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    財(cái)政支出、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、投資結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響研究

    2016-03-28 00:30:18漆雁斌教授通訊作者四川農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院成都611130
    商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究 2016年3期
    關(guān)鍵詞:財(cái)政支出差距城鄉(xiāng)

    ■ 張 寬 漆雁斌 教授 通訊作者(四川農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院成都 611130)

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    財(cái)政支出、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、投資結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響研究

    ■ 張寬漆雁斌教授通訊作者(四川農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院成都611130)

    內(nèi)容摘要:財(cái)政政策作為地方政府調(diào)節(jié)收入分配的主要政策工具,長(zhǎng)期以來(lái)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生了重要影響。本文以新疆1985-2013年的數(shù)據(jù)為例,在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)背景下,將財(cái)政城鄉(xiāng)支出結(jié)構(gòu)指標(biāo)作為核心解釋變量,分析其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。同時(shí)將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和固定資產(chǎn)投資等變量納入分析框架,利用SVAR模型分析發(fā)現(xiàn):財(cái)政支出的非農(nóng)偏好對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響最大;城鄉(xiāng)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距的擴(kuò)大是影響城鄉(xiāng)收入水平比的直接原因;社會(huì)固定資產(chǎn)在城鄉(xiāng)之間人均投資非平等性通過(guò)影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生了間接影響。總之城鄉(xiāng)財(cái)政支出、投資和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距,這種影響效力存在一定滯后性。

    關(guān)鍵詞:財(cái)政支出投資結(jié)構(gòu)收入差距SVAR模型

    引言

    改革開(kāi)放以來(lái),我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速發(fā)展,一直堅(jiān)持的“效率優(yōu)先兼顧公平”的原則雖然使我國(guó)經(jīng)濟(jì)總量增長(zhǎng)迅速,但社會(huì)財(cái)富積累的非均衡發(fā)展日益嚴(yán)重,社會(huì)貧富差距一直處于警戒線以上,城鄉(xiāng)收入差距過(guò)大將不利于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)甚至宏觀經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展(Pe rp tti,1996;Panizza,2002;陸銘等,2005)。應(yīng)當(dāng)承認(rèn)收入差距特別是城鄉(xiāng)收入差距隨著經(jīng)濟(jì)總量增加呈現(xiàn)不斷擴(kuò)大的趨勢(shì),引起城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的原因是多方面的,其中財(cái)政支出就是一個(gè)重要原因。十八屆三中全會(huì)將財(cái)政定位于“財(cái)政是國(guó)家治理的基礎(chǔ)和重要支柱”,隨著《深化財(cái)稅體制改革總體方案》的發(fā)布,新一輪財(cái)稅體制改革全面啟動(dòng)。國(guó)內(nèi)學(xué)者們對(duì)財(cái)政支出與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系進(jìn)行廣泛和深入的研究,但研究結(jié)論大相徑庭,主要有以下兩種觀點(diǎn):

    第一種觀點(diǎn)認(rèn)為城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)體制下,財(cái)政支出擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。孟勇(2009)認(rèn)為財(cái)政支出有利于城鎮(zhèn)居民收入增加,拉大了城鄉(xiāng)居民收入差距。廖信林(2012)利用SVAR模型分析認(rèn)為當(dāng)前過(guò)分偏向城市的財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距變動(dòng)產(chǎn)生正效應(yīng)。付曉楓等(2014)從收入彈性視角進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),結(jié)果表明城鎮(zhèn)居民的財(cái)政支出收入彈性大于農(nóng)村居民。趙霞等(2014)認(rèn)為經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)應(yīng)扭轉(zhuǎn)財(cái)政支出等方面的城市偏向政策,促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展。

    第二種觀點(diǎn)則從支出項(xiàng)目來(lái)研究財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響,認(rèn)為不同項(xiàng)目支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響不同。李海江等(2008)對(duì)云南財(cái)政支出項(xiàng)目與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)業(yè)支出等民生支出增加有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距,而行政管理支出則起相反作用。陳安平等(2010)基于系統(tǒng)廣義矩估計(jì)表明只有傾向農(nóng)業(yè)投入和科教文衛(wèi)支出增加的財(cái)政結(jié)構(gòu)才能縮小城鄉(xiāng)收入差距。錢(qián)爭(zhēng)鳴等(2014)利用非參數(shù)可加模型的研究結(jié)果認(rèn)為應(yīng)加大對(duì)西部地區(qū)的農(nóng)村財(cái)政投入,以實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)之間長(zhǎng)期均衡發(fā)展。

