局部收入差距與社會互動
——來自農(nóng)村稅費(fèi)改革的證據(jù)

章 元,黃露露

(復(fù)旦大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200433)

收入差距過大對經(jīng)濟(jì)增長和社會發(fā)展不利。很多研究揭示，嚴(yán)重的收入差距會通過影響物質(zhì)和人力資本積累、社會穩(wěn)定以及宏觀政策等渠道阻礙社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展[1-4]。但對該問題的研究存在兩方面的問題：一方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)給出的解釋大多屬于宏觀層面，實(shí)證研究也多基于國別數(shù)據(jù)展開，基于微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證研究較少?；谖⒂^數(shù)據(jù)的研究之所以必要，一是因?yàn)槲⒂^層面的研究更容易解釋不利影響的微觀機(jī)制，二是因?yàn)槭杖敕峙湔哌€要知道瞄準(zhǔn)什么層面的收入差距是合適的。當(dāng)政策制定者面對多個不同層面或者局部地區(qū)的收入差距時(shí)，應(yīng)該瞄準(zhǔn)消除哪個層面的收入差距？如果全國范圍內(nèi)的收入差距不大，但某些局部地區(qū)的收入差距很大，政府是否也需要對此高度重視？現(xiàn)有研究大多揭示了國家層面的收入差距有不利影響，局部地區(qū)的收入差距是否也會對所在區(qū)域的社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來不利影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)幾乎沒有研究。另一方面，現(xiàn)有研究大多揭示了收入差距通過影響物質(zhì)資本和人力資本積累來阻礙社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但社會資本對社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展也很重要[5]，那么，一個自然而然的問題就是：收入差距是否會通過降低社會資本而不利于社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展？現(xiàn)有文獻(xiàn)研究也不多。為此，本文基于有全國代表性的農(nóng)戶數(shù)據(jù)，從社會互動的角度，考察村和縣兩個層面的收入差距是否會降低社會資本的一個維度——村民之間社會互動的頻率。如果有顯著影響，則一方面意味著還需要關(guān)注局部地區(qū)的收入差距的負(fù)面影響，另一方面意味著調(diào)節(jié)收入分配的政策，不應(yīng)該僅瞄準(zhǔn)國家層面，還應(yīng)該考慮采取區(qū)域性政策，來降低局部收入差距。

一、文獻(xiàn)綜述

1.收入差距阻礙社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的機(jī)制?；趪鴦e數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，收入差距會對后續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長不利[2]，即初始的收入差距越高，后續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長速度就越慢。Deininger 和Squire使用更大樣本的國別數(shù)據(jù)進(jìn)行的類似研究也支持了上述觀點(diǎn)[6]。另外，收入差距惡化還會導(dǎo)致社會政治不穩(wěn)定[7-8]，以及暴力犯罪的增加[9]，從而不利于經(jīng)濟(jì)增長。過大的收入差距還會通過影響財(cái)富或者收入再分配政策來影響經(jīng)濟(jì)增長。Persson 和Tabellini、Alesina 和Rodirik以及Benabou都認(rèn)為，嚴(yán)重的收入差距會增加再分配的政治需求，而這種需求只能通過對財(cái)富的增量即投資收入征稅來滿足，但這種稅收政策會降低投資回報(bào)率從而減少對財(cái)富積累的激勵，進(jìn)而不利于經(jīng)濟(jì)增長[1-2,10]。嚴(yán)重的收入差距和資本市場不完善還會共同產(chǎn)生作用，顯著抑制物質(zhì)資本以及人力資本的積累[3,11]；此外，不斷上升的收入差距還會導(dǎo)致窮人的生育率上升，使得他們的人力資本投資下降[4]。

2.隧道效應(yīng)與社會心態(tài)。收入差距的擴(kuò)大還可能影響人們的身心健康和社會心態(tài)。“隧道效應(yīng)”理論認(rèn)為，持續(xù)擴(kuò)大的收入差距會使得人們失去耐心，變得更加焦慮或者暴躁[12]。收入差距容易對人們的心理產(chǎn)生負(fù)面影響[7]，也會直接增加低收入者的挫敗感和心理壓力[13]。田國強(qiáng)和楊立巖認(rèn)為，收入差距會降低人們的幸福感[14]，彭代彥和吳寶新則發(fā)現(xiàn)，收入差距會降低人們對生活的滿意度[15]。盧沖和伍薆霖基于農(nóng)民工樣本的研究發(fā)現(xiàn)，收入差距不利于農(nóng)民工的心理健康，還會進(jìn)一步導(dǎo)致他們在與同事、親友和鄰居的比較中處于劣勢，最終產(chǎn)生焦慮、抑郁等心理健康問題[16]。Li and Zhu以及Pickett and Wilkinson的研究也得出了類似結(jié)論[17-18]。李培林認(rèn)為，收入差距擴(kuò)大會對人們的社會心態(tài)產(chǎn)生重大影響，心理上所感受的收入差距會被放大，甚至影響人們對社會公正的信念[19]。

