財(cái)政分權(quán)、公共服務(wù)供給與包容性增長(zhǎng)

賀唯唯　侯俊軍

摘 要：基于“效率”與“公平”視角，利用手工查找的2008—2018年中國(guó)地級(jí)及以上城市面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析財(cái)政分權(quán)對(duì)包容性增長(zhǎng)的影響及其作用機(jī)制。結(jié)果表明：財(cái)政分權(quán)對(duì)人均收入的影響為顯著“倒U形”，對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響為顯著“正U形”，且二者均存在明顯的地理位置以及城市規(guī)模異質(zhì)性；公共服務(wù)供給作為財(cái)政分權(quán)影響包容性增長(zhǎng)的作用機(jī)制，有利于提高人均收入和縮小城鄉(xiāng)收入差距。鑒于此，應(yīng)構(gòu)建科學(xué)合理的財(cái)政分權(quán)制度，擴(kuò)大公共服務(wù)供給，促進(jìn)包容性增長(zhǎng)。

關(guān)鍵詞： 財(cái)政分權(quán)；包容性增長(zhǎng)；公共服務(wù)供給

中圖分類號(hào)：F062.6; F061.3文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A文章編號(hào)：1003-7217（2023）01-0061-09

一、引 言

中國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)堅(jiān)持的“先工后農(nóng)，先城后鄉(xiāng)”的發(fā)展策略，雖然依托工業(yè)化、城市化帶動(dòng)實(shí)現(xiàn)國(guó)民收入快速增加，但是未能較好地解決城鄉(xiāng)收入分配問(wèn)題。1978—2020年，中國(guó)城鄉(xiāng)人均可支配收入由175元增加至3.22萬(wàn)元，成功越過(guò)“患寡”危機(jī)。與此同時(shí)，城鄉(xiāng)個(gè)體收入比卻自1.57上升至2.56，城鄉(xiāng)“不均”矛盾進(jìn)一步擴(kuò)大。習(xí)近平總書(shū)記于中央財(cái)經(jīng)委員會(huì)第十次會(huì)議上指出，當(dāng)前中國(guó)發(fā)展不平衡不充分問(wèn)題仍然突出，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和收入分配差距較大。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，縮小城鄉(xiāng)收入差距、擴(kuò)大內(nèi)需將成為未來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新引擎，因此深化城鄉(xiāng)收入體系改革，鼓勵(lì)“工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市反哺農(nóng)村”，推動(dòng)兼顧“效率”與“公平”的包容性增長(zhǎng)成為現(xiàn)階段中國(guó)助推高質(zhì)量發(fā)展、促進(jìn)共同富裕的現(xiàn)實(shí)選擇。

包容性增長(zhǎng)離不開(kāi)財(cái)政發(fā)展的支持。理論上，政府能夠利用財(cái)政手段優(yōu)化要素配置，進(jìn)而促進(jìn)增長(zhǎng)、優(yōu)化分配［1］。這與包容性增長(zhǎng)兼顧“效率”與“公平”的內(nèi)涵相契合。中國(guó)采取“中央-地方”式分權(quán)模式，為本國(guó)財(cái)政發(fā)展賦予明顯的制度特征。當(dāng)中央與地方財(cái)政協(xié)調(diào)發(fā)展時(shí)，財(cái)政分權(quán)能夠調(diào)動(dòng)要素資源進(jìn)入市場(chǎng)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［2］、調(diào)節(jié)收入分配［3］。反之，如果中央與地方間財(cái)政權(quán)力不協(xié)調(diào)，甚至沖突，則可能會(huì)衍生增長(zhǎng)機(jī)制扭曲［4］、結(jié)構(gòu)失衡［5］、通貨膨脹［6］等問(wèn)題，從而限制包容性增長(zhǎng)。那么，如何在財(cái)政分權(quán)背景下推動(dòng)實(shí)現(xiàn)包容性增長(zhǎng)呢？

既有研究圍繞財(cái)政分權(quán)的居民福利效應(yīng)分別從“效率”與“公平”層面展開(kāi)，且未能達(dá)成一致結(jié)論，而在統(tǒng)籌“效率”與“公平”的背景下考察財(cái)政分權(quán)及其包容性增長(zhǎng)效應(yīng)的研究則更為稀缺。例如：在效率層面，謝貞發(fā)和張瑋（2015）的研究指出，財(cái)政分權(quán)有利于優(yōu)化資源配置，繼而提高效率［7］。但Holmstrom和Milgrom（1991）認(rèn)為財(cái)政分權(quán)可能會(huì)誘導(dǎo)地方政府追求短期增長(zhǎng)，反而不利于長(zhǎng)期效率的實(shí)現(xiàn)［8］。在公平層面，譚之博等（2015）的研究認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)有利于引導(dǎo)地方政府增加公共服務(wù)投資，從而有利于“公平”［9］。但王能和李萬(wàn)明（2016）認(rèn)為由于地方政府可能存在短視行為，財(cái)政分權(quán)將誘導(dǎo)地方政府追求增長(zhǎng)而在城市地區(qū)提供更多公共服務(wù)，因此，不利于“公平”［10］。既有關(guān)于包容性增長(zhǎng)因素的研究，主要圍繞產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型［11］、基礎(chǔ)設(shè)施［12］、普惠金融［13］等層面展開(kāi)，較少涉及財(cái)政分權(quán)這一外部環(huán)境分析。

綜觀既有文獻(xiàn)，關(guān)注財(cái)政分權(quán)對(duì)包容性增長(zhǎng)影響的文獻(xiàn)較少，缺乏對(duì)其作用機(jī)制的考察。因此本文基于公共服務(wù)供給視角，實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)包容性增長(zhǎng)的影響及其作用機(jī)制，以期補(bǔ)充和擴(kuò)展包容性增長(zhǎng)的相關(guān)研究，為各級(jí)政府開(kāi)展包容性增長(zhǎng)治理提供決策參考。