    長(zhǎng)期以來(lái)由于城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)非均衡發(fā)展,我國(guó)形成了獨(dú)特的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征。本文在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)背景下,重點(diǎn)分析財(cái)政支出、固定資產(chǎn)投資與城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。

    表1 相關(guān)變量的指標(biāo)構(gòu)建與說(shuō)明

    模型構(gòu)建與指標(biāo)選取

    (一)結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)模型

    SVAR模型是向量自回歸模型(VAR)的結(jié)構(gòu)表達(dá)式(西姆斯1980年提出了VAR模型)。VAR模型把每一個(gè)外生變量作為所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造模型,是包含多個(gè)方程的非結(jié)構(gòu)化模型,從而對(duì)所有內(nèi)生經(jīng)濟(jì)變量關(guān)系進(jìn)行動(dòng)態(tài)性描述。VAR模型建模過(guò)程不依靠相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ),是建立在經(jīng)濟(jì)變量統(tǒng)計(jì)性質(zhì)的基礎(chǔ)上,一般性的無(wú)約束VAR模型不能考察經(jīng)濟(jì)變量之間的結(jié)構(gòu)性關(guān)系,主要是因?yàn)闊o(wú)約束的向量自回歸模型中隨機(jī)擾動(dòng)向量的方差-協(xié)方差矩陣將經(jīng)濟(jì)變量的結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)性轉(zhuǎn)移了。一般地,一個(gè)滯后P階的VAR模型一般形式可以表示為:

    Yt=Θ1Yt-1+Θ2Yt-2+…+ΘpYt-p+εt,t=1,2,3……(1)

    Yt為內(nèi)生變量向量,Θ為滯后變量的系數(shù)矩陣,p為VAR模型的滯后階數(shù)。從表達(dá)式可以看出,一般無(wú)約束的VAR模型假設(shè)當(dāng)期變量Yt的系數(shù)矩陣為單位矩陣。SVAR模型放開(kāi)了這一假設(shè),施加約束矩陣考察經(jīng)濟(jì)變量當(dāng)期的結(jié)構(gòu)關(guān)系。定義可逆矩陣Ψ,VAR模型的結(jié)構(gòu)式(SVAR)表達(dá)為:

    ΨYt=Π0+Π1Yt-1+Π2Yt-2+…+ΠpYt-p+μt,t=1,2,3……(2)

    矩陣Ψ的主對(duì)角元素均為1,如果該矩陣為下三角矩陣,則類似的約束常被稱為“伍德因果鏈”(Wo ld Causa l Chian:WCC)約束,WCC約束給出了一個(gè)遞歸的SVAR系統(tǒng),包含了n(n-1)/2個(gè)約束條件,n為內(nèi)生變量個(gè)數(shù)。Π為結(jié)構(gòu)式中滯后內(nèi)生變量的系數(shù)矩陣,μt系數(shù)矩陣為單位矩陣的結(jié)構(gòu)誤差項(xiàng)。

    (二)指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

    表1為相關(guān)變量的指標(biāo)構(gòu)建與說(shuō)明。YUrban表示城鎮(zhèn)居民人均可支配收入,YRural為農(nóng)村居民人均純收入;FUrban與FRural為非農(nóng)財(cái)政支出和農(nóng)業(yè)財(cái)政支出;GUrban表示城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展總量,考慮到城鎮(zhèn)發(fā)展以二、三產(chǎn)業(yè)為主,因此用第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和作為代理變量,GRural表示農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展總量,用第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值表示。PUrban和PRural分別為城鎮(zhèn)戶籍人口和農(nóng)村戶籍人口,主要是考慮到戶籍制度對(duì)城鄉(xiāng)公共資源的影響。IUrban和IRural表示城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資。

