王文波

一、引 言

共同富裕是社會(huì)主義的本質(zhì)要求,在高質(zhì)量發(fā)展中促進(jìn)共同富裕,既要重視效率問(wèn)題,即經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng);也要重視公平問(wèn)題,即收入差距與不平等[1]。近40年以來(lái),我國(guó)農(nóng)村改革推動(dòng)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)的深刻變革,農(nóng)村居民收入持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)。然而,與城市居民相比,我國(guó)農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)速度仍然緩慢,城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡問(wèn)題依然比較突出[2][3],且遠(yuǎn)高于國(guó)際平均水平[4]。如何縮小城鄉(xiāng)收入差距、破解城鄉(xiāng)鴻溝,一直是我國(guó)社會(huì)發(fā)展面臨的難題。

財(cái)政支農(nóng)是政府部門通過(guò)財(cái)政投入、財(cái)政補(bǔ)貼以及農(nóng)業(yè)稅收等方式實(shí)現(xiàn)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的幫助和管理,進(jìn)而改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率,以期促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展和鞏固農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)地位的一種政策手段。2004年以來(lái),隨著連續(xù)多年的中央政府 “一號(hào)文件”對(duì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展、全力抓好糧食生產(chǎn)和重要農(nóng)產(chǎn)品供給、強(qiáng)化現(xiàn)代農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)支撐等事關(guān)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重大問(wèn)題給予重點(diǎn)關(guān)注,我國(guó)財(cái)政支農(nóng)的力度逐年提高。據(jù)統(tǒng)計(jì)①數(shù)據(jù)來(lái)源請(qǐng)參見(jiàn)2000—2019年歷年 ?中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒?,中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社。,2004—2018年,人均財(cái)政支農(nóng)支出由2004年的223.7元/人提高至2013年的1 269.4元/人,而到2018 年則進(jìn)一步提高為3 738.5 元/人,相比2004年增長(zhǎng)了15.7倍。伴隨我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展,農(nóng)戶在家庭成員人力資本上的投資也有了大幅提高。2000—2013年,農(nóng)村家庭在文教娛樂(lè)上的支出由186.7元/人提高為486.0元/人;實(shí)際醫(yī)療保健投資則由2000年的87.6 元/人提高為2013 年的614.2 元/人,占比也由5.20%提高為9.30%。此外,在人力資本水平上,據(jù)農(nóng)村居民家庭平均每百個(gè)勞動(dòng)力受教育結(jié)構(gòu)顯示,2000年初中畢業(yè)的比例為48.07%,高中和大學(xué)以上的比例分別為9.31%、2.31%,而2012年初中畢業(yè)的比例為53.03%,高中和大學(xué)以上的比例分別為10.01%、5.59%。

21世紀(jì)以來(lái),財(cái)政支農(nóng)支出和農(nóng)村人力資本水平的穩(wěn)步提高是促進(jìn)我國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展、提高農(nóng)村居民收入的一個(gè)重要特征。那么,在致力實(shí)現(xiàn)共同富裕,重視收入差距與不平等問(wèn)題下,財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響? 人力資本積累在其中又發(fā)揮了怎樣的作用? 本文將對(duì)上述問(wèn)題展開(kāi)深入研究。

二、文獻(xiàn)綜述

在當(dāng)代貧富分化問(wèn)題中,城鄉(xiāng)居民收入差距問(wèn)題最為突出[4][5]。為此,諸多學(xué)者對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響因素進(jìn)行了探究。

一方面,相關(guān)研究聚焦于財(cái)政支農(nóng)支出與城鄉(xiāng)居民收入差距的關(guān)系上。陸銘等[6]以我國(guó)1978—2001年的省級(jí)數(shù)據(jù)為樣本,研究發(fā)現(xiàn),提高我國(guó)公共支出中基建支出和支農(nóng)支出的比重將有利于減小城鄉(xiāng)居民收入差距。朱牡丹等[7]采用1978—2006年全國(guó)層面時(shí)間序列數(shù)據(jù)研究得到了與陸銘等[6]相似的結(jié)論,研究表明,政府對(duì)農(nóng)村的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)建設(shè)支出、救濟(jì)支出、農(nóng)業(yè)科技支出對(duì)減小城鄉(xiāng)居民收入差距均具有重要影響。此后,趙娟霞等[8]以我國(guó)1992—2013年的全國(guó)層面數(shù)據(jù)為研究樣本,采用Johanson協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?duì)財(cái)政支農(nóng)資金與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系進(jìn)行研究,也得到了較為一致的結(jié)論,研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)減小城鄉(xiāng)收入差距存在長(zhǎng)期正向關(guān)系。楊晶等[9]基于我國(guó)2006—2015年31個(gè)省市數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),財(cái)政支農(nóng)支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)均促進(jìn)了城鄉(xiāng)居民收入差距的減小。王烜等[10]采用系統(tǒng)GMM 法對(duì)我國(guó)2007—2015年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)發(fā)現(xiàn),政府提高在財(cái)政支農(nóng)和社會(huì)保障上的支出水平有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

此外,也有少部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)財(cái)政支農(nóng)支出與城鄉(xiāng)收入差距之間不存在明顯關(guān)系或具有正向關(guān)系。肖育才等[11]基于我國(guó)1998—2013年的省級(jí)層面數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn)目前我國(guó)財(cái)政支農(nóng)支出與城鄉(xiāng)收入差距之間不存在顯著關(guān)系。楊思瑩等[12]以我國(guó)2000—2016年的省級(jí)層面數(shù)據(jù)為樣本,并采用分位數(shù)模型進(jìn)行回歸的結(jié)果表明,財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距拉大具有正向影響,由此強(qiáng)化了城鄉(xiāng)二元收入格局,但其上述實(shí)證結(jié)論與他們的理論推演相悖,因此研究結(jié)論有待進(jìn)一步驗(yàn)證。綜合審視現(xiàn)有研究可知,在財(cái)政支農(nóng)支出與城鄉(xiāng)收入差距之間關(guān)系上,學(xué)者們基于我國(guó)宏觀層面數(shù)據(jù)對(duì)二者間的關(guān)系進(jìn)行了較多研究,且由于采用數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度不同或?qū)嵶C檢驗(yàn)方法的差異,研究結(jié)論有所不同,同時(shí)鮮有文獻(xiàn)對(duì)其深層作用機(jī)制進(jìn)行探究。