二、文獻(xiàn)綜述及模型推導(dǎo)

（一）文獻(xiàn)綜述

眾多學(xué)者認(rèn)可財(cái)政分權(quán)對(duì)“效率”的帶動(dòng)效應(yīng)［7，14］，原因在于中央-地方政府、政府-市場(chǎng)之間針對(duì)資源配置與控制的劃定及分配進(jìn)行一系列制度性安排能夠優(yōu)化資源配置效率，進(jìn)而帶動(dòng)本地增長(zhǎng)。然而，也有研究指出，財(cái)政分權(quán)對(duì)增長(zhǎng)可能具有消極作用，他們認(rèn)為財(cái)政分權(quán)可能誘導(dǎo)官員過(guò)度追求短期增長(zhǎng)，故不利于經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期發(fā)展［8，15］。此外，近年來(lái)越來(lái)越多研究認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)與增長(zhǎng)存在潛在的非線性關(guān)聯(lián)?？娦×值龋?014）、孫萌和臺(tái)航（2019）均在中國(guó)縣域?qū)用骈_(kāi)展實(shí)證發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)對(duì)本地增長(zhǎng)的影響呈現(xiàn)為顯著的“先積極后消極”［16，17］。

而在“公平”維度，較多研究認(rèn)為分權(quán)將引致城鄉(xiāng)收入收斂［18，19］。譚之博等（2015）、儲(chǔ)德銀等（2017）認(rèn)為財(cái)政分權(quán)不但能夠顯著調(diào)動(dòng)地方政府經(jīng)濟(jì)治理積極性，而且將適當(dāng)平抑地區(qū)間惡性競(jìng)爭(zhēng)，帶動(dòng)地方政府增加公共服務(wù)供給，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距［3，9］。而王能和李萬(wàn)明（2016）、何愛(ài)平（2017）等學(xué)者卻指出，財(cái)政分權(quán)在短期內(nèi)推動(dòng)政府公共產(chǎn)品支出更多地流向城市，反而將擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距［10，20］。

可以發(fā)現(xiàn)，既有研究結(jié)論之間存在明顯沖突，且缺乏系統(tǒng)的機(jī)制研究。值得注意的是，近年來(lái)，公共品供給對(duì)“效率”和“公平”的調(diào)節(jié)作用已得到廣泛認(rèn)可［12］，這為本文開(kāi)展機(jī)制分析提供了新思路。李拓等（2016）、唐未兵和伍敏敏（2017）、楊剛強(qiáng)等（2017）均基于中國(guó)省際層面經(jīng)驗(yàn)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)會(huì)對(duì)公共支出結(jié)構(gòu)和配置效率造成影響，繼而能夠改變公共服務(wù)供給水平［21-23］。

基于以上文獻(xiàn)不難發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)對(duì)包容性增長(zhǎng)具有重要作用。作為財(cái)政分權(quán)帶來(lái)的直接結(jié)果，公共服務(wù)供給將在很大程度上影響包容性增長(zhǎng)的能力和效率，本文接下來(lái)將基于公共產(chǎn)品視角，通過(guò)構(gòu)建實(shí)證模型和利用中國(guó)地級(jí)及以上城市面板數(shù)據(jù)對(duì)財(cái)政分權(quán)的包容性增長(zhǎng)效應(yīng)及其作用機(jī)制進(jìn)行研究。

（二）模型推導(dǎo)

本文借鑒Adam等（2014）的研究，以期針對(duì)財(cái)政分權(quán)與公共服務(wù)供給的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行全面詮釋［24］。假設(shè)中央政府下轄有N個(gè)轄區(qū)，中央政府按照相同稅率t向各轄區(qū)征得財(cái)政稅收且決定財(cái)政總稅收在各轄區(qū)的分配結(jié)構(gòu)，則中央政府向地方政府i轉(zhuǎn)移財(cái)政支付TL，i=λi∑Ni=1t·gdpi，且λ=∑Ni=1λi。理論上，地方政府應(yīng)將其獲得的中央轉(zhuǎn)移財(cái)政支付TL，i全部用于提供公共服務(wù)FL，i；而λi為在分權(quán)體制下中央政府向i轄區(qū)政府分配的財(cái)政收入占總稅收收入比重，即分權(quán)程度的大小。若各轄區(qū)地方政府對(duì)生產(chǎn)本地公共品F的公共資源投入量x具有自主決定權(quán)，且假設(shè)地方公共品生產(chǎn)具有邊際產(chǎn)量遞減趨勢(shì)，那么地方政府公共品供給函數(shù)FL，i=（xi）τ。其中，參數(shù)τ為地方政府在公共品FL，i生產(chǎn)過(guò)程中的技術(shù)效率，且τ<1?？梢园l(fā)現(xiàn)，地方政府一方面對(duì)本地居民的直接效用較為關(guān)注，另一方面也存在從本地公共財(cái)政預(yù)算中轉(zhuǎn)移公共財(cái)政資源的潛在動(dòng)機(jī)。轉(zhuǎn)移公共財(cái)政資源的意思大致為：地方政府向中央政府獲取的財(cái)政稅收Ti扣除其為生產(chǎn)公共品FL，i而完成的實(shí)際投入xi之間的差額。而此時(shí)，中央政府通過(guò)支配財(cái)政稅收余額（1－λ）∑Ni=1t·gdpi提供公共品FC，i。假定中央政府在公共品生產(chǎn)過(guò)程中的技術(shù)效率等于1，即中央公共品IFC生產(chǎn)為單位投入的線性生產(chǎn)。

1.地方政府決策。

若各轄區(qū)地方政府來(lái)源于中央政府轉(zhuǎn)移財(cái)政支付TL，i=λi∑Ni=1t·gdpi，且自主決定財(cái)政公共資源xi投入大小。本文構(gòu)建以下地方政府官員最大化的線性效用函數(shù)：

