制度变迁、再分配能力与收入不平等*

□宋高燕 邓宏图

内容提要 本文从制度变迁视角，解构收入不平等产生的内在根源，制度变迁如何诱发政府再分配能力发生变化，进而影响城乡、城镇居民收入结构内在机理，并利用29个省市、自治区1990-2014年面板数据实证研究了不同地区市场导向下制度变迁诱发再分配机制对收入不平等的影响。研究发现:（1）市场导向下制度变迁会增强政府再分配能力。（2）制度变迁和政府再分配能力会促使城乡收入不平等缩小，但对城镇居民收入不平等影响则相反。（3）制度变迁具有长期影响效应，且市场化导向制度变迁长期影响更为显著，而一些重大社会事件对缩小城乡收入不平等有显著影响。

一、引言

党的十九大报告指出，我国社会主要矛盾已成为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾。这种不平衡不仅体现在地区间发展不平衡，更体现在居民收入间不平衡。根据宏观经济数据库资料显示，2008-2017年中国基尼系数变动态势呈现U型，2008-2015年之间，基尼系数呈下降趋势，从2008最高点0.491逐步回落到0.462，但2015年之后又上升到2017年的0.467。依照联合国开发计划署规定标准，基尼系数在0.4-0.5之间表明收入差距较大。现阶段，缩小居民收入差距不仅是全面建成小康社会的重要内容，还是实现社会主义共同富裕的本质特征。

国内学者尝试从不同的再分配政策视角来研究居民收入差距，如税收制度改革、新型农村医疗保险制度、新农村合作医疗政策、新农合参合补贴、个人所得税、税费减免、种粮直补等单一政策制度下再分配效应而得出的结论（王震，2010；岳希明等，2012；常世旺、韩仁月，2015），且结论存在显著非一致性。单一政策制度只能解释某一特定再分配政策的再分配冲击程度，并不能解释当前我国城乡、城镇收入不平等真正原因。一方面，不同单一制度（政策）、不同的定量分析方法，不同的数据源，数据质量也不相同，其结论也不具普遍性。例如，中国农村医疗保障制度是按地区统筹，而中国不同省份之间要素禀赋、思想观念等情况差别较大，使用全国数据并不能反应出不同省份的特点。另一方面，单一政策在地区间存在显著差异性、非统一性，且由于市场经济发展程度不同，国家层面的教育、医疗、就业、住房、税收等制度的实施效果在不同的省份存在较大差异。因此，以市场为导向的制度变迁更能解释政府再分配能力影响下收入不平等问题。

当原有制度均衡被打破，制度变迁就会发生（诺斯，1991），市场经济发展亦是制度变迁的具体体现。改革开放极大促进了我国市场经济发展壮大，然而各地区的市场化进程存在差异性，这种差异性又影响着政府再分配能力与居民收入差距。对内体制机制改革（国有企业改革等）等激发了各类市场主体积极性，从而诱发政府再分配能力发生变化。政府建立再分配机制是构建公平环境的重要手段，政府不同的再分配政策（教育、医疗、就业和住房等政策）实施取决于政府的再分配能力，再分配能力与地方政府的汲取能力之间存在着密切的联系。一般来说，地方经济发展水平越高，政府财政汲取能力就越高，那么进行再分配的幅度也就越大，进而体现再分配机制公平性。

本文结构如下：第二部分从国内外文献角度分析制度变迁、再分配能力与收入不平等的理论逻辑。第三部分为计量策略与数据说明。第四部分为制度变迁对政府再分配能力的影响以及制度变迁、再分配能力对居民收入不平等的影响。第五部分为研究结论。

二、制度变迁、再分配能力与收入不平等：理论逻辑

经济可持续增长、收入分配公平性是衡量一国或地区制度变迁是否有效的重要标准。改革开放以来，以市场为导向的渐进式制度变迁显著提高了我国资源配置效率和资本积累。同时，再分配能力的欠缺，市场导向性制度变迁加深了居民收入不平等。