另一方面,部分學(xué)者還對(duì)其他影響城鄉(xiāng)收入差距的因素進(jìn)行了探究,主要集中于以下幾個(gè)方面。在制度因素方面。陳斌開(kāi)等[13]利用1978—2008年我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),鼓勵(lì)資本密集型部門優(yōu)先發(fā)展的政府戰(zhàn)略,造成城市就業(yè)需求的相對(duì)下降,延緩了城市化進(jìn)程,農(nóng)村居民不能有效地向城市轉(zhuǎn)移,城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大。Sicular等[4]、萬(wàn)海遠(yuǎn)等[14]研究指出,在剔除戶籍歧視因素后,城鄉(xiāng)居民收入差距會(huì)明顯下降,表明戶籍歧視對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有顯著影響。在資源要素方面。方達(dá)等[15]以上海松江和遼寧遼陽(yáng)為例的經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)活躍度提高可以直接縮小城鄉(xiāng)收入差距,且隨著農(nóng)村耕地流轉(zhuǎn)面積擴(kuò)大,農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)通過(guò)資本有機(jī)構(gòu)成對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)可能呈現(xiàn)出 “先縮小、后擴(kuò)大”的非線性趨勢(shì)。

綜上可知,已有文獻(xiàn)從多個(gè)角度研究了各影響因素對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響,但從統(tǒng)一的框架下研究財(cái)政支農(nóng)支出、人力資本積累對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距影響的文獻(xiàn)還不多見(jiàn),更鮮有文獻(xiàn)對(duì)其深層作用機(jī)制進(jìn)行分析。為此,本文基于微觀層面調(diào)查數(shù)據(jù),從理論和實(shí)證兩個(gè)方面對(duì)財(cái)政支農(nóng)支出、人力資本積累與城鄉(xiāng)居民收入差距之間的關(guān)系進(jìn)行探究。

三、理論模型

(一)模型基本假設(shè)

借鑒Black等[16]、周京奎等[17]的研究,假定全社會(huì)由農(nóng)村部門和城市部門組成,農(nóng)村部門主要生產(chǎn)以食物、原材料或中間投入品為主的農(nóng)產(chǎn)品,而城市部門則利用農(nóng)村部門提供的中間投入品生產(chǎn)最終消費(fèi)品,不失一般性,假設(shè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)出商品的價(jià)格為單位價(jià)格,城市部門產(chǎn)出商品的價(jià)格為P;假定農(nóng)村部門中農(nóng)村家庭成員面臨著在農(nóng)村部門從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或進(jìn)入城市部門務(wù)工的職業(yè)選擇,同時(shí)為使家庭成員更好地在各部門進(jìn)行工作,獲得更高的收入和提高福利水平,農(nóng)村家庭會(huì)對(duì)家庭成員進(jìn)行人力資本投資。

1.農(nóng)村家庭決策。令代表性農(nóng)村家庭將其家庭成員決策分配在農(nóng)村部門務(wù)農(nóng)和進(jìn)入城市部門務(wù)工的比例分別為z和1－z。此外,家庭還會(huì)進(jìn)行人力資本的積累,家庭總的人力資本由所有成員共同積累,即滿足h＝zh1＋(1－z)hz,其中h為農(nóng)村家庭成員的平均人力資本水平,h1、hz分別為農(nóng)村部門務(wù)農(nóng)家庭成員和在城市部門中務(wù)工家庭成員的人力資本水平。那么這個(gè)決策過(guò)程的約束可以表示為:

其中,I1、Iz分別代表農(nóng)村部門中務(wù)農(nóng)家庭成員和在城市部門中務(wù)工家庭成員的凈收入,c為一般消費(fèi)品,P為一般消費(fèi)品的價(jià)格;cf為家庭對(duì)食品的消費(fèi)量,其價(jià)格為單位價(jià)格。此外,假定代表性家庭效用跟家庭消費(fèi)和政府的農(nóng)村福利性財(cái)政支出有關(guān)。借鑒Devarajan 等[18]、嚴(yán)成樑等[19]的設(shè)定,將農(nóng)村福利性財(cái)政支出看作直接提高農(nóng)村居民的福利水平,進(jìn)入效用函數(shù)。由此設(shè)定代表性家庭的效應(yīng)函數(shù)為:

其中,c為家庭對(duì)一般消費(fèi)品的消費(fèi)支出,1－σ1代表家庭對(duì)一般消費(fèi)品偏好的參數(shù),且σ1＜1。同時(shí),滿足ψ′(g1w)＞0,即政府對(duì)農(nóng)村部門的福利性公共支出g1w越多,那么代表性家庭的效用水平也將會(huì)越高。

2.農(nóng)村和城市部門生產(chǎn)。將每位農(nóng)村居民看作獨(dú)立從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的單位個(gè)體,同時(shí)借鑒嚴(yán)成樑等[19]、Gomez[20]的研究,假定農(nóng)村家庭代表性居民i的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出為。其中,g1p為財(cái)政支農(nóng)支出;ω1為財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村部門生產(chǎn)產(chǎn)出的影響力度;l1i為家庭代表性居民i從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的土地投入,β1 為土地產(chǎn)出彈性;D1為農(nóng)村生產(chǎn)力水平;h1i為家庭代表性居民i的人力資本;γ1為人力資本產(chǎn)出彈性。在對(duì)稱性假設(shè)下,令農(nóng)村居民為同質(zhì)的,那么進(jìn)而可得出農(nóng)村居民的務(wù)農(nóng)收入為:

考慮到城市部門中人力資本水平的溢出效應(yīng)和人口規(guī)模增大均會(huì)促進(jìn)個(gè)體生產(chǎn)水平的提高,為此借鑒周京奎等[17]的研究,設(shè)定城市代表性企業(yè)j的生產(chǎn)函數(shù)為。其中,D2為城市生產(chǎn)力水平;n2為城市企業(yè)數(shù)量 (人口規(guī)模),δ2為企業(yè)數(shù)量彈性;h2jh2分別為企業(yè)j和城市平均的人力資本水平,θ2、ψ2為其對(duì)應(yīng)的產(chǎn)出彈性;g2p為政府對(duì)城市部門的生產(chǎn)性財(cái)政支出,ω2為城市生產(chǎn)性財(cái)政支出的產(chǎn)出彈性;x2j為企業(yè)j需要的由農(nóng)村部門生產(chǎn)的中間投入品數(shù)量,1－α2為中間投入品產(chǎn)出彈性。

3.政府部門。假定城市是單中心城市結(jié)構(gòu),由單中心城市通勤成本和地租成本的計(jì)算原則[16][17],可求得城市部門總通勤成本TC2和總地租成本TR2分別為,其中b2＝2τπ－1/2/3;τ為單位距離上所需支付的通勤成本。借鑒Henderson等[21]的研究,假定政府部門管理者通過(guò)在城市部門收取地租作為財(cái)政收入。在財(cái)政支出方面:一是管理者將會(huì)通過(guò)對(duì)城市勞動(dòng)者的轉(zhuǎn)移支付T來(lái)補(bǔ)償城市人口規(guī)模的外部性;二是作為財(cái)政支農(nóng)支出g1p和城市生產(chǎn)性財(cái)政支出g2p,分別用于發(fā)展農(nóng)村部門和城市部門的生產(chǎn);三是作為農(nóng)村福利性財(cái)政支出g1w和城市福利性財(cái)政支出g2w,用于直接提高居民福利水平。

假設(shè)T2、Tz、Tr分別代表城市人均轉(zhuǎn)移支付、進(jìn)城務(wù)工人口人均轉(zhuǎn)移支付和城市本地居民的人均轉(zhuǎn)移支付,則滿足ηTz＋(1－η)Tr＝T2?？紤]到受戶籍制度的限制,城市戶籍人員與非戶籍人員在就業(yè)、醫(yī)療、住房等城市福利方面的差異。為此,假設(shè)政府部門管理者對(duì)進(jìn)城務(wù)工人口的轉(zhuǎn)移支付水平低于城市本地居民,即存在Tr＝?Tz(?＞1),聯(lián)立ηTz＋(1－η)Tr＝T2進(jìn)而可得Tz＝φT2,其中,φ＝[η＋(1－η)?]－1。綜上,政府部門的財(cái)政預(yù)算方程可表示為:

(二)一般均衡分析

1.財(cái)政支出均衡。由于政府部門管理者通過(guò)收取租金作為財(cái)政收入,并采用轉(zhuǎn)移支付的形式返還給城市居民補(bǔ)償人口規(guī)模的外部性以及用于農(nóng)村部門和城市部門的其他各項(xiàng)財(cái)政支出。考慮到本文主要探究財(cái)政支農(nóng)支出規(guī)模對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響,由此不失一般性,假定用于補(bǔ)償人口規(guī)模外部性的轉(zhuǎn)移支付T占總的財(cái)政支出比重為κ2,那么管理者必然會(huì)通過(guò)控制城市的人口規(guī)模n2和城市人均轉(zhuǎn)移支付T2進(jìn)而使其收益最大化,則上述具體優(yōu)化問(wèn)題可表示為:

由于各城市部門政府管理者間存在競(jìng)爭(zhēng)性,那么在均衡狀態(tài)下城市管理者必然獲得零利潤(rùn),進(jìn)而可得。求解 (6)式并聯(lián)立,可得最優(yōu)的城市人口規(guī)模,其中ξ2＝α2－2δ2,0＜ξ2＜1。將、Tz＝φT2、h2＝ηhz＋(1－η)h2、hr＝mhz以及Wz和n2的均衡表達(dá)式代入,求解整理可得進(jìn)城務(wù)工人員的實(shí)際收入Iz為:

2.勞動(dòng)力市場(chǎng)均衡。假設(shè)農(nóng)村部門和城市部門的數(shù)量分別為m1和m2,在對(duì)稱性假設(shè)下,全社會(huì)中進(jìn)城務(wù)工人口為ηm2n2。由于全社會(huì)包含多個(gè)代表性農(nóng)村家庭,那么在勞動(dòng)力市場(chǎng)均衡時(shí),總體上必然滿足全社會(huì)中在農(nóng)村部門的務(wù)農(nóng)人口m1n1和進(jìn)城務(wù)工人口ηm2n2之比,等于代表性家庭決策的成員職業(yè)分配比例,即滿足:

3.中間投入品市場(chǎng)均衡。由農(nóng)村部門生產(chǎn)的中間投入品數(shù)量為m1n1(1－e1)X1,其中e1為農(nóng)村部門的恩格爾系數(shù),而每個(gè)城市居民在生產(chǎn)過(guò)程中會(huì)消耗掉x2數(shù)量的中間投入品作為要素投入,那么中間投入品需求量為m2n2x2?？紤]到中間投入品在兩部門間運(yùn)輸存在成本,采用Samuelson[22]的 “冰山”模型來(lái)表示該成本,假定其僅有1/μ的部分被送達(dá)城市部門 (μ≥1)。綜上,在中間投入品市場(chǎng)均衡時(shí)滿足m1n1(1－e1)X1/μ＝m2n2x2。聯(lián)立 (3)式、(7)式、(8)式以及Wz和x2的均衡表達(dá)式,可得家庭決策留在農(nóng)村部門的家庭成員比例z和進(jìn)城務(wù)工成員比例1－z的表達(dá)式分別為:

4.家庭最優(yōu)決策。由上文結(jié)果,農(nóng)村家庭效用的最優(yōu)化問(wèn)題可由 (11)式的Hamilton函數(shù)方程給出:

(三)比較靜態(tài)分析

由 (12)式對(duì)財(cái)政支農(nóng)支出g1p求一階導(dǎo)數(shù),整理可得在一般均衡狀態(tài)下滿足,由此可以得到命題1①限于篇幅,命題1—3的推導(dǎo)過(guò)程不再列出,如有需要,可向作者索取。。