其中，yi為i轄區(qū)本地人均稅后收入。地方政府官員不但對(duì)本地居民的直接效用較為關(guān)注，而且存在從本地公共財(cái)政預(yù)算中轉(zhuǎn)移公共財(cái)政資源的潛在動(dòng)機(jī)。參數(shù)η（λi）則用來(lái)反映地方政府官員轉(zhuǎn)移財(cái)政公共資源的權(quán)重，其值越大，表示轉(zhuǎn)移財(cái)政公共資源的比重越大，或者說(shuō)本地居民公共財(cái)政福利的比重越小。也就是說(shuō)，當(dāng)某一地區(qū)η（λi）較大時(shí)，由于該地居民的監(jiān)督能力不足，地方政府官員轉(zhuǎn)移公共財(cái)政資金的困難程度將大幅下降。假設(shè)η與財(cái)政分權(quán)嚴(yán)格相關(guān)，且隨著財(cái)政分權(quán)程度的提高，地方政府官員的選拔要求也將“水漲船高”，但是提高程度呈現(xiàn)遞減趨勢(shì)，即ηλi>0且ηλiλi<0。再進(jìn)一步假設(shè)η（λi）=δ/λi，其中δ為大于1的常數(shù)。結(jié)合以上條件通過(guò)式（1）求關(guān)于xi的一階偏導(dǎo)并令其一階偏導(dǎo)等于0，則將得到政府財(cái)政公共資源投入最大值的條件：

2.中央政府決策。

中央政府的政策目標(biāo)是向每一個(gè)轄區(qū)征收財(cái)政稅率t，而任意一個(gè)消費(fèi)者均能在財(cái)政稅率t的條件下實(shí)現(xiàn)財(cái)政效用最大化。本文將消費(fèi)者個(gè)人財(cái)政效用的函數(shù)設(shè)置為：

結(jié)合式（2）～式（3）可得到中央政府目標(biāo)效用函數(shù)的變形式：

中央政府目標(biāo)效用函數(shù)最大化關(guān)于λi的一階條件為：

3.財(cái)政分權(quán)、公共服務(wù)供給與包容性增長(zhǎng)。

本文將公共品供給效率（FPE）定義為政府提供公共品時(shí)的產(chǎn)出投入比值。令∑Ni=1t·gdpi=T，則在全國(guó)層面公共品供給效率FPE為：

對(duì)式（6）求關(guān)于λ的一階偏導(dǎo)后可得：

式（7）表明，一階導(dǎo)數(shù)的正負(fù)并不能確定。換言之，財(cái)政分權(quán)λ對(duì)公共品供給效率FPE的效率存在潛在非線性關(guān)聯(lián)。因此，對(duì)上式進(jìn)一步求關(guān)于λ的二階偏導(dǎo)可得：

鑒于地方政府公共品FL生產(chǎn)過(guò)程中的技術(shù)參數(shù)τ<1，因此公共品供給效率FPE是關(guān)于財(cái)政分權(quán)λ的二階偏導(dǎo)恒小于0。換言之，公共品供給效率與財(cái)政分權(quán)存在先升后降的“倒U形”關(guān)系。也就是說(shuō)，存在一個(gè)財(cái)政分權(quán)門(mén)檻λ*，當(dāng)財(cái)政分權(quán)程度低于該門(mén)檻時(shí)，財(cái)政分權(quán)加大對(duì)公共品供給效率將產(chǎn)生有利影響，反之則可能產(chǎn)生不利影響。

鑒于公共品效率具有增加收入水平的作用［25］，因此本文假設(shè)人均收入income=incomePFE，且incomeFPE>0，意義在于公共品供給增加能夠直接帶動(dòng)居民收入水平提高。

可以發(fā)現(xiàn)，由于incomeFPE>0，因此incomeλ與FPEλ符號(hào)變化一致。換言之，財(cái)政分權(quán)對(duì)人均收入的影響同樣為“倒U形”。

此外，假設(shè)城鄉(xiāng)收入差距gini=giniFPE，因此又有：

可以發(fā)現(xiàn)giniλ變化規(guī)律與giniFPE直接相關(guān)。鑒于公共產(chǎn)品對(duì)收入差距既可能存在促進(jìn)作用［26］，也可能存在抑制作用［27］，則當(dāng)giniFPE>0時(shí)，財(cái)政分權(quán)將由于公共品的收入差距擴(kuò)大效應(yīng)而對(duì)城鄉(xiāng)收入差距形成“倒U形”影響；而當(dāng)giniFPE<0時(shí)，財(cái)政分權(quán)則可能通過(guò)影響公共品供給對(duì)城鄉(xiāng)收入差距形成“正U形”影響。

三、實(shí)證模型設(shè)定和變量說(shuō)明

（一）模型設(shè)計(jì)

隨著中央向地方下放權(quán)力的力度持續(xù)增大，地方政府對(duì)本地經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的干預(yù)也越來(lái)越頻繁。然而，根據(jù)前文模型推導(dǎo)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)并不一定能夠引致包容性增長(zhǎng)，中國(guó)式財(cái)政分權(quán)擴(kuò)大對(duì)包容性增長(zhǎng)的影響可能存在某個(gè)門(mén)檻，即財(cái)政分權(quán)對(duì)居民收入以及收入不平等的影響存在潛在非線性特征。從現(xiàn)實(shí)來(lái)看，在經(jīng)濟(jì)水平較高的地區(qū)，財(cái)政分權(quán)可能會(huì)加劇政府過(guò)度干預(yù)本地經(jīng)濟(jì)從而導(dǎo)致市場(chǎng)機(jī)制失靈，進(jìn)一步下放財(cái)政權(quán)力不利于投資、產(chǎn)出以及創(chuàng)新效率，以上指標(biāo)下降均會(huì)對(duì)增長(zhǎng)產(chǎn)生阻礙效果。此外，在地區(qū)發(fā)展初始階段，財(cái)政分權(quán)可能會(huì)刺激地方政府將要素資源集中向城鎮(zhèn)地區(qū)投放以謀求本地快速增長(zhǎng)，這顯然會(huì)進(jìn)一步拉大城鄉(xiāng)收入差距。因此，本文構(gòu)建包含財(cái)政分權(quán)二次項(xiàng)的基準(zhǔn)模型，以考察財(cái)政分權(quán)對(duì)包容性增長(zhǎng)的影響，模型如下：