（一）制度变迁的再分配诱发机制

改革开放以来的制度变迁，主要体现中国确立公有制为主，多种所有制共存的基本经济制度，以市场机制为核心的社会主义市场经济体系，外贸体制改革，实施独立自主的对外开放战略等转变。具体而言，主要体现在三个方面。一是经济制度变迁显著表现为非公有制经济发展壮大，与公有制经济相互竞争促进，能够建立起效率化的竞争机制，有利于各种要素资源在不同行业、地区优化配置，从而提升经济系统效率，并促进经济增长（周新成，2010）。二是市场经济体系变迁。市场经济体系的变迁主要表现为政府和市场角色主导力量变化。一般来说，市场化程度越高，政府行政干预越少，生产要素流动性阻碍就越少，资源配置效率就越高。分配机制也倾向于更具效率的一方，但难以保障再分配机制的公平性（刘长庚等，2016）。三是贸易体制变迁。贸易自由化会从规模经济、人力资本积累、技术进步等方式促进经济增长，国际贸易能够有效诱发分配机制，提升低技术劳动力收入水平。政府作为收入再分配的主导者，为了体现社会公平的原则，通过税收、社会保障、税费减免、种粮直补和新农合参合补贴等转移支付手段对城镇居民、城乡居民的初次收入进行再分配调节(郭庆旺等,2012)，而这种转移支付方式的实施取决政府的再分配能力以及政府的财政汲取能力。

国内已有文献将市场化指数（王小鲁等，2017）作为制度的衡量指标（邓宏图等，2016；陈志勇等，2014），2008年以后统计标准进了重新调整，因此通过将2008-2014年中、东、西地区数据进行对比，可以发现，东部地区平均市场化指数最高为7.42，中部地区为5.83，西部地区最低为4.30。与地区市场化指数排序相吻合的是，代表政府再分配能力指标的总税收收入与财政收入占GDP比重排序，东部地区平均值最高分别为2232.57亿元和0.137，其次是中部地区1357.07亿元和0.11，最后是西部地区611.77亿元和0.112。这进一步说明了，市场化程度越高的地区，政府再分配能力就越高。

经济主体预期收益的变化诱致了制度变迁，制度变迁体现为经济主体自我认知、信念等与其预期收益的动态匹配，通过制度变迁的动态效率直接投射到最终的绩效（经济收益、个体收入等）。整体来看，总税收收入和地方政府财政收入体现了当地政府直接支配资金的能力和对居民收入再分配的影响力。1978年以来，以市场化为导向的制度变迁对政府财政收入的影响是先下降再回升，原因在于90年代以现代企业制度改革，国有企业转型为自主经营、自负盈亏的微观主体，由于存在转型成本，国有企业在转制的初期盈利能力略有下降，必然会影响地方财政收入。此外，非国有经济的快速发展也进一步扩大了税源，政府财政收入提高的主要原因在于地方税收的增加。基于以上分析，提出假设1：

假设1：以市场为导向的制度变迁会增强政府再分配能力。

（二）制度变迁、政府再分配能力与收入不平等内在作用机理

制度完善和公共政策的改革将会增加政府收入，从而提升政府转移支付能力，降低城乡居民收入差距。例如户籍制度改革、农业税改革、城镇化政策等等，这些改革使农村劳动力流向城市的门槛变低，迁移成本减少，城乡收入差距变小。非国有经济快速发展，打破了原有劳动力均衡，将农村隐形失业人群及富余劳动力释放出来，使得农村劳动力就业呈现多元化结构，预期收入越来越高。此外，农村土地政策改革，允许农民承包土地流转，一定程度上提高了农民的财产性收入；各种惠农政策强化了农民抗风险能力，客观上减少了农民生产经营成本，提高了农村居民的收入水平。我国经济增长更多的是具有包容性的特点，这有助于吸收更多的非技术人员，有助于吸收农民工就业，所以过去几年农民工就业增加非常快，农民工工资增加也很快。这些综合因素的作用使农村居民收入的增长超过了城市居民，一定程度上缩短了城乡居民收入差距(李实，2016)。“乡村振兴战略”与“城中村棚户区改造”政策推出，以及要解决农民工进入城市之后就业、住房、子女上学等问题(黄少安，2018)，都需要地方政府再分配政策向农民工人口倾斜，减轻进城农民工生活负担，拓宽收入渠道。