命題1:該理論關(guān)系顯示,在一般均衡狀態(tài)下,財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)村家庭人力資本積累呈正相關(guān)。其經(jīng)濟(jì)學(xué)含義為,隨著財(cái)政支農(nóng)支出的增加,會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)效率的提高,而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高是直接增加農(nóng)村家庭農(nóng)業(yè)收入的一個(gè)有效途徑,收入得到提高的農(nóng)村家庭將有更多的資金用于家庭人力資本投資,同時(shí)財(cái)政支農(nóng)支出所帶來(lái)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)步提高了農(nóng)村家庭的非農(nóng)化傾向和人力資本投資傾向,這將有利于家庭人力資本水平的不斷提高,促進(jìn)了家庭人力資本積累。

命題2:該理論關(guān)系顯示,在一般均衡狀態(tài)下,財(cái)政支農(nóng)支出與城鄉(xiāng)居民收入差距呈負(fù)相關(guān)。其經(jīng)濟(jì)學(xué)含義為,財(cái)政支農(nóng)支出能夠通過(guò)促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高進(jìn)而推動(dòng)農(nóng)村家庭收入增加,而隨著家庭收入的增加,也將有利于減小城鄉(xiāng)居民相對(duì)收入差距,破解城鄉(xiāng)鴻溝,有利于實(shí)現(xiàn)共同富裕。

命題3:該理論關(guān)系顯示,在一般均衡狀態(tài)下,財(cái)政支農(nóng)支出可以通過(guò)促進(jìn)農(nóng)村家庭人力資本積累,進(jìn)而減小城鄉(xiāng)居民收入差距。其經(jīng)濟(jì)學(xué)含義為,財(cái)政支農(nóng)支出所帶來(lái)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)步提高了農(nóng)村家庭的非農(nóng)化傾向,并通過(guò)推動(dòng)家庭農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)為家庭成員接受更好的非農(nóng)培訓(xùn)和教育提供了資金支持,促進(jìn)了家庭成員的人力資本積累。而隨著農(nóng)村家庭人力資本積累,可以使家庭成員更好地進(jìn)入非農(nóng)部門工作,并追求收入水平更高的職業(yè),進(jìn)而有利于農(nóng)村家庭成員的非農(nóng)就業(yè)。由此,家庭成員通過(guò)非農(nóng)就業(yè)獲得的收入可以反哺農(nóng)村家庭,提高農(nóng)村家庭收入,同時(shí)人力資本水平較高的家庭成員更多地選擇進(jìn)入有著較高收入的職業(yè),從而有效提高了家庭的相對(duì)收入,并降低了與城市居民的收入差距。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)說(shuō)明

采用數(shù)據(jù)來(lái)自于北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查 (CFPS)數(shù)據(jù),目前已經(jīng)完整公布了CFPS2010年、2012年、2014年、2016年、2018年的數(shù)據(jù)。需要說(shuō)明的是,由于該微觀追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)保密的需要,數(shù)據(jù)的地域代碼只開(kāi)放到了省域一級(jí)。同時(shí)從本文所需要的財(cái)政支農(nóng)支出數(shù)據(jù)來(lái)看,區(qū)縣級(jí)的財(cái)政支農(nóng)支出數(shù)據(jù)主要通過(guò) ?全國(guó)地市縣財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料?這一渠道獲得,但目前在該資料中可以搜集到的財(cái)政支農(nóng)支出數(shù)據(jù)僅截止到2009 年。為此,借鑒廖福崇[23]、李曉嘉等[24]等基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查 (CFPS)數(shù)據(jù),在研究公共財(cái)政支出影響農(nóng)戶收入上的相關(guān)做法,本文首先在地區(qū)層面匹配了對(duì)應(yīng)年份 ?中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒?中關(guān)于財(cái)政支農(nóng)支出的數(shù)據(jù),從宏觀結(jié)構(gòu)和微觀行為互動(dòng)角度,探究了財(cái)政支農(nóng)支出影響城鄉(xiāng)收入差距的內(nèi)在邏輯。

其次,為進(jìn)一步保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性,本文也從基層財(cái)政視角,采用村財(cái)政中用于農(nóng)業(yè)水利建設(shè)等方面的生產(chǎn)性支出作為財(cái)政支農(nóng)支出的代理變量,分析了村一級(jí)財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。但由于CFPS中社區(qū)層面的數(shù)據(jù)為每4年進(jìn)行一次調(diào)查,因此目前僅有2010年和2014年的數(shù)據(jù),為此本文在探究地區(qū)一級(jí)財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)城市居民收入差距的影響時(shí),采用了CFPS2010年、2012年、2014年、2016年的數(shù)據(jù);在探究村一級(jí)財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響時(shí),采用了CFPS2010年和2014年的數(shù)據(jù)。最后,樣本中收入、消費(fèi)等價(jià)值變量均以2010年為基期進(jìn)行平減處理,同時(shí)為避免缺失樣本、極端值等對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響,本文刪除了無(wú)法識(shí)別樣本,并剔除了樣本中處于1%和99%分位數(shù)之外的極端值。

(二)計(jì)量模型

本文將從農(nóng)戶微觀個(gè)體角度探討財(cái)政支農(nóng)支出、人力資本積累對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響,由此設(shè)定的計(jì)量模型如下:

其中,Y_xd表示城鄉(xiāng)居民收入差距變量,具體采用農(nóng)村家庭微觀個(gè)體層面的城鄉(xiāng)居民收入差距水平測(cè)度;Finance表示財(cái)政支農(nóng)支出變量;Capital表示家庭人力資本積累變量;X表示控制變量;i、j、t分別表示家庭、省份和年份;n表示控制變量個(gè)數(shù);u和v分別表示省份和年份的固定效應(yīng);ε表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(三)變量定義