    1.城鄉(xiāng)收入差距(GAP)。借鑒李伶俐等(2013)、賀?。?013)等大多數(shù)研究文獻(xiàn)的指標(biāo)構(gòu)建方法,利用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值來(lái)表示城鄉(xiāng)收入差距,比值越大表明城鄉(xiāng)收入差距越大。

    2.財(cái)政城鄉(xiāng)支出結(jié)構(gòu)(FINANCE)。為了體現(xiàn)財(cái)政支出的非農(nóng)偏好,更好地表示城鄉(xiāng)財(cái)政支出差距,分析其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響,將財(cái)政支出結(jié)構(gòu)表示為城鎮(zhèn)居民人均財(cái)政支出與農(nóng)村居民人均財(cái)政支出的比值,該值越大表明財(cái)政支出的非農(nóng)偏好越強(qiáng),城鄉(xiāng)財(cái)政支出差距越大。

    3.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(RGDP)。衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)主要是人均GDP,為了體現(xiàn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距,利用城鎮(zhèn)人均GDP比農(nóng)村人均GDP,比值越大表示城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距越大。

    4.固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)(INVESTMENT)。全社會(huì)固定資產(chǎn)投資可以分為農(nóng)村固定資產(chǎn)投資和城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資,利用城鎮(zhèn)人均固定資產(chǎn)投資與農(nóng)村人均固定資產(chǎn)投資比值來(lái)表示城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu),指標(biāo)值越大說(shuō)明非農(nóng)投資傾向越嚴(yán)重。

    上述指標(biāo)的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來(lái)源于各年度的《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《新疆財(cái)政年鑒》。樣本數(shù)據(jù)為1985-2013年,由于本文所構(gòu)建指標(biāo)主要體現(xiàn)城鄉(xiāng)差距,因此并沒(méi)有利用物價(jià)指數(shù)平減剔除價(jià)格影響因素。采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析時(shí),為了減弱異方差影響,將原始數(shù)據(jù)對(duì)數(shù)化,在原數(shù)據(jù)變量前加LN表示。從變量的描述性統(tǒng)計(jì)各項(xiàng)指標(biāo)來(lái)看,各變量的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)良好,可以進(jìn)行建模分析。

    實(shí)證分析

    (一)變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

    時(shí)間序列數(shù)據(jù)由于其往往帶有嚴(yán)重的時(shí)間趨勢(shì),不滿足現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)對(duì)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的定義,經(jīng)過(guò)對(duì)原始序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),原始序列均不平穩(wěn),因此不能直接建立計(jì)量模型。常用的辦法是對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分,通常對(duì)時(shí)間序列取一階或者二階差分后,序列均能夠變得平穩(wěn)。對(duì)本文研究變量進(jìn)行一階差分后,經(jīng)過(guò)單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)均變得平穩(wěn),屬于一階單整序列,符合建模要求,差分后的序列用在原變量名稱前加字母D表示,檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

    (二)協(xié)整分析

    ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明本文研究的變量均為一階單整序列,符合進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整關(guān)系假設(shè)檢驗(yàn)的前提條件。由于VAR模型是一種對(duì)滯后期較為敏感的計(jì)量模型,在對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行JJ協(xié)整檢驗(yàn)前,必須要估計(jì)出VAR模型的最優(yōu)滯后期。滯后期的選擇標(biāo)準(zhǔn)主要是AIC、SC和LR等檢驗(yàn)結(jié)果,同時(shí)結(jié)合變量的自由度以及VAR模型的穩(wěn)定性。滯后期檢驗(yàn)結(jié)果表明,應(yīng)該建立滯后1期的VAR模型,同時(shí)經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)特征根倒數(shù)的模發(fā)現(xiàn),均位于單位圓內(nèi)即小于1,因此建立的VAR模型是穩(wěn)定的,這為進(jìn)一步的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析奠定了基礎(chǔ)。表3協(xié)整檢驗(yàn)表明跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)均支持變量間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系,即城鄉(xiāng)收入差距、財(cái)政城鄉(xiāng)支出結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,這種均衡關(guān)系可以用協(xié)整方程表示為:

    LNGAP=1.1017LNFINANCE+ 0.3908LN INVESTMENT+0.9863LNRG DP+4.2023

    從長(zhǎng)期影響系數(shù)的符號(hào)來(lái)看,變量系數(shù)均為正,這是符合預(yù)期假設(shè)和經(jīng)濟(jì)理論的。財(cái)政支出通過(guò)財(cái)政轉(zhuǎn)移支付和財(cái)政投資對(duì)城鄉(xiāng)收入產(chǎn)生直接和間接的雙重影響,因此財(cái)政支出、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的長(zhǎng)期影響效力最大,達(dá)到1.1017。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效力大于固定資產(chǎn)投資,可能是因?yàn)楣潭ㄙY產(chǎn)投資對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響是間接的,而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距對(duì)其影響是直接的。表4的VAR模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果表明除了投資結(jié)構(gòu)滯后期變量外,其他變量的滯后1期對(duì)城鄉(xiāng)收入差距都有正向的顯著性影響,影響效力從大到小依次是其本身、財(cái)政結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和投資結(jié)構(gòu)。

    表2 時(shí)間序列變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

    表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

    表4 以LNGAP為被解釋變量的VAR模型參數(shù)估計(jì)

    (三)格蘭杰因果檢驗(yàn)

    基于VAR模型的格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示,在LNGAP方程中,方程的聯(lián)合格蘭杰檢驗(yàn)非常顯著,除投資結(jié)構(gòu)變量外其余變量均是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因,說(shuō)明從數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)性質(zhì)來(lái)看,本文指標(biāo)構(gòu)建相對(duì)合理。

    (四)SVAR模型參數(shù)估計(jì)及脈沖響應(yīng)分析

    SVAR模型參數(shù)主要估計(jì)方法是完全信息最大似然估計(jì)(Fu ll In fo rm a tion M a x im um Like lihoo d Es tiom a to r,F(xiàn)IMLE)或者廣義矩估計(jì)(Gene ra lized Method o f Mom ents,GMM)等方法。根據(jù)已有的研究成果來(lái)看主要是相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論假設(shè)變量間的結(jié)構(gòu)關(guān)系,施加約束條件后的矩陣A和B稱為“類型矩陣”:

    其中A矩陣反映了各變量之間的當(dāng)期結(jié)構(gòu)關(guān)系,根據(jù)相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論和參照廖信林(2012)的設(shè)置,給出一個(gè)WCC約束,則A矩陣為一個(gè)下三角矩陣,建立一個(gè)遞歸的SVAR模型。B矩陣中的NA為待估參數(shù)。利用完全信息最大似然估計(jì),約束矩陣參數(shù)估計(jì)結(jié)果為:

    脈沖響應(yīng)圖很好地從時(shí)間效應(yīng)和沖擊強(qiáng)度兩個(gè)維度刻畫(huà)了城鄉(xiāng)收入差距對(duì)其他變量沖擊的響應(yīng)路徑。圖1中橫軸為時(shí)間年度,表示沖擊影響作用的滯后期數(shù),縱軸表示城鄉(xiāng)收入差距的變化強(qiáng)度。從圖1中可以看出,第1期財(cái)政支出、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鄉(xiāng)投資信息對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的沖擊均為正,這符合本文的經(jīng)濟(jì)理論假設(shè)。在第1期,城鄉(xiāng)收入差距對(duì)本身的新息反應(yīng)最為強(qiáng)烈,達(dá)到0.0487,說(shuō)明在當(dāng)期收入差距受本身影響較大;其次是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、投資和財(cái)政支出,然而未到第2期,財(cái)政支出變量信息對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的沖擊強(qiáng)度就超過(guò)了其他變量,并且持續(xù)上升在第3期達(dá)到頂峰,沖擊函數(shù)值達(dá)到0.6198,維持到第4期的高沖擊強(qiáng)度后開(kāi)始走弱;城鄉(xiāng)收入差距變量對(duì)自身沖擊響應(yīng)開(kāi)始為正后隨即迅速減弱,到第3期后投資和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的沖擊強(qiáng)度已經(jīng)超越了城鄉(xiāng)收入差距本身,分別達(dá)到0.0303和0.0348。