当地方政府再分配政策更多向农村人口倾斜时，则会降低对城镇居民再分配的支持力度。随着市场经济的发展，居民持有资产等要素收益率不断攀升，使得城镇人口中非劳动收入群体与贫困群体收入差距进一步扩大，即使对城镇贫困居民的再分配支持力度不变，地方政府对城镇贫困人口的转移支付对缩小内部收入差距所起作用仍非常有限。制度变迁对收入差距、收入结构作用机理，一方面通过影响不动产的资产价格，通过财产性收入拉大收入差距，进而造成收入结构的非理性不平等。其中住房土地制度改革是城市房价上涨的重要原因，城市房价持续上涨意味着财富以固定资产的形式在向少数高收入者手中集聚，高房价下“马太效应”不断激化的最终结果导致阶层流性减弱，财产性收入差距拉大进一步加剧了社会收入不平等（原鹏飞、冯蕾，2014）。高房价同时也推高了企业实际用地成本，当投资房产的收益远高于实体经济收益时，不利于在实体经济和制造业发展，实体经济经营困难会降低员工工资性收入，使城镇居民收入差距进一步扩大（罗楚亮，2012）。另一方面，在市场经济导向下制度变迁具有显著的“认证”效应，通过工资性收入影响收入不平等。教育程度高低与其收入效应具有显著的一致性，教育程度差异也成为城镇、城乡收入差距扩大重要原因（姚洪心、王喜意，2009）。基于以上分析，本文提出假设2、假设3：

假设2：市场化导向的制度变迁（改革）和政府再分配能力作用下使得城乡居民收入差距缩小。

假设3：市场化导向的制度变迁（改革）使得城市资产价格效应与政府再分配效应相对差拉大，导致城镇居民收入差距在逐步扩大。

三、计量策略与数据说明

（一）计量策略

在借鉴Berrospide&Edge(2010)与Acemoglu等(2013)的模型基础之上，首先建立基准的计量模型：

zit表示结果变量，包括各省份总税收收入、各省份财政收入占GDP比重的代理变量、居民收入差距的不同方式的测度等。模型中的滞后期为滞后1期，insit-1表示省份i在t-1时期的制度质量。被解释变量滞后期可能是制度变迁的决定因素或者是可以预测制度变迁的其他相关变量的决定因素。Xit-1表示省份i在t-1时期的其他协变量。使用滞后期的原因是为了避免回归的内生性问题。同时，制度对人均国内生产总值有主要影响，人均国内生产总值的改变可能会干扰制度对居民收入差距的影响（Acemoglu等，2013）。城镇化率与人均收入、工业化水平之间存在高度相关性（Acemoglu等，2002）。因此，本文选取城镇化率作为协作变量，以降低偏差。最后，μt表示时间效应，φi表示控制了所有共同冲击和趋势下的不同省份的效应。εit表示误差项。

为提高模型（1）估计的准确性，从两个方面来控制可能造成的有偏估计。一是控制了地区固定效应，考虑到市场化进程快的省份与市场化进程慢的省份之间在要素禀赋或现实条件等方面存在差异，及一些不可观察的、持续的特征（市场化进程快的省份有更多元化的制度或者综合实力较强）影响着居民收入差距和再分配能力；二是模型（1）考虑到了均值回归动态和因变量的持久效应，而这些因素对于制度变迁可能是内生的。例如，不可抗力事件发生可能会影响到某一省份的市场化进程，对于模型中的被解释变量也会有一个持续的影响，在这种情况下，通过在模型右边加入被解释变量的滞后一期，以便对被解释变量的动态进行控制。

使用固定效应模型对面板数据进行估计，如果ρ＞0，可能会导致估计结果的有偏，不能准确地反映出制度变迁对各种被解释变量的长期影响，利用省份i的均值来进行标准组内估计来消除固定效应，然后再进行最小二乘法估计。然而，当时期跨度逐渐变大时，这个估计结果的有偏性将变大。为此，使用标准广义矩方法(GMM)消除估计结果有偏性（Arellano&Bond，1991)），通过对模型(1)进行差分得到：