1.城鄉(xiāng)居民收入差距。借鑒陳斌開(kāi)等[13]、李永友等[25]的研究,本文選擇取相對(duì)值的方法對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距進(jìn)行度量,具體為各城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村家庭人均純收入的比值 (Y_r)。此外,在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中參考已有研究[5],選取城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出與農(nóng)村家庭人均消費(fèi)支出的比值 (cost_r)度量城鄉(xiāng)收入差距,這一指標(biāo)可以真實(shí)反映城鄉(xiāng)間生活水平差異,且城鄉(xiāng)收入差距是影響消費(fèi)差距的主要原因[2],因此采用消費(fèi)支出差距進(jìn)行分析也能體現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。在指標(biāo)測(cè)算上,基于CFPS數(shù)據(jù)中縣一級(jí)模糊代碼,對(duì)城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入和人均消費(fèi)支出數(shù)據(jù)在縣一級(jí)加權(quán)平均,然后將農(nóng)戶收入和消費(fèi)數(shù)據(jù)與其所在縣域加權(quán)平均數(shù)據(jù)相比,由此得到農(nóng)戶微觀個(gè)體層面的城鄉(xiāng)居民收入差距和消費(fèi)差距指標(biāo)數(shù)據(jù)。

2.財(cái)政支農(nóng)支出。從我國(guó)統(tǒng)計(jì)口徑看,財(cái)政支農(nóng)支出主要涵蓋農(nóng)業(yè)支出、林業(yè)支出、農(nóng)林水利氣象支出等部門事業(yè)費(fèi)用,在2007年改革財(cái)政收支分類后,該項(xiàng)目調(diào)整為農(nóng)林水事務(wù)支出一項(xiàng)。為此,本文將各地區(qū)農(nóng)林水事務(wù)支出除以該地區(qū)的農(nóng)村人口數(shù)從而得到各地區(qū)人均財(cái)政支農(nóng)支出(finance_s),并采用該指標(biāo)作為財(cái)政支農(nóng)支出的代理變量。此外,為保證研究結(jié)論的穩(wěn)健,本文進(jìn)一步從基層財(cái)政視角,采用村財(cái)政中用于農(nóng)業(yè)水利建設(shè)等方面的人均生產(chǎn)性支出 (finance_c,村財(cái)政農(nóng)業(yè)水利建設(shè)等方面的生產(chǎn)性支出/村常住人口)作為財(cái)政支農(nóng)支出的代理變量,從基層財(cái)政角度分析財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。

3.人力資本積累。借鑒程名望等[26]、周京奎等[27]的研究,本文對(duì)家庭勞動(dòng)力接受正規(guī)教育程度予以度量,具體為對(duì)家庭成員受教育水平編碼并在家庭層面平均,構(gòu)造家庭勞動(dòng)力人均受教育水平變量 (capital)進(jìn)行測(cè)度。

4.控制變量:本文對(duì)家庭特征和地區(qū)特征進(jìn)行了控制,其中家庭特征包括:家庭中男性勞動(dòng)力占比(gender_r)、家庭規(guī)模(family_s)、家庭農(nóng)地稟賦 (lnland_a)、家庭撫養(yǎng)比 (depend_r)、戶主年齡 (hzage)、戶主是否已婚的虛擬變量 (marrige)。地區(qū)特征包括:市場(chǎng)化水平(smarket)、對(duì)外開(kāi)放水平 (open)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) (structure)、基礎(chǔ)設(shè)施水平 (infra)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(gdp)。綜上,主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)回歸

在探究財(cái)政支農(nóng)支出lnfinance_s對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響時(shí),本文采用了CFPS2010—2016年的面板數(shù)據(jù),為此首先基于F 檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。由表2檢驗(yàn)結(jié)果可知,F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值均在1%水平上拒絕原假設(shè),表明采用固定效應(yīng) (FE)模型回歸優(yōu)于混合回歸 (OLS)模型和隨機(jī)效應(yīng) (RE)模型。此外,在探究財(cái)政支農(nóng)支出lnfinance_c對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響時(shí),受數(shù)據(jù)限制,本文僅采用了CFPS2010年和2014年的數(shù)據(jù),為此直接采用混合回歸 (OLS)模型對(duì)兩者間的關(guān)系進(jìn)行估計(jì)。

表2 基準(zhǔn)回歸

基于 (14)式,在表2中匯報(bào)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。其中,奇數(shù)列為未加入控制變量的回歸結(jié)果,偶數(shù)列則為控制相關(guān)變量的回歸結(jié)果。由回歸結(jié)果可知,列 (5)和列 (6)中采用固定效應(yīng) (FE)

模型估計(jì)下財(cái)政支農(nóng)支出lnfinance_s的系數(shù)分別為－0.184和－0.259,均在1%水平上具有顯著性;列 (7)和 (8)中采用混合回歸 (OLS)模型估計(jì)下財(cái)政支農(nóng)支出lnfinance_c的系數(shù)分別為－0.044和－0.025,均在1%的水平上具有顯著性。由回歸系數(shù)可知,不論采用省級(jí)財(cái)政支農(nóng)支出變量還是村級(jí)財(cái)政支農(nóng)支出變量,回歸結(jié)果均顯示,財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)縮小城鄉(xiāng)居民收入差距具有正向影響。產(chǎn)生上述結(jié)果的解釋為,財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)效率提高具有重要作用[28][29],而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高又能夠有效推動(dòng)農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)績(jī)效的提升[30],由此農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效提高所帶來(lái)的農(nóng)村家庭收入增長(zhǎng)將會(huì)有利于減小與城市居民的收入差距。此外,財(cái)政支農(nóng)支出通過(guò)提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)而解放更多的農(nóng)村勞動(dòng)力,并轉(zhuǎn)向從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè),為使家庭成員更好地進(jìn)入非農(nóng)部門工作,農(nóng)村家庭的人力資本投資意愿也將會(huì)提高[31],而隨著農(nóng)村家庭人力資本積累,將有利于家庭成員在城市部門獲得收入水平更高的工作,進(jìn)而減小與城市居民的收入差距。綜上,對(duì)理論命題2的結(jié)論進(jìn)行了證明。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文將采用替換核心變量和考慮內(nèi)生性的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),從而保證本文核心結(jié)論的穩(wěn)健。