3.局部地區(qū)的收入差距與社會互動。嚴(yán)重的收入差距意味著窮人和富人之間的社會分化，因此，收入差距的擴(kuò)大可能會導(dǎo)致窮人和富人之間的隔閡增加、信任和凝聚力下降，容易激化相互矛盾，從而導(dǎo)致人們之間的社會互動下降。例如，有來自不同國家的一系列證據(jù)表明，收入差距的上升會降低人們的互信[20-23]；申廣軍和張川川研究發(fā)現(xiàn)，收入差距會造成社會分化并顯著地降低城鄉(xiāng)居民的社會信任水平[24]。作為社會經(jīng)濟(jì)活動的一個前提，信任的缺失會直接降低人們之間的社會互動，不信任還會降低分工和交易的可能性及范圍，甚至?xí)頉_突或社會矛盾。Caruso 和Schneider認(rèn)為，收入差距(和貧困)會助長挫敗感、仇恨和抱怨，而這些都會推動政治暴力活動而不利于社會穩(wěn)定[25]。胡聯(lián)合等研究發(fā)現(xiàn)，違法犯罪活動的增加與全國居民收入差距、城鄉(xiāng)居民收入差距、地區(qū)間收入差距的擴(kuò)大密切相關(guān)，后者導(dǎo)致侵財(cái)犯罪的增加尤其明顯[26]；白雪梅和王少瑾、陳春良和易君健都發(fā)現(xiàn)類似問題或持相同觀點(diǎn)[27-28]。

當(dāng)我們關(guān)心收入差距對社會互動的影響時(shí)，自然關(guān)注局部范圍內(nèi)的收入差距，而不能僅僅是全國層面的收入差距，這是因?yàn)?，個人的社會心態(tài)更可能影響行為主體與其臨近人群之間的社會互動，這是由人類社會互動的空間距離決定的。例如，有很多發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，社會網(wǎng)絡(luò)在農(nóng)民的社會經(jīng)濟(jì)生活中能夠起到信息傳遞、工作配給、融資和借貸、社會保險(xiǎn)和風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的功能[29-31]，而農(nóng)民的社會網(wǎng)絡(luò)大多分布在一個相對小的區(qū)域內(nèi)。就中國農(nóng)村的情況而言，由于村民們的社會經(jīng)濟(jì)生活緊密聯(lián)系在一起，他們之間收入差距擴(kuò)大會增加焦慮情緒，引發(fā)心理不平衡，以及激化村民之間的矛盾和增加日常生產(chǎn)生活中的摩擦，產(chǎn)生隔閡與沖突。例如，收入差距過大會導(dǎo)致村民之間對某些集體資源的爭奪加劇，會降低村民之間的信任與合作，從而最終導(dǎo)致村民之間的社會互動下降。因此，我們更有理由相信，局部范圍的收入差距更有可能直接影響村民之間的社會互動。

為此，本文利用CHIP2002的農(nóng)戶數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)村和縣級層面的收入差距是否會降低村民之間的社會互動。盡管有2002年后的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)可用于本文的研究，但是CHIP2002具有其他數(shù)據(jù)不可比擬的好處。

二、實(shí)證檢驗(yàn)

1.數(shù)據(jù)來源。本文所使用的數(shù)據(jù)，均來自北京師范大學(xué)中國收入分配研究院“中國家庭收入調(diào)查”項(xiàng)目的2002年農(nóng)戶樣本，即CHIP2002。該調(diào)查隨機(jī)抽樣了22個省、121個縣中的961個行政村，最后得到了9200個農(nóng)戶及37969個農(nóng)民樣本，大量中外研究者都將其視為具有全國代表性的數(shù)據(jù)。

2.模型設(shè)定、變量定義和度量。構(gòu)建以農(nóng)戶社會互動為被解釋變量的回歸模型：

Sociali=α+βInequalv,c+γControli+εi

(1)