通过差分消除了固定的地区效应，尽管模型(2)也可能得不到与固定效应模型一致的估计结果，但一阶差分GMM估计中被解释变量一阶滞后项系数在0.9以上时会造成估计结果的偏误，而系统GMM估计结果始终是无偏的。且由于时间维度的有限造成留存系数ρ的估计值的不一致性。对留存系数ρ的有偏估计也会造成其他系数估计值的有偏。本文报告了在对ρ指定一系列数值之后，模型(1)的固定效应模型的估计结果，对于ρ指定于0到1之间任何数值，结果具有稳定性。

最后，值得注意的是，在所有估计结果中，如果以市场化为导向的制度变迁与影响再分配能力或居民收入不平等的其他变量相关，那么我们的估计结果将会是有偏的。GMM估计量的重点是去除由固定效应和滞后被解释变量造成的机械的有偏估计，而不是去估计“因果效应”。

（二）数据和变量描述

本文选取了28个省市、自治区1990-2014年的省级层面年度面板数据，山东、西藏和湖南未纳入样本，因为山东省统计年鉴中没有城镇居民家庭按收入组合这项指标，西藏和湖南的城镇居民家庭按收入组合的指标在某些年份出现断层。之所以选择1990年作为起始时间，基于以下原因：第一，正如傅晓霞和吴利学（2006）所认为的，改革开放初期，计划机制在国民经济发展中仍占主导地位，直到1990年之后，市场机制在资源配置中才逐步发挥基础性作用，这意味着1990年之后以市场化为导向的制度变迁才发挥显著的作用。第二，城镇居民基尼系数作为本文关键变量，一些省、市、自治区的统计年鉴中1990年后才有城镇居民家庭按收入组合的指标。

被解释变量。本文分别选择政府总税收收入(Mulligan等,2003)和财政收入占GDP比重(Acemoglu,2013)作为政府再分配能力的宏观代理变量。城镇居民收入差距用城镇居民基尼系数测度，城乡居民收入差距用城乡居民收入比测度。

核心解释变量选取。对于各省市、自治区的以市场化为导向的制度变迁的测度，借鉴傅晓霞和吴利学（2006）提出的衡量地区制度变迁的指标，用各省份每百亿工业产值中非国有企业所占比重，每百亿社会固定投资中非国有经济所占比重，每百亿GDP中以人民币计价的进出口总额和实际利用外资所占比重，并且对以上四个分项指标分别赋值1/4，合成各省市、自治区的1990-2014年制度变迁的一个综合指标。数据来源于各省市、自治区的各年统计年鉴。2013-2014年各省工业总产值是根据工业销售产值除以产品销售率计算得出，社会固定资产投资中国有经济的部分数据来自于《中国国内生产总值核算历史资料》。

控制变量选取。除城镇化率作为控制变量之外，本文还加入了各省份中发生不可抗力事件的哑变量和每千人中至少中学学历学生数作为教育的代理变量(Baum&Lake,2001)。例如，2014年云南、2010年新疆、2008年四川发生的一些突发事件，考虑到事件影响可能有延续性且对收入再分配造成的冲击效应。因此，2014年云南取值1，2010-2014年新疆取值1，2008-2014年四川取值1，其他年份、其他地区取值为0。各变量描述性统计结果如表1所示。

四、计量结果分析

（一）制度变迁对再分配能力影响考察

表2汇报了模型(1)的基准回归结果，以总税收收入作为被解释变量。所有回归结果中，均汇报了修正的标准差，并将滞后一期的城镇化率作为控制变量。在表2第2列中，以市场化为导向的制度变迁对总税收收入的影响系数为2.112，并在1%的置信水平显著通过了检验，意味着当制度的市场化程度提高1%时，各省份的总税收收入将提高2.112%，表明市场化导向的制度变迁将极大提升再分配能力。