1.替換核心變量。選取城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出與農(nóng)村家庭人均消費(fèi)支出的比值對(duì)數(shù) (lncost_r)度量城鄉(xiāng)收入差距,并替換變量lnY_r對(duì)基準(zhǔn)回歸做穩(wěn)健性檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果如表3列 (1)和列(2)所示,財(cái)政支農(nóng)支出lnfinance_s和lnfinance_c的系數(shù)均為負(fù),且在1%水平通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這表明在以消費(fèi)支出比值lncost_r替換收入比值lnY_r時(shí),財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)減小城鄉(xiāng)居民收入差距依然存在顯著的正向影響。此外,通過(guò)引入財(cái)政支農(nóng)支出占比對(duì)數(shù)lnfinance_sr和lnfinance_cr分別作為財(cái)政支農(nóng)支出lnfinance_s和lnfinance_c的替代變量,考察財(cái)政支農(nóng)支出占比對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。如表3 列 (3)和列 (4)結(jié)果可知,財(cái)政支農(nóng)支出占比lnfinance_sr和lnfinance_cr對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距l(xiāng)nY_r的回歸系數(shù)均顯著為負(fù),表明提高財(cái)政支農(nóng)支出占比可以顯著促進(jìn)城鄉(xiāng)居民收入差距的減小。綜上,表明本文研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.內(nèi)生性分析。借鑒嚴(yán)成樑等[19]、張凱強(qiáng)[32]的研究,將財(cái)政支農(nóng)支出lnfinance_s的一階滯后項(xiàng)和二階滯后項(xiàng)作為當(dāng)期財(cái)政支農(nóng)支出lnfinance_s的工具變量,對(duì)基準(zhǔn)回歸中列 (6)采用兩階段最小二乘法 (2SLS)和工具變量廣義矩估計(jì)法 (IV GMM)進(jìn)行回歸。此外,將村財(cái)政轉(zhuǎn)移支付收入作為財(cái)政支農(nóng)支出lnfinance_c的工具變量,對(duì)基準(zhǔn)回歸中列 (8)也采用2SLS法和IV GMM 法進(jìn)行回歸,進(jìn)而驗(yàn)證本文核心結(jié)論的穩(wěn)健性?；貧w結(jié)果如表3列 (5)— (8)所示,財(cái)政支農(nóng)支出lnfinance_s和lnfinance_c的系數(shù)均顯著為負(fù),且通過(guò)顯著水平檢驗(yàn)。這表明在控制了內(nèi)生性后,財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響與基準(zhǔn)模型一致,即在排除了內(nèi)生性干擾后,本文的結(jié)論仍然是穩(wěn)健的。

(三)影響機(jī)制分析

基于 (14)— (16)式,對(duì)財(cái)政支農(nóng)支出影響城鄉(xiāng)收入差距的人力資本積累機(jī)制進(jìn)行分析,回歸結(jié)果如表4所示。由列 (1)和列 (4)中財(cái)政支農(nóng)支出lnfinance_s和lnfinance_c的系數(shù)均顯著為正,表明財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村家庭人力資本積累具有正向影響。產(chǎn)生上述結(jié)果的解釋為,財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)效率提高具有重要作用,而在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效越來(lái)越依賴農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率下,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高將促進(jìn)農(nóng)村家庭收入的增長(zhǎng),由此將使得農(nóng)村家庭的人力資本投資能力得到提升,進(jìn)而促進(jìn)了家庭人力資本積累[28][30]。由此,對(duì)理論命題1的結(jié)論進(jìn)行了證明。

表4 影響機(jī)制分析

列 (2)為財(cái)政支農(nóng)支出lnfinance_s對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距l(xiāng)nY_r的回歸結(jié)果,列 (3)為在列 (2)基礎(chǔ)上加入家庭人力資本lncapital的回歸結(jié)果,結(jié)果顯示,財(cái)政支農(nóng)支出lnfinance_s的系數(shù)依然顯著為負(fù),且變量lncapital對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的回歸系數(shù)為負(fù),表明農(nóng)村家庭人力資本積累對(duì)減小家庭與城市居民之間的收入差距具有正向影響。由列 (1)— (3)的中介效應(yīng)檢驗(yàn) (Sobel test)結(jié)果顯示,變量lncapital的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值 (Z值)為－2.73,且在1%水平上具有顯著性,表明存在財(cái)政支農(nóng)支出影響城鄉(xiāng)居民收入差距的人力資本積累機(jī)制。此外,由列 (4)和列 (6)的回歸結(jié)果,以及列 (4)— (6)中變量lncapital的中介效應(yīng)檢驗(yàn) (Sobel test)統(tǒng)計(jì)值 (Z值)為－2.74,且在1%水平上顯著。綜上表明,不論基于哪種財(cái)政支農(nóng)支出變量進(jìn)行回歸,結(jié)果均顯示,財(cái)政支農(nóng)支出可以通過(guò)促進(jìn)農(nóng)村家庭人力資本積累進(jìn)而減小城鄉(xiāng)居民收入差距。綜上,對(duì)理論命題3的結(jié)論進(jìn)行了證明。

六、擴(kuò)展分析

(一)不同財(cái)政支農(nóng)支出類型影響分析

從統(tǒng)計(jì)口徑看,財(cái)政支農(nóng)支出主要涵蓋農(nóng)業(yè)支出、林業(yè)支出、農(nóng)林水利氣象支出等部門事業(yè)費(fèi)用,而在2007年改革財(cái)政收支分類后,調(diào)整為農(nóng)林水事務(wù)支出一項(xiàng)?？紤]到CFPS數(shù)據(jù)從2010年正式開(kāi)始調(diào)查,無(wú)法對(duì)2007年之前各類型財(cái)政支農(nóng)支出的影響加以判別,為此本文引入中國(guó)家庭收入調(diào)查 (CHIP)數(shù)據(jù),該數(shù)據(jù)較為全面地提供了農(nóng)戶生產(chǎn)生活和收入狀況,同時(shí)該調(diào)查包含了2007年之前數(shù)據(jù)。為此,本文采用了CHIP2002年、2007年、2008年、2013年四個(gè)年度數(shù)據(jù),由此可以較好地對(duì)不同類型財(cái)政支農(nóng)支出的影響進(jìn)行分析①在考察不同類型財(cái)政支農(nóng)支出的影響時(shí)采用了CHIP2002 年的數(shù)據(jù),同時(shí)也引入CHIP2007 年、2008 年、2013年的數(shù)據(jù),探究財(cái)政支農(nóng)支出的影響,以保證結(jié)果的穩(wěn)健。限于篇幅,CHIP數(shù)據(jù)中各變量的統(tǒng)計(jì)性描述不再列出。。