    最后,隨著滯后期的增加各個(gè)變量對(duì)城鄉(xiāng)收入差距沖擊強(qiáng)度逐漸減弱,但財(cái)政變量的沖擊強(qiáng)度仍然維持在所有變量之上,其次是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、投資和城鄉(xiāng)收入差距本身??傮w看來(lái),財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有較強(qiáng)的正向作用,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和投資對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的正向影響效應(yīng)次之,并且均有2至3期的滯后期,這種正向效應(yīng)才能完全體現(xiàn)出來(lái)。

    表5 LNGAP方程的Granger檢驗(yàn)結(jié)果

    圖1 城鄉(xiāng)收入差距對(duì)各個(gè)變量的沖擊響應(yīng)

    結(jié)論與啟示

    本文利用新疆1985-2013年的時(shí)間序列數(shù)據(jù),構(gòu)建了城鄉(xiāng)收入差距、財(cái)政城鄉(xiāng)支出結(jié)構(gòu)、投資結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等變量,利用協(xié)整理論,分析發(fā)現(xiàn)變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。變量的長(zhǎng)期影響效力系數(shù)表明,城鄉(xiāng)之間財(cái)政支出、固定資產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間的差距都有助于擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距,其中城鄉(xiāng)之間財(cái)政支出差距對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有較強(qiáng)的影響。VAR參數(shù)估計(jì)發(fā)現(xiàn),財(cái)政城鄉(xiāng)支出結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平滯后變量對(duì)城鄉(xiāng)收入差距都有顯著性影響,說(shuō)明財(cái)政城鄉(xiāng)支出差距和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響具有一定滯后期?;赟VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果與前面分析結(jié)論基本一致,過(guò)分偏向城市的財(cái)政支出和投資對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的變動(dòng)都產(chǎn)生正效應(yīng),這與廖信林(2012)研究結(jié)果趨同。城鄉(xiāng)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差距也是城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的重要原因,這與我國(guó)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的現(xiàn)實(shí)相吻合。

    以上研究結(jié)論對(duì)于統(tǒng)籌城鄉(xiāng)一體化發(fā)展、優(yōu)化財(cái)政支出、縮小城鄉(xiāng)收入差距具有以下政策啟示:第一,優(yōu)化財(cái)政支農(nóng)政策,增加財(cái)政支農(nóng)偏好。雖然每年國(guó)家的財(cái)政支農(nóng)資金絕對(duì)數(shù)保持較高增長(zhǎng),但偏向農(nóng)村的財(cái)政支出占整個(gè)財(cái)政支出的比重并無(wú)明顯變化,財(cái)政的非農(nóng)偏好并無(wú)明顯改善。擴(kuò)大財(cái)政支農(nóng)在整個(gè)財(cái)政支出比例,加大對(duì)農(nóng)村公共服務(wù)等民生性財(cái)政支出,促進(jìn)城鄉(xiāng)公共服務(wù)均等化,是縮小城鄉(xiāng)收入差距的有力措施。第二,強(qiáng)化農(nóng)村投資偏好,扭轉(zhuǎn)長(zhǎng)期以來(lái)存在的投資非農(nóng)偏好問(wèn)題。由于農(nóng)村投資回報(bào)率較低、周期長(zhǎng)等問(wèn)題,長(zhǎng)期以來(lái)投資非農(nóng)偏好嚴(yán)重,應(yīng)該充分利用財(cái)政政策結(jié)合引導(dǎo)社會(huì)資本加大對(duì)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入,改善農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境,讓農(nóng)村共享改革開(kāi)放成果,建設(shè)幸福新村。第三,加快現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展,促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)提質(zhì)增效。城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差距對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有直接影響,應(yīng)該積極發(fā)展農(nóng)村特色產(chǎn)業(yè),加大財(cái)政對(duì)現(xiàn)在農(nóng)業(yè)發(fā)展的支持力度,提高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量和效益,讓農(nóng)民真正富起來(lái)。

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    中圖分類號(hào):◆F812.8

    文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A

    基金項(xiàng)目:▲本文系國(guó)家社科基金“農(nóng)產(chǎn)品食品安全視閾下的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式轉(zhuǎn)型問(wèn)題研究”(項(xiàng)目編號(hào):14XGL003)的階段性成果;四川農(nóng)業(yè)大學(xué)研究生社會(huì)實(shí)踐和科技服務(wù)團(tuán)項(xiàng)目

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