其中，icvit表示i城市t年的包容性增長(zhǎng)情況（inclusiveness）；dec表示財(cái)政分權(quán)程度；D則為控制變量集合，μi為城市效應(yīng)，τt為年份效應(yīng)，εit為標(biāo)準(zhǔn)殘差項(xiàng)。

（二）變量選取與說(shuō)明

1.被解釋變量。

本文選取人均收入的對(duì)數(shù)（income）和城鄉(xiāng)基尼系數(shù)（gini）作為被解釋變量考察財(cái)政分權(quán)引起的“增長(zhǎng)”和“分配”問(wèn)題。人均收入和城鄉(xiāng)基尼系數(shù)的具體計(jì)算方法為：

incomei=ln （pir·incomeir+piu·incomeiu）

ginii=1－pir·wir－piu·（2－wiu）（12）

其中i為地級(jí)及以上城市，incomeu和incomeir分別表示城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民純收入；pu和pr則分別為城鎮(zhèn)常住人口和農(nóng)村常住人口占總?cè)丝诒戎兀粀u和wr分別為城鎮(zhèn)人口可支配收入、農(nóng)村人口純收入占地區(qū)總收入比重。

2.解釋變量。

本文針對(duì)中國(guó)地級(jí)及以上城市財(cái)政分權(quán)程度進(jìn)行測(cè)算，具體公式為：dec=3·flc/（flc+flp+fla）。其中flc、flp以及fla分別為地級(jí)及以上城市、省級(jí)行政區(qū)以及全國(guó)人均財(cái)政支出，其值越大，表明該城市財(cái)政分權(quán)程度越高；反之則越低。

3.控制變量。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（structure），張建華和盛長(zhǎng)文（2020）指出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)增長(zhǎng)和分配均具有顯著影響［28］，故本文選取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)作為反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的指標(biāo)，計(jì)算方法為：structure=∑3i=1ratei·i，其中i為產(chǎn)業(yè)等級(jí)，rate為相關(guān)產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重。金融發(fā)展（leverage），張曉晶（2021）認(rèn)為金融發(fā)展推動(dòng)的信貸市場(chǎng)配置變動(dòng)將改變居民金融可得性，進(jìn)而同時(shí)影響本地“效率”與“公平”［29］，因此本文采用人均年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額反映金融發(fā)展水平。土地城市化（citizen），土地城市化不但有利于推動(dòng)土地要素配置優(yōu)化而驅(qū)動(dòng)增長(zhǎng)［30］，而且顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距［31］，故本文用市轄區(qū)面積與行政總面積之比反映土地城市化水平。產(chǎn)出效率（gdp），黎藺嫻和邊?。?021）對(duì)2012—2017年中國(guó)包容性增長(zhǎng)水平開(kāi)展測(cè)度后發(fā)現(xiàn)，在產(chǎn)出高速增長(zhǎng)的背景下，中國(guó)居民收入水平明顯提升，且城鄉(xiāng)收入差距不斷縮?。?2］，故本文用地區(qū)人均GDP反映產(chǎn)出效率。鑒于二元結(jié)構(gòu)背景下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鄉(xiāng)收入分配之間存在的門(mén)檻特征，本文進(jìn)一步將人均GDP的二次項(xiàng)引入模型。出口規(guī)模（export），趙錦春和范從來(lái)（2018）基于CHIP數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易自由化在提高居民純收入的同時(shí)，能夠優(yōu)化收入分配［33］。鑒于出口規(guī)模是中國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)驅(qū)動(dòng)貿(mào)易擴(kuò)張以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最重要?jiǎng)恿?，故本文擬用人均出口額反映出口規(guī)模。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源與變量描述性統(tǒng)計(jì)

本文城鎮(zhèn)常住人口、農(nóng)村常住人口、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入以及農(nóng)村居民純收入來(lái)自手工查找的中國(guó)各地級(jí)及以上城市年度統(tǒng)計(jì)公

報(bào)，其他相關(guān)數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。鑒于2018年后部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故本文以2008年全球性金融危機(jī)發(fā)生至2018年為研究期限，并對(duì)研究期間內(nèi)數(shù)據(jù)缺失或者不完整的地級(jí)及以上城市進(jìn)行剔除，最終整理出276個(gè)地級(jí)及以上城市的平衡面板數(shù)據(jù)。變量描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示：