表1 变量的统计描述

表2 制度变迁对政府再分配能力（税收收入代理变量）的影响

第3列中加入了总税收收入的滞后项，同时放松了对ρ=0的假设。放松假设之后，以市场化为导向的制度变迁对总税收收入的影响系数显著降低为0.183，并在1%的置信水平显著通过了检验，说明总税收收入中存在潜在的重要动态影响。当加入被解释变量的滞后项时，滞后项系数表明制度变迁对总税收收入只是短期的影响，而不是长期的影响。ρ的估计是0.983，并且在1%的置信水平显著通过了检验，说明被解释变量的变动的确存在着一些惯性。表2最后一行汇报了制度变迁对总税收收入的长期影响动态变化情况。第3列估计系数为10.765，估计显然是有偏的，造成了面板数据固定效应估计结果的不致性。需要进一步利用D-GMM和S-GMM来消除估计结果的有偏性。第4列汇报了D-GMM的估计结果，制度变迁对总税收收入的影响系数为0.457，比第3列的结果增加了0.274，同样在1%的置信水平显著通过了检验。制度变迁对总税收收入的长期影响系数降低为5.859。模型所对应的，误差项的二阶序列自相关检验（AR2）与工具变量的过度识别检验（Sargan）都通过了检验。但是D-GMM对被解释变量滞后期的估计系数大于0.9时，估计结果可能存在偏误，其有效性也大大降低。因此，进一步利用S-GMM的进行估计，ρ的结果与第4列的差分GMM估计对比，可知的估计系数增加为0.95，制度变迁对总税收收入的系数增加为0.563，并且都在1%的置信水平显著通过了检验，且误差项的二阶序列自相关检验与工具变量的过度识别检验同样都通过了检验。制度变迁对总税收收入的长期影响系数为11.26，与第3列的固定效应估计结果近似。可能的原因是制度变迁对总税收收入影响是长期的，即制度变迁与再分配能力存在一个长期的动态关系。

在第6-9列中，考察了制度变迁对总税收收入长期影响程度。因而对ρ设定不同的数值，数值跨度为0到1。然后利用固定效应模型进行估计的问题来自于对ρ的有偏估计，如果我们能找到ρ的正确的值，那么制度变迁的影响的固定效应估计结果就具有一致性。根据设定不同的ρ值，以制度变迁都通过检验，说明无论是在统计学意义上还是经济学意义上，制度变迁都影响着总税收收入。当我们设置ρ的值0.25,0.5,0.75小于第3列的估计值，相应的计算的制度变迁的长期影响也要小于第3-5列的估计结果。总体来讲，以市场化为导向的制度变迁对总税收收入的影响变动区间范围为[2.112,11.26]，中位数估计的制度变迁对总税收收入的影响大约为6.5。

表3是利用政府财政收入占GDP比重作为被解释变量（再分配能力代理变量）回归结果。可以看到制度变迁的影响系数相对更小，估计结果也非常相似，用GMM估计的制度变迁的长期影响的系数要高于用固定效应模型估计的长期影响系数。在第3列中，以市场化为导向的制度变迁的滞后期的系数为0.014，在1%的置信水平显著通过了检验。制度变迁对政府财政收入占GDP的长期影响系数为0.08。GMM的估计结果有更高的α和更低的ρ，导致了一个更大的制度变迁影响系数范围[0.3,0.387]。该部分回归结果意味着，市场化为导向的制度变迁带来的非公有制经济发展壮大扩大了税源、增加了税基，最终还是增强了地方政府再分配能力。

表4为加入教育、不可抗力事件等控制变量的回归结果。教育作为提高社会人力资本的最主要途径，也是再分配机制表现重要方式，教育程度越低其收入增长效应也越低，这就造成了不同教育程度之间的收入差距在逐渐扩大（罗楚亮，2012）。一些不可抗力事件的发生也会在一定程度上冲击地方经济发展，进一步影响政府税收收入和财政收入，进而削弱政府再分配能力。表4第2-4列中，我们加入了教育的滞后一期，用每千人口中至少是中学学历的人口数滞后一期作为代理变量。从回归结果可看出，无论固定效应模型与系统GMM模型中教育对总税收收入的影响系数在1%的置信区间显著通过了检验，还是在差分GMM模型中教育对总税收收入的影响系数在10%的置信区间显著通过了检验。这意味着，教育投资能够有效增进再分配“公平”性。第5-7列中，加入了云南、新疆、四川突发事件的哑变量，这些事件可能会影响这些省份的税收收入和再分配政策。但从回归结果可看出不可抗力事件的哑变量对总税收收入影响并不显著。可能的原因是当某地区发生不可抗力事件外在冲击时，更多的是国家会加大了对该地区的财政支援，或颁布一些有地区偏向的政策来支持这些地区经济发展，“维稳”和家园重建等的开支对本地区的收入再分配政策挤占较小。同时加入教育的滞后一期和不可抗力事件哑变量，估计结果的影响变动较小，且哑变量的估计结果仍不显著，教育滞后一期的影响为正，并且在1%的置信区间显著通过了检验。制度变迁对总税收收入的长期影响系数与前面的估计结果一致，论证了以市场化为导向的制度变迁对总税收收入与政府财政收入占GDP比重的影响是稳定的，制度变迁会给地方政府带来更多的税收收入和用于再分配的财政收入。