其中，下標(biāo)i表示家庭， “Social”為社會互動頻率，核心自變量“Inequal”為收入差距的度量，下標(biāo)v和c分別表示村級和縣級水平；“control”為戶主和家庭特征以及其他控制變量，ε為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

對于核心自變量，采用村內(nèi)和縣內(nèi)樣本家庭人均可支配收入來測算基尼系數(shù)，用它來度量村級和縣級的收入差距；對于社會互動，來自CHIP2002的《農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)，村級事務(wù)和生活質(zhì)量調(diào)查表》中的第二個問題：“您家與親戚鄰居經(jīng)常有下列互相幫忙的情況嗎？”該問題針對6種社會互動情形，剔除第3個問題(1)第3個問題是親友間互相借錢的頻率，之所以剔除它，是因?yàn)槭杖氩罹嗟臄U(kuò)大未必會降低互相借貸的頻率。，用剩余的5個問題來度量社會互動的不同維度。被調(diào)查者對該問題的回答有5個選項(xiàng)：很多、比較多、一般、比較少、很少或沒有。根據(jù)回答將5個答案進(jìn)行量化，分別取值為100、80、60、40、20，即水平越高，意味著社會互動的頻率越高。另外，問卷中還詢問了被調(diào)查戶2002年最后三個月內(nèi)與親戚鄰居一起吃飯和娛樂活動的次數(shù)，用它作為社會互動的第六個度量指標(biāo)。這些變量都是農(nóng)村社會經(jīng)濟(jì)生活中經(jīng)常發(fā)生的社會互動形式，且活動目的不同，因而可以反映社會互動的不同維度。

表1 變量定義

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3.OLS模型回歸結(jié)果。表3數(shù)據(jù)為村級收入差距對村民社會互動頻率的回歸結(jié)果，從中可以看出：在控制了戶主特征、家庭特征之后，村級收入差距inequal_v在模型2-3中的回歸系數(shù)為負(fù)，但只在模型3中顯著，在其他幾個模型中的回歸系數(shù)為正，且都不顯著。

表3 村級收入差距與社會互動(OLS模型)

表4進(jìn)一步報(bào)告了縣級收入差距對村民之間社會互動頻率的回歸結(jié)果，從中可以看出：縣級收入差距inequal_c在大部分模型中的回歸系數(shù)都為負(fù)且顯著。上述兩個報(bào)告的回歸結(jié)果表明：村級和縣級收入差距對村民互動都有顯著負(fù)向影響，但不一致。上述結(jié)果面臨內(nèi)生性問題的挑戰(zhàn)，這是因?yàn)橐粋€區(qū)域?qū)用娴氖杖氩罹嗤c當(dāng)?shù)匚幕?、社會?jīng)濟(jì)發(fā)展水平相關(guān)，而我們無法度量所有這些變量，從而可能遺漏變量內(nèi)生性；同時(shí)，村民之間的社會互動也會通過影響收入水平，進(jìn)而影響區(qū)域內(nèi)的收入差距，這又導(dǎo)致聯(lián)立內(nèi)生性。因此，下面采用工具變量法解決這些內(nèi)生性問題。

表4 縣級收入差距與社會互動(OLS模型)

4.工具變量及2SLS模型結(jié)果。利用農(nóng)村稅費(fèi)改革政策作為村級和縣級收入差距的工具變量來解決內(nèi)生性問題。進(jìn)入21世紀(jì)后，我國開始對原來的農(nóng)村稅費(fèi)制度進(jìn)行改革，以減輕農(nóng)民負(fù)擔(dān)，并逐步開始對農(nóng)業(yè)進(jìn)行多種形式的補(bǔ)貼，但這一改革在不同地區(qū)的實(shí)施進(jìn)度不同，因此，這給我們提供了利用政策執(zhí)行時(shí)間的差異識別因果關(guān)系的機(jī)會。稅費(fèi)改革影響收入差距的邏輯在于：改革前的農(nóng)村稅收按家庭人口或者耕地面積征收，結(jié)果導(dǎo)致窮人的稅率高，富人的稅率低，從而具有放大收入差距的作用[32]；尹恒等利用1995-2002年的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)評估了改革前農(nóng)村稅費(fèi)的公平性，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村稅費(fèi)擴(kuò)大了農(nóng)戶收入的差距[33]。由于農(nóng)村稅費(fèi)改革的實(shí)施和推進(jìn)是由中央和省級政府決策并執(zhí)行，對于村和縣級政府而言是外生的，因此滿足工具變量的外生性要求。下文將采用所在村在調(diào)查時(shí)是否實(shí)施了稅費(fèi)改革作為村級收入差距的工具變量，采用所在縣內(nèi)樣本村實(shí)施了稅費(fèi)改革的比重作為縣級收入差距的工具變量。可以預(yù)期，由于取消了按照人口或者耕地面積征收的稅費(fèi)，因此，收入差距會因農(nóng)村稅費(fèi)改革而下降。