四、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

（一）基本模型檢驗(yàn)結(jié)果

基本模型檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。其中，列（1）～（2）為僅控制城市效應(yīng)和年份效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)指數(shù)的一次項(xiàng)參數(shù)對(duì)人均收入顯著為正，二次項(xiàng)參數(shù)顯著為負(fù)，表明財(cái)政分權(quán)指數(shù)對(duì)人均收入的影響呈現(xiàn)出顯著的“倒U形”；而財(cái)政分權(quán)指數(shù)的一次項(xiàng)參數(shù)對(duì)城鄉(xiāng)基尼系數(shù)顯著為負(fù)而二次項(xiàng)參數(shù)顯著為正，表明財(cái)政分權(quán)對(duì)收入不平等的影響則具有明顯的“正U形”特征。列（3）～列（4）則進(jìn)一步加入地級(jí)及以上城市層面的控制變量，此時(shí)財(cái)政分權(quán)的一、二次項(xiàng)參數(shù)對(duì)人均收入及城鄉(xiāng)收入差距顯著性與符號(hào)未發(fā)生變化。因此，可以認(rèn)為在非線性關(guān)聯(lián)的框架下，財(cái)政分權(quán)對(duì)人均收入的影響為“先揚(yáng)后抑”，這是因?yàn)樵诮?jīng)濟(jì)起步階段，擴(kuò)大財(cái)政分權(quán)有助于當(dāng)?shù)卣鶕?jù)本地實(shí)際情況進(jìn)行經(jīng)濟(jì)治理以優(yōu)化公共投入配置效率［21］，從而有利于本地收入上漲；隨著分權(quán)程度提高，地方政府為追求本地經(jīng)濟(jì)高增長(zhǎng)率傾向于城市的發(fā)展策略，往往采取從弱勢(shì)地區(qū)向優(yōu)勢(shì)地區(qū)轉(zhuǎn)移的公共投資行為，這將不可避免地加劇地區(qū)公共品供給非均等化并抑制公共品供給整體效率，最終不利于本地收入上漲。財(cái)政分權(quán)對(duì)收入差距的影響為“先抑后揚(yáng)”，可能是因?yàn)樵谪?cái)政分權(quán)初期，擴(kuò)大分權(quán)力度直接提高了本地公共服務(wù)供給效率［23］，基本生活成本下降在一定程度上地彌合了當(dāng)?shù)厥杖氩黄降葐?wèn)題；隨著財(cái)政分權(quán)程度加大，偏向城市的公共投資策略將導(dǎo)致公共服務(wù)在城鄉(xiāng)分布不均問(wèn)題加劇，反而會(huì)惡化收入不平等問(wèn)題。

（二）穩(wěn)健性及內(nèi)生性檢驗(yàn)

為排除非線性模型實(shí)證結(jié)果潛在的穩(wěn)健性和內(nèi)生性問(wèn)題，本文通過(guò)一系列手段對(duì)模型的穩(wěn)健性和內(nèi)生性問(wèn)題進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

本文首先對(duì)模型的解釋變量進(jìn)行替換，結(jié)果如列（1）～列（2）所示。其中，將基本模型中的財(cái)政分權(quán)指標(biāo)替換為地級(jí)及以上城市人均財(cái)政支出與全國(guó)人均財(cái)政支出之比。結(jié)果顯示，財(cái)政分權(quán)對(duì)人均收入的影響為顯著的“先正后負(fù)”，而對(duì)收入不平等則為顯著的“先負(fù)后正”，均與基本模型一致。

隨后，本文對(duì)被解釋變量進(jìn)行替換，結(jié)果如列（3）～列（4）所示。在收入規(guī)模層面，本文采用在崗工人人均工資的對(duì)數(shù)替換城鄉(xiāng)居民人均可支配收入的對(duì)數(shù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)指數(shù)的一次項(xiàng)參數(shù)顯著為正而二次項(xiàng)參數(shù)顯著為負(fù)，即財(cái)政分權(quán)對(duì)人均收入存在明顯的“先積極后消極”的特征。而在收入不平等層面，本文選取城鄉(xiāng)居民人均可支配收入扭曲程度的對(duì)數(shù)替換城鄉(xiāng)基尼系數(shù)，計(jì)算方法為：distortion=ln incomeuincomer－1。結(jié)果表明現(xiàn)財(cái)政分權(quán)指數(shù)的一次項(xiàng)參數(shù)顯著為負(fù)而二次項(xiàng)參數(shù)顯著為正。上述結(jié)果均與基本模型結(jié)果相似。

鑒于直轄市經(jīng)濟(jì)總量、人口規(guī)模、行政面積、城市層級(jí)均對(duì)于其他城市擁有顯著優(yōu)勢(shì)，這也可能導(dǎo)致模型檢驗(yàn)結(jié)果出現(xiàn)偏誤。因此，本文在總樣本中剔除了北京、天津、上海、重慶四個(gè)直轄市樣本，再次對(duì)財(cái)政分權(quán)的包容性增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如列（5）～列（6）所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，此時(shí)財(cái)政分權(quán)對(duì)人均收入以及收入差距的影響與基本模型一致。

此外，由于部分地區(qū)農(nóng)村人口十分稀少，統(tǒng)計(jì)資料對(duì)其相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行收集活動(dòng)時(shí)未能實(shí)現(xiàn)充分觀測(cè)，這也可能在一定程度上導(dǎo)致基本檢驗(yàn)結(jié)果出現(xiàn)偏差。因此，本文將總樣本中城鎮(zhèn)化率為100%的地區(qū)進(jìn)行剔除并開(kāi)展穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如列（7）～列（8）所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，相關(guān)參數(shù)符號(hào)及顯著性與基本模型相同。

前文針對(duì)財(cái)政分權(quán)的包容性增長(zhǎng)非線性探討重點(diǎn)聚焦于單門(mén)檻范疇，但事實(shí)上，財(cái)政分權(quán)對(duì)人均收入或者收入差距的實(shí)際影響并不一定只存在單一門(mén)檻，因此本文在單一門(mén)檻模型的基礎(chǔ)上進(jìn)一步引入財(cái)政分權(quán)的三次項(xiàng)以檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)影響包容性增長(zhǎng)潛在的雙門(mén)檻效應(yīng)，結(jié)果如列（9）～列（10）所示。可以發(fā)現(xiàn)，列（9）～列（10）中大部分核心變量參數(shù)均不顯著。也就是說(shuō)，財(cái)政分權(quán)對(duì)包容性增長(zhǎng)的非線性影響為單門(mén)檻而非多門(mén)檻。