表3 制度变迁对政府财政收入占GDP比重的影响

表4 加入控制变量后制度变迁对再分配影响

（二）制度变迁、政府再分配能力与收入不平等

中国早期的改革是以“效率优先、兼顾公平”、强调经济发展是第一目标，忽略了社会不公平问题。这种不公平可能源于地方政府官员偏好，较为流行的是“政治竞标赛”，“晋升激励”使得地方政府官员会颁布更多政策来招商引资，把推动地方经济增长作为政治晋升的筹码(周黎安，2007；乔宝云等，2014)，地方官员“晋升动机”促使其追求短期政绩，不可避免地会忽视社会的公平性。另一方面，地方经济增长使得政府财政汲取能力增强，致使政府再分配能力变强，又促进了社会公平性提高。诸多学者认为转轨时期制度障碍、市场经济体制不健全、制度转型效率、经济结构差异等是导致收入不平等的重要因素。制度变迁与政府再分配能力共同作用影响了居民收入不平等。表5给出了市场化制度变迁、政府再分配能力对城乡收入不平等、城镇收入不平等的回归结果。从Panel A中可看出，制度变迁对城乡收入不平等的影响可得到一致结果。在表5的第3、4、5、9列的回归结果可看出在市场化导向的制度变迁和政府再分配能力共同影响下会降低城乡居民之间的收入不平等，且回归结果显著通过了检验，第6、7、8列的回归结果不具稳定性，并有些变量未通过检验，本文认为可能是由于设定的ρ值与真实值差别较大造成回归结果不稳定。短期来看，以市场化为导向的制度改善一单位会缩小0.129单位的城乡居民收入比，在长期内城乡居民收入比会缩小0.173单位，政府再分配能力提升一单位城乡居民收入比将会缩小0.014个单位。

伴随着户籍制度的松动、农业税收的减免、土地制度改革（土地流转）等，多方面提高了农村居民的收入，随着农村就业范围限制逐步被打破，农村居民开始兼营家庭手工业、并进行季节性外出务工或全职外出工作。农村居民收入来源也越来越多元化，家庭从事非农经营收入、外出务工收入、集体经济收入等所占比重越来越高。农村居民的生产经营活动正在由以前的单一从事农业生产活动向三次产业全面发展，农业领域机械化后明显提高了生产效率，降低了生产成本，也有效地提高了农村居民收入水平，进而有效降低城乡之间的收入差距。

“精准扶贫”政策以及“乡村产业振兴战略”的实施表明了国家层面对“三农“问题的重视程度不断提高，致使地方政府的再分配政策也在不断向农民倾斜，通过转移支付等多种方式提高了农村居民收水平。“龙头企业+农户”、“互联网+农业”等模式培育了新型农业经营主体，农业供给侧结构性改革，丰富了农民收入来源，缩小了城乡居民收入差距。

Panel B为制度变迁、政府再分配能力对城镇收入不平等的回归结果，其中第3、4、5、6列表明，制度变迁会扩大城镇居民收入差距，且回归系数显著通过了检验。在第3列中，制度改善一个百分点，在短期内会带来城镇居民收入差距扩大0.04个百分点的变动，在长期内会带来城镇居民收入差距0.122个百分点的变动。在第6、7、8列中政府再分配能力对城镇居民收入差距影响为正向，且通过了检验。误差项的二阶序列自相关检验与工具变量的过度识别检验同样都通过了检验。