從表5的回歸結(jié)果看,列 (1)和列 (6)分別匯報(bào)了財(cái)政支農(nóng)支出lnfinance_s對(duì)農(nóng)村家庭人力資本積累和城鄉(xiāng)居民收入差距的影響,結(jié)果顯示財(cái)政支農(nóng)支出有助于促進(jìn)家庭人力資本積累,并降低農(nóng)村家庭與城市居民的收入差距,這與采用CFPS數(shù)據(jù)的結(jié)果一致,進(jìn)一步表明本文結(jié)果的穩(wěn)健性。列 (2)— (4)和列 (6)— (8)分別匯報(bào)了不同類型支出對(duì)家庭人力資本積累和城鄉(xiāng)居民收入差距的影響,結(jié)果顯示相比林業(yè)支出lnlinye和農(nóng)林水利氣象支出lnnlsqx,農(nóng)業(yè)支出lnnongye對(duì)家庭人力資本積累和城鄉(xiāng)居民收入差距縮小的影響更為明顯。產(chǎn)生這一結(jié)果的解釋為,在我國(guó)多數(shù)農(nóng)村地區(qū),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依然是農(nóng)村家庭獲取收入的重要來(lái)源,相比林業(yè)支出和農(nóng)林水利氣象支出,直接的農(nóng)業(yè)財(cái)政支持可以更好地促進(jìn)家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高,并通過(guò)促進(jìn)其人力資本積累,縮小與城鄉(xiāng)居民的收入差距。

(二)家庭異質(zhì)性分析

基于農(nóng)戶戶主性別的差異,將樣本分為男性戶主家庭和女性戶主家庭兩類,以探究財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)不同戶主性別家庭人力資本積累和收入差距的影響?；貧w結(jié)果如表6列 (1)— (8)所示,相比男性戶主家庭,財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)女性戶主家庭人力資本積累和收入差距的影響更大。產(chǎn)生上述結(jié)果的解釋為,相比男性戶主家庭,女性戶主家庭往往具有更高的人力資本投資傾向[33],由此財(cái)政支農(nóng)支出通過(guò)提高家庭收入對(duì)女性戶主家庭人力資本積累的影響將更為明顯,并有效促進(jìn)了這類家庭與城市居民收入差距的減小。

表6 家庭戶主性別差異分析

基于農(nóng)戶是否為干部家庭,將樣本分為干部家庭和非干部家庭兩類,以探究財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)不同成分家庭人力資本積累和收入差距的影響?；貧w結(jié)果如表7列 (1)— (8)所示,相比非干部家庭,財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)干部家庭人力資本積累和收入差距的影響更顯著。產(chǎn)生上述結(jié)果的解釋為,相比非干部家庭,干部家庭通常具有更高的人力資本投資意識(shí),由此財(cái)政支農(nóng)支出的收入效應(yīng)對(duì)促進(jìn)這類家庭人力資本積累和縮小收入差距的影響更顯著。這也表明,在加大財(cái)政對(duì)農(nóng)村居民教育、健康、職業(yè)培訓(xùn)支持力度的同時(shí),也應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注農(nóng)村家庭特別是貧困家庭提高人力資本投資意識(shí)。

表7 是否為干部家庭差異分析

(三)地區(qū)差異分析

按照東、中、西部地區(qū)劃分標(biāo)準(zhǔn),將樣本劃分成三個(gè)子樣本,分別考察各地區(qū)財(cái)政支農(nóng)支出的影響,回歸結(jié)果如表8所示?？傮w看,相比中西部地區(qū),財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)東部地區(qū)農(nóng)村家庭人力資本積累和縮小收入差距的影響更為明顯。產(chǎn)生上述結(jié)果的原因?yàn)?東部地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和市場(chǎng)化程度較高,這使得這些地區(qū)的家庭收入對(duì)財(cái)政支農(nóng)支出的敏感性較高,由此使得財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)東部地區(qū)農(nóng)村家庭人力資本積累和縮小收入差距影響更顯著。

表8 地區(qū)差異分析

(四)動(dòng)態(tài)影響分析

表9匯報(bào)了以財(cái)政支農(nóng)支出lnfinance_s和lnfinance_c各滯后項(xiàng)對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距影響的回歸結(jié)果,總體看,往期財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距也存在顯著影響。此外,對(duì)比不同時(shí)期財(cái)政支農(nóng)支出的回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn),城鄉(xiāng)居民收入差距不僅受到當(dāng)期財(cái)政支農(nóng)支出的影響,而且更易受到早期財(cái)政支農(nóng)支出的影響。產(chǎn)生上述結(jié)果的解釋為,由于財(cái)政支農(nóng)支出的農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)機(jī)制在家庭人力資本投資提升方面發(fā)揮著重要作用,而家庭當(dāng)期人力資本投資決策可能會(huì)受到往期家庭農(nóng)業(yè)收入的影響,進(jìn)而使得較早期的財(cái)政支農(nóng)支出促進(jìn)了隨后家庭各期的人力資本的長(zhǎng)期積累,并長(zhǎng)期影響城鄉(xiāng)居民收入差距。

表9 動(dòng)態(tài)影響分析

(五)精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略調(diào)節(jié)影響分析

考慮到精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略自2013年正式提出以來(lái),在提高農(nóng)村家庭特別是貧困家庭收入、幫助其脫貧方面實(shí)效突出,本文嘗試對(duì)其可能在財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)縮小城鄉(xiāng)居民收入差距中發(fā)揮的影響進(jìn)行探究。首先對(duì)貧困家庭樣本進(jìn)行識(shí)別 (以2010年為基期,即四期數(shù)據(jù)中有一期家庭人均純收入低于2 300元的家庭),并對(duì)其當(dāng)年獲得特困戶補(bǔ)助等政府補(bǔ)助的家庭定義為精準(zhǔn)扶貧家庭,賦值為1,否則賦值為0,由此得到農(nóng)戶是否獲得精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略惠及的虛擬變量poverty,并將該變量引入(14)式進(jìn)行回歸。此外,將樣本以2013年為界限劃分為戰(zhàn)略實(shí)施前、后樣本兩部分分別進(jìn)行回歸,同時(shí)還進(jìn)一步引入了變量poverty與財(cái)政支農(nóng)支出的交互項(xiàng)lnfinance_sx和lnfinance_cx進(jìn)行探究,回歸結(jié)果如表10所示。