為規(guī)避模型潛在的解釋變量與解釋變量互為因果、存在遺漏變量等內(nèi)生性問(wèn)題，本文選取系統(tǒng)GMM法對(duì)模型可能出現(xiàn)的內(nèi)生性進(jìn)行處理，結(jié)果如列（11）～列（12）所示。其中，列（11）中Sargan值約為0.14，表明工具變量選取是有效的，而此時(shí)財(cái)政分權(quán)的一次項(xiàng)參數(shù)顯著為正而二次項(xiàng)參數(shù)顯著為負(fù)，均與非線性檢驗(yàn)結(jié)果相似。列（12）中Hansen值約為0.47，表明工具變量選取是有效的；此時(shí)財(cái)政分權(quán)的一次項(xiàng)參數(shù)顯著為負(fù)而二次項(xiàng)參數(shù)顯著為正，同樣均與非線性檢驗(yàn)結(jié)果相似。

結(jié)合穩(wěn)健性與內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果可以認(rèn)為，基本模型的檢驗(yàn)結(jié)果是穩(wěn)健的。

（三）異質(zhì)性檢驗(yàn)

中國(guó)幅員遼闊，地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、資源稟賦、交通條件、發(fā)展政策、語(yǔ)言風(fēng)俗等特征均存在較大差異，這也可能導(dǎo)致財(cái)政分權(quán)引致的包容性增長(zhǎng)出現(xiàn)明顯區(qū)別。因此，有必要對(duì)財(cái)政分權(quán)的包容性增長(zhǎng)效應(yīng)開(kāi)展異質(zhì)性分析。囿于篇幅原因，本文著重從地理位置以及城市規(guī)模兩個(gè)角度就財(cái)政分權(quán)的包容性增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行異質(zhì)性分析，結(jié)果如表4所示。

在地理異質(zhì)性層面，本文根據(jù)樣本城市所在省份是否沿海將樣本中所有地級(jí)及以上城市分別劃分為沿海、內(nèi)陸兩個(gè)子樣本。其中，將地處沿海省份的城市劃為沿海城市，其他則劃為內(nèi)陸城市。列（1）～列（8）展示了地理位置異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，列（1）～列（2）財(cái)政分權(quán)的一、二次項(xiàng)參數(shù)均不顯著，也就是說(shuō)，財(cái)政分權(quán)對(duì)沿海城市居民收入的帶動(dòng)效果有限。列（3）中財(cái)政分權(quán)的參數(shù)顯著為負(fù)，表明在線性關(guān)聯(lián)背景下財(cái)政分權(quán)縮小了沿海地區(qū)收入不平等。列（4）中結(jié)果顯示，財(cái)政分權(quán)對(duì)沿海城市城鄉(xiāng)收入差距的影響為“倒U形”且理論拐點(diǎn)位于0.43。事實(shí)上，沿海絕大部分城市財(cái)政分權(quán)程度位于拐點(diǎn)右側(cè)，故財(cái)政分權(quán)降低了沿海地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距。結(jié)合列（1）～列（4）的結(jié)果可以認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)對(duì)沿海地區(qū)的包容性增長(zhǎng)主要體現(xiàn)在“公平”而非“效率”上。

在列（5）中，財(cái)政分權(quán)參數(shù)顯著為正，而列（6）中財(cái)政分權(quán)的一次項(xiàng)參數(shù)顯著為正而二次項(xiàng)參數(shù)不顯著，表明財(cái)政分權(quán)對(duì)內(nèi)陸地區(qū)收入水平具有促進(jìn)作用。列（7）中財(cái)政分權(quán)的參數(shù)顯著為負(fù)，表明財(cái)政分權(quán)緩解了城鄉(xiāng)收入差距。而列（8）結(jié)果顯示，在非線性視角下，財(cái)政分權(quán)對(duì)內(nèi)陸地區(qū)人均收入的影響呈現(xiàn)為“正U形”且閾值位于約1.31位置。鑒于內(nèi)陸地區(qū)財(cái)政分權(quán)水平遠(yuǎn)小于該閾值，因此財(cái)政分權(quán)對(duì)收入差距實(shí)質(zhì)上起到了明顯降低效果。綜合列（5）～列（8）結(jié)果可以認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)對(duì)內(nèi)陸地區(qū)的包容性增長(zhǎng)效應(yīng)兼顧了“效率”與“公平”。財(cái)政分權(quán)的包容性增長(zhǎng)效應(yīng)出現(xiàn)地理位置異質(zhì)性的原因可能在于，內(nèi)陸地區(qū)財(cái)政分權(quán)程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平均整體偏低，財(cái)政分權(quán)加大對(duì)本地居民收入的直接帶動(dòng)作用更強(qiáng)；沿海地區(qū)分權(quán)程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高，進(jìn)一步擴(kuò)大分權(quán)可能更側(cè)重于推動(dòng)本地二元產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)、縮小城鄉(xiāng)差距。

而在規(guī)模異質(zhì)性層面，本文依據(jù)城市年末總?cè)丝趯⒖倶颖緞澐譃榇蟪鞘幸约爸行〕鞘袃纱笞訕颖尽Ｆ渲?，將年末總?cè)丝诟哂?50萬(wàn)人的歸入大城市，其他則歸入中小城市。城市規(guī)模異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果則如列（9）～列（16）所示。對(duì)大城市而言，列（9）中財(cái)政分權(quán)參數(shù)顯著大于0，表示在線性關(guān)聯(lián)視角下，財(cái)政分權(quán)能夠提升大城市居民收入。而列（10）中大城市財(cái)政分權(quán)對(duì)人均收入的影響為顯著的“倒U形”且閾值位于約1.37。事實(shí)上，截至2018年，絕大部分樣本城市財(cái)政分權(quán)水平均遠(yuǎn)低于該閾值，故財(cái)政分權(quán)對(duì)大城市人均收入的影響實(shí)質(zhì)上體現(xiàn)了促進(jìn)作用。此外，列（11）中財(cái)政分權(quán)一次項(xiàng)參數(shù)顯著為負(fù)，而列（12）中財(cái)政分權(quán)的一、二次項(xiàng)參數(shù)均不顯著，即財(cái)政分權(quán)對(duì)大城市收入差距具有明顯調(diào)節(jié)作用。結(jié)合列（9）～列（12）結(jié)果可以認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)的包容性增長(zhǎng)效應(yīng)在大城市同時(shí)兼顧了“效率”與“公平”。