总的来说，无论是在统计学意义上还是经济学意义上，制度变迁和政府再分配能力都影响着城镇居民收入不平等，但相对于制度变迁，政府再分配能力对城镇居民收入差距影响较弱，也就是说以市场化为导向的制度变迁对城镇居民收入差距扩大的贡献要高于政府再分配机制的贡献。其可能原因是，城镇作为改革的主战场，尤其是20世纪90年代随着城市产业结构调整加快和国有企业改革不断深化，改变了城镇地区的就业结构和福利体系，诸如纺织、煤炭等传统劳动密集型产业裁员增效，客观上拉大了城镇居民间收入差距；其次所有制改革助推了非国有经济的发展，劳动不再是获得收入的唯一要素，资本、知识、土地、技术等生产要素参与收入分配，增加了城镇居民收入渠道，如资本收入、经营性收入、财产性收入等。城镇居民整体收入水平提高了，降低了国家及地方政府对城镇居民内部收入差距的关注，地方政府再分配机制也减少了对城镇居民的转移支付，并且降低政策倾斜，此外，在向农村地区增加转移支付的同时，也挤占了对城镇低收入群体的转移支付。

为进一步验证结果的稳定性，在表6中，加入了云南、新疆、四川发生不可抗力事件的哑变量（估计重大事件对收入的冲击效应）和教育两个控制变量。我们发现，即使加入两个控制变量并加进城镇化率滞后变量，表6与表5的回归结果基本接近，说明我们的回归结果具有一定的稳定性，以市场化为导向的制度变迁对城乡收入不平等都会产生显著的影响。通过表6发现，分别加入了不可抗力事件和教育两个控制变量，回归结果仍具有一致性，制度变迁缩小了城乡居民收入差距，扩大了城镇居民收入差距，但是政府再分配能力对收入不平等的影响力仍然较弱。一些不可抗力事件的发生，会引致国家层面更关注西部落后地区，加大对西部落后地区政策扶持，对缩小城乡居民收入差距也有一定贡献，但不可抗力事件并不会对城镇收入不平等造成长期的影响。

表5 制度变迁、政府再分配能力对收入不平等影响考察

表6 制度变迁、政府再分配能力对居民收入不平等的影响（加入不可抗力事件和教育变量）

五、结论

本文从制度变迁视角，解构收入不平等产生的内在根源，制度变迁如何诱发再分配机制，进而影响城乡、城镇居民收入结构内在机理，并做了实证检验，实证尽可能的考虑到内生性、变量测量误差等问题。得出以下结论：（1）以市场化为导向的制度变迁会显著影响再分配机制作用，无论是选择哪一种再分配代理变量，均反映了以市场为导向的制度变迁与再分配具有长期的动态关系。（2）对农村居民而言，以市场化为导向的制度变迁会缩小城乡居民收入比，政府再分配能力增强也会缩小城乡居民收入差距，但政府再分配能力的影响力稍弱，本文认为市场导向的制度变迁、国家政策不断向“三农”问题倾斜以及习总书记提出的“乡村振兴战略”等等使得农村居民收入来源多元化，为响应国家号召地方政府的再分配机制也会加大对农村居民的转移支付，增加了农村居民收入。对城镇居民而言，市场化为导向的制度变迁导致极端分化效应，既“富人越富”，但政府再分配能力对城镇居民收入差距的影响结果并不显著。可能是由于目前国家顶层设计更关注于“三农”问题，相对弱化了城镇贫困人口扶持力度。（3）市场化制度变迁具有长期冲击效应，市场化导向制度变迁在长期影响为正。而一些不可抗力事件对城镇间收入差距的影响并不显著，其呈现的冲击是短暂的和外生的，并未改变城镇收入不平等内在逻辑，但对城乡居民收入差距影响为负，可能原因是这些不可抗力事件的发生，更能引起国家层面对西部偏远地区贫困人口和受灾地区人民的重视，增加对这些地区的转移支付或政策倾斜，并且这些政策倾斜有长期影响，能够缩小城乡居民收入差距。