表10 精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略調(diào)節(jié)影響分析

由列 (1)和列 (2)的結(jié)果可知,總體看,變量poverty對(duì)縮小城鄉(xiāng)居民收入差距具有促進(jìn)作用,同時(shí)在引入變量poverty后,其回歸系數(shù)小于財(cái)政支農(nóng)支出lnfinance_s和lnfinance_c的回歸系數(shù),這表明財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的效果更為顯著。由列 (3)— (6)結(jié)果顯示,財(cái)政支農(nóng)支出在戰(zhàn)略實(shí)施前對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響更為明顯;同時(shí)列 (7)和列 (8)的結(jié)果顯示,變量lnfinance_cx的估計(jì)系數(shù)為正。綜上表明,2013年后,財(cái)政支農(nóng)支出在縮小城鄉(xiāng)居民收入差距上的綜合作用有一部分被精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略所分擔(dān),且精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略的實(shí)施在財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的影響中存在正向調(diào)節(jié)作用。

七、結(jié)論與政策建議

基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)和中國(guó)家庭收入調(diào)查(CHIP)數(shù)據(jù),本文從理論和實(shí)證層面上深入分析了財(cái)政支農(nóng)支出、人力資本積累與城鄉(xiāng)居民收入差距之間的關(guān)系及其內(nèi)在作用機(jī)制。

研究表明,財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)減小城鄉(xiāng)居民收入差距具有重要促進(jìn)作用。財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)減小城鄉(xiāng)居民收入差距存在著長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)影響,有利于從長(zhǎng)期促進(jìn)城鄉(xiāng)居民收入差距減小。財(cái)政支農(nóng)支出可以通過(guò)促進(jìn)農(nóng)村人力資本積累,進(jìn)而影響城鄉(xiāng)居民收入差距。不同類型財(cái)政支農(nóng)支出的影響有顯著差異,其中農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)村家庭人力資本積累和縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的影響最大,其次為林業(yè)支出和農(nóng)林水利氣象支出。在家庭異質(zhì)性影響上,在女性戶主家庭和干部家庭中,財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)家庭人力資本積累和減小收入差距的促進(jìn)作用更顯著。在地區(qū)差異上,相比中西部地區(qū),財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)東部地區(qū)家庭人力資本積累和減小城鄉(xiāng)居民收入差距的影響更大。精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略作為近年來(lái)幫扶農(nóng)村增收減貧的重要戰(zhàn)略,其實(shí)施對(duì)減小城鄉(xiāng)居民收入差距具有重要影響,且其實(shí)施也有效促進(jìn)了財(cái)政支農(nóng)支出在減小城鄉(xiāng)居民收入差距中的正向作用。

本文的政策建議如下。

第一,應(yīng)持續(xù)關(guān)注財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的促進(jìn)作用,在制定財(cái)政支農(nóng)政策時(shí),應(yīng)持續(xù)擴(kuò)大財(cái)政支農(nóng)支出的規(guī)模,使財(cái)政支農(nóng)支出能夠有效促進(jìn)農(nóng)村家庭人力資本積累,進(jìn)而減小家庭的收入差距。同時(shí),在未來(lái)較長(zhǎng)期的鞏固擴(kuò)展脫貧攻堅(jiān)成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接中,政府在對(duì)財(cái)政支農(nóng)資金投放 “量”上繼續(xù)維持的情況下,有必要重點(diǎn)考慮資金使用 “質(zhì)”的問(wèn)題,即通過(guò)提高資金使用效率,降低成本,充分發(fā)揮財(cái)政支農(nóng)支出的 “撬動(dòng)作用”和協(xié)同能力,切實(shí)保障財(cái)政支農(nóng)支出真正惠及農(nóng)村居民。

第二,在制定財(cái)政支農(nóng)政策時(shí),也應(yīng)改變財(cái)政支農(nóng)政策導(dǎo)向,由 “安農(nóng)支出”“穩(wěn)農(nóng)支出”向推動(dòng)農(nóng)業(yè)發(fā)展型支出轉(zhuǎn)變。改變財(cái)政支農(nóng)支出的方式,將以 “提高農(nóng)民種糧積極性”作為導(dǎo)向的支農(nóng)支出模式,轉(zhuǎn)變?yōu)橐?“提高農(nóng)民農(nóng)地流轉(zhuǎn)積極性”“提高農(nóng)民多元化就業(yè)積極性”“提高農(nóng)民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)積極性”作為導(dǎo)向的支農(nóng)支出模式。由此,在促進(jìn)農(nóng)村土地集約利用和高效農(nóng)業(yè)發(fā)展的同時(shí),將農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)一步從土地上解放出來(lái),推動(dòng)其合理、有序地向非農(nóng)部門流動(dòng),并在此過(guò)程中激發(fā)農(nóng)村居民參與多元化就業(yè)和創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的積極性,促進(jìn)其收入的多元化,并減小其與城市勞動(dòng)者的收入差距。

第三,應(yīng)積極改革財(cái)政制度,不斷加大財(cái)政對(duì)農(nóng)村居民教育、健康以及職業(yè)培訓(xùn)的支持力度,將農(nóng)村居民均納入農(nóng)村正規(guī)教育體系,尤其是加大對(duì)農(nóng)村青年學(xué)生等下一代勞動(dòng)者的人力資本投入,由此促進(jìn)農(nóng)村人力資本的長(zhǎng)期積累,有效推動(dòng)城鄉(xiāng)居民收入差距的減小,進(jìn)而促進(jìn)共同富裕戰(zhàn)略的實(shí)現(xiàn)。