就中小城市而言，列（13）中財(cái)政分權(quán)參數(shù)顯著為正，表示財(cái)政分權(quán)對(duì)中小城市居民收入也具有提升效果。而列（14）中財(cái)政分權(quán)一次項(xiàng)參數(shù)顯著為正，而二次項(xiàng)參數(shù)顯著為負(fù)，表明中小城市財(cái)政分權(quán)對(duì)人均收入的影響同樣為顯著“倒U形”且閾值位于1.62附近。鑒于各中小城市財(cái)政分權(quán)程度均遠(yuǎn)低于該閾值，故財(cái)政分權(quán)事實(shí)上增加了當(dāng)?shù)鼐用袷杖?。列?5）中財(cái)政分權(quán)參數(shù)顯著為負(fù)，表示財(cái)政分權(quán)降低了本地城鄉(xiāng)收入差距。而列（16）中財(cái)政分權(quán)對(duì)中小城市收入差距的影響具有強(qiáng)烈的“正U形”特征且閾值位于約1.48，同樣遠(yuǎn)高于各中小城市實(shí)際財(cái)政分權(quán)水平，故財(cái)政分權(quán)對(duì)當(dāng)?shù)爻青l(xiāng)收入差距依然起到了縮小作用。綜合以上結(jié)論可以發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)對(duì)中小城市的包容性增長(zhǎng)也同時(shí)具有“效率”與“公平”兩大特征。整體而言，財(cái)政分權(quán)對(duì)大城市收入提升作用更強(qiáng)，而對(duì)中小城市收入差距調(diào)節(jié)力度更大。原因可能是：大城市城鎮(zhèn)人口比重高、城鄉(xiāng)收入差距小、對(duì)解決“公平”問(wèn)題的渴求度更低，因此財(cái)政分權(quán)對(duì)大城市以“效率”帶動(dòng)作用為主，對(duì)推動(dòng)“公平”目標(biāo)的作用偏低。而中小城市戶籍管制力度更大、二元結(jié)構(gòu)扭曲現(xiàn)象更為突出，因此財(cái)政分權(quán)在帶動(dòng)當(dāng)?shù)厥杖肷蠞q的同時(shí)，具有強(qiáng)烈的調(diào)節(jié)收入不平等、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)均衡發(fā)展作用。

五、機(jī)制檢驗(yàn)及分析

根據(jù)前文討論結(jié)果可知，財(cái)政分權(quán)對(duì)包容性增長(zhǎng)整體存在顯著非線性的影響。基于前文模型推導(dǎo)部分研究結(jié)論，本文從公共品供給視角開(kāi)展財(cái)政分權(quán)對(duì)包容性增長(zhǎng)的影響機(jī)制分析。

（一）地級(jí)及以上城市公共服務(wù)供給水平指標(biāo)構(gòu)建

公共服務(wù)供給（public）。公共服務(wù)包含的內(nèi)容較為寬泛，基本涵蓋了本地居民日常生活的各個(gè)方面。而在城市層面，既有研究又主要以當(dāng)?shù)蒯t(yī)療、教育、環(huán)保、交通、文娛、通信等條件為指標(biāo)試圖反映本地公共服務(wù)的實(shí)際供給水平。本文利用主成分分析法對(duì)2008-2018年中國(guó)276個(gè)地級(jí)及以上城市公共服務(wù)供給水平進(jìn)行測(cè)度，相關(guān)指標(biāo)信息如表5所示。

（二）機(jī)制模型及檢驗(yàn)結(jié)果

鑒于本文試圖從公共服務(wù)供給的角度探討財(cái)政分權(quán)對(duì)包容性增長(zhǎng)的作用機(jī)制，本部分在基本模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行適度擴(kuò)展，具體如下：

publicit=α0+β1decit+β2dec2it+λD+μi+τt+ξit （13）

icvit=α0+β3publicit+λD+μi+τt+ξit（14）

icvit=α0+β1decit+β2dec2it+β3publicit+λD+μi+τt+ξit（15）

式（13）中，public為公共服務(wù)供給，采用城市層面的主成分分析法結(jié)果×100再取對(duì)數(shù)衡量，其值越大，公共服務(wù)供給水平越高。

機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果則如表6所示。列（1）中財(cái)政分權(quán)一次項(xiàng)參數(shù)顯著為正而二次項(xiàng)參數(shù)顯著為負(fù)，也就是說(shuō)，財(cái)政分權(quán)對(duì)公共服務(wù)供給的影響呈現(xiàn)為“先積極后消極”的“倒U形”影響且拐點(diǎn)位于約1.33位置。原因在于：經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，財(cái)政分權(quán)有利于當(dāng)?shù)卣鶕?jù)當(dāng)?shù)貙?shí)際情況“審時(shí)度勢(shì)”，科學(xué)調(diào)配公共資源以驅(qū)動(dòng)要素配置效率優(yōu)化，從而促進(jìn)公共服務(wù)供給水平增加；然而隨著分權(quán)擴(kuò)大，當(dāng)?shù)卣疄樽非蠼?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，將公共資源向城市、向現(xiàn)代部門(mén)過(guò)度傾斜造成城鄉(xiāng)公共服務(wù)二元化，繼而導(dǎo)致公共服務(wù)供給效率下滑。

公共服務(wù)供給的參數(shù)在列（2）中顯著為正，在列（3）中顯著為負(fù)，換言之，公共服務(wù)供給水平提高有助于兼顧“效率”與“公平”。公共服務(wù)供給增加一方面直接降低了本地生活成本，從而全面提高本地全體居民收入水平；另一方面能夠顯著促進(jìn)“機(jī)會(huì)公平”，從而縮小本地收入差距。

