing price; income gap between urban and rural areas; the panel VAR model

2014-07-09

教育部新世紀優(yōu)秀人才支持計劃資助項目(NCET-11-0120)

郭亮(1987-),男,河南焦作人,湖南大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院碩士生;陳樂一(1967-),男,湖南雙峰人,湖南大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院教授。

F811.2

A

1004-4892(2015)04-0028-09