進(jìn)一步地，本文將公共服務(wù)供給項(xiàng)引入基本模型以考察財(cái)政分權(quán)影響包容性增長(zhǎng)的作用機(jī)制，結(jié)果如列（4）～列（5）所示。列（4）中財(cái)政分權(quán)的一、二次項(xiàng)的參數(shù)符號(hào)及顯著性均與基本模型結(jié)果一致。公共服務(wù)供給的參數(shù)符號(hào)及顯著性與列（2）一致，且數(shù)值相較于列（2）出現(xiàn)略微下降，因此綜合列（1）、列（2）、列（4）結(jié)果可以認(rèn)為，公共服務(wù)供給是財(cái)政分權(quán)影響“效率”的中介機(jī)制。列（5）中財(cái)政分權(quán)的一、二次項(xiàng)參數(shù)及顯著性同樣與基本模型結(jié)果一致，公共服務(wù)供給的參數(shù)符號(hào)及顯著性與列（3）一致，且數(shù)值相較于列（3）同樣出現(xiàn)略微下降。綜合以上結(jié)果，可以認(rèn)為，公共服務(wù)供給在財(cái)政分權(quán)影響“公平”的過(guò)程中同樣起到了中介作用。

綜上所述可以發(fā)現(xiàn)，公共服務(wù)供給在財(cái)政分權(quán)影響“效率”和“公平”的過(guò)程中均起到了中介作用，因此公共服務(wù)供給是財(cái)政分權(quán)影響包容性增長(zhǎng)的作用機(jī)制。

六、結(jié)論及政策建議

本文基于公共服務(wù)供給的角度，突破已有財(cái)政分權(quán)相關(guān)研究難以有效統(tǒng)籌“效率”與“公平”的局限，依次從理論和實(shí)證兩個(gè)維度探討了財(cái)政分權(quán)對(duì)包容性增長(zhǎng)的影響及其作用機(jī)制，試圖為中國(guó)在財(cái)政規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大的背景下全面釋放改革紅利、助推高質(zhì)量發(fā)展、促進(jìn)共同富裕尋求應(yīng)對(duì)之道。

本文首先在理論層面提出：財(cái)政分權(quán)對(duì)包容性增長(zhǎng)具有顯著非線性影響，且公共服務(wù)供給是該影響形成的機(jī)制渠道?；谠摾碚撏蒲?，本文選用2008—2018年中國(guó)276個(gè)地級(jí)及以上城市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明：財(cái)政分權(quán)指數(shù)對(duì)人均收入的影響呈顯著“倒U形”而對(duì)城鄉(xiāng)基尼系數(shù)的影響則呈顯著“正U形”，且以上結(jié)果均具有穩(wěn)健性。本地公共服務(wù)供給水平是驅(qū)動(dòng)包容性增長(zhǎng)的重要因素，而公共服務(wù)供給水平受財(cái)政分權(quán)制約明顯且效果為“倒U形”。

基于以上研究結(jié)論，試圖提出以下應(yīng)對(duì)現(xiàn)階段中國(guó)財(cái)政分權(quán)以及包容性增長(zhǎng)治理的政策啟示：

第一，科學(xué)構(gòu)建符合各地實(shí)際的財(cái)政分權(quán)制度，是加快實(shí)現(xiàn)包容性增長(zhǎng)的長(zhǎng)期保障。一方面深入挖掘財(cái)政分權(quán)的經(jīng)濟(jì)帶動(dòng)作用，另一方面極力防止治理過(guò)程中出現(xiàn)“顧此失彼”的現(xiàn)象。第二，建立健全包容性增長(zhǎng)綜合治理體系，不但要結(jié)合本地經(jīng)濟(jì)社會(huì)條件，科學(xué)構(gòu)建包含產(chǎn)業(yè)特征、金融發(fā)展、城市規(guī)劃、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)以及對(duì)外交流等本地實(shí)際條件的包容性增長(zhǎng)綜合治理體系，而且要重視包容性增長(zhǎng)在區(qū)域間的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，努力打破區(qū)域性壁壘的桎梏，推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化，加快推進(jìn)區(qū)域包容性發(fā)展。第三，加大公共服務(wù)供給力度，促進(jìn)城鄉(xiāng)公共服務(wù)資源分布均等化，增加農(nóng)村地區(qū)公共投入，提高農(nóng)村地區(qū)公共服務(wù)可得性；構(gòu)建和完善農(nóng)村公共產(chǎn)品發(fā)展制度，豐富農(nóng)村居民公共服務(wù)種類，滿足農(nóng)村居民公共消費(fèi)需求。

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（責(zé)任編輯：鐘 瑤）

Fiscal Decentralization， Public Service Supply，

and Inclusive Growth

HE Weiwei， HOU Junjun

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

Abstract：Based on the “efficiency” and “equity” perspectives， this paper empirically analyzes the impact of fiscal decentralization on inclusive growth and its mechanism by using hand-searched panel data of cities at the prefecture level and above in China from 2008 to 2018. The results show that the impact of fiscal decentralization on per capita income is significantly “inverted U” shaped， and the impact on urban-rural income gap is significantly “U” shaped， and both of them have obvious geographical location and urban size heterogeneity. As the mechanism of fiscal decentralization affecting inclusive growth， public service supply is conducive to improving per capita income and narrowing the urban-rural income gap. In view of this， we should construct a scientific and reasonable fiscal decentralization system， expand the supply of public services， and promote the inclusive growth.

Key words：fiscal decentralization; inclusive growth; public service supply

收稿日期： 2022-09-23

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目（17ZD099）；湖南省社會(huì)科學(xué)基金基地項(xiàng)目（21JD005）

作者簡(jiǎn)介： 賀唯唯（1990—），男，湖南懷化人，湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院博士后，研究方向：城鄉(xiāng)包容性發(fā)展；侯俊軍（通信作者）（1974—），男，湖南長(zhǎng)沙人，博士，湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：區(qū)域發(fā)展與產(chǎn)業(yè)升級(jí)。