首先,表5報(bào)告了以所在村在調(diào)查時(shí)是否進(jìn)行了稅費(fèi)改革為工具變量、以村級收入差距為內(nèi)生變量的2SLS模型回歸結(jié)果，從中可以看出：第一，工具變量在一階段回歸中都顯著為負(fù)，與預(yù)期保持一致，且不存在弱工具變量問題；第二，村級收入差距在二階段的大多數(shù)模型中都顯著為負(fù)，表明村級收入差距確實(shí)會降低農(nóng)戶間的社會互動。

表5 村級收入差距與社會互動(2SLS模型)

表6進(jìn)一步報(bào)告了縣級收入差距對村民互動頻率的回歸結(jié)果，從中得出的結(jié)論與表5類似，工具變量在一階段中的回歸結(jié)果與預(yù)期一致；在二階段回歸中，縣級收入差距在大多數(shù)模型中都顯著為負(fù)，表明縣級收入差距也會顯著降低村民間的互動頻率。

表6 縣級收入差距與社會互動(2SLS模型)

5.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，進(jìn)一步控制更多的村特征變量，包括到車站碼頭的距離、到鄉(xiāng)鎮(zhèn)的距離、到縣城的距離、是否為革命老區(qū)、是否屬于貧困縣、地理特征虛擬變量、村人口總量等，然后繼續(xù)進(jìn)行2SLS回歸，結(jié)果分別在表7和8中。

表7 村級收入差距與社會互動—穩(wěn)健檢驗(yàn)1A(2SLS模型)

從表7和8可以看出，工具變量在一階段都顯著且符號與理論預(yù)期一致，不存在弱工具變量；同時(shí)，無論是村級還是縣級層面的收入差距,在所有的二階段模型中都顯著為負(fù)，這一結(jié)果與前文保持一致且更加穩(wěn)健。

表8 縣級收入差距與社會互動穩(wěn)健檢驗(yàn)1B(2SLS模型)

第二，從社會互動的決定因素看，除了區(qū)域內(nèi)的收入差距外，家庭自身在群體內(nèi)的相對收入也會直接影響他與其他家庭之間的社會互動，但前面的模型沒有控制這一變量；為此，生成一個新變量，即農(nóng)戶家庭人均收入水平是否位于村人均收入之上，用它來度量農(nóng)戶的相對收入水平并控制在模型中。

進(jìn)一步控制了該變量后，回歸結(jié)果見表9和10。從中依然可以看出，結(jié)論基本穩(wěn)健，即村級和縣級的收入差距都會顯著降低村民間的社會互動頻率。

表9 村級收入差距與社會互動穩(wěn)健檢驗(yàn)2A(2SLS模型)

表10 縣級收入差距與社會互動穩(wěn)健檢驗(yàn)2B(2SLS模型)

最后，筆者還進(jìn)行了其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)，包括對被解釋變量的度量采取其他賦值方法(例如，對前5個被解釋變量根據(jù)是否頻繁，賦值為1和0)增加變量，控制被調(diào)查者心情狀態(tài)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)結(jié)論依然穩(wěn)健。

三、結(jié)論與闡釋

一國內(nèi)部，地區(qū)或局部的收入差距是否也會阻礙社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展？現(xiàn)有研究對此的回答較少。為此，本文基于CHIP2002農(nóng)戶數(shù)據(jù)研究了村級和縣級收入差距對村民社會互動頻率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，村內(nèi)收入差距的擴(kuò)大會顯著降低村民之間社會互動的頻率；第二，縣級水平收入差距的擴(kuò)大也同樣會降低村民間的社會互動頻率；第三，采用農(nóng)村稅費(fèi)改革作為工具變量，解決內(nèi)生性問題后，發(fā)現(xiàn)村級和縣級收入差距的擴(kuò)大確實(shí)對村民間的社會互動頻率具有負(fù)面影響。另外，比較村級收入差距的回歸系數(shù)和縣級收入差距的回歸系數(shù)后發(fā)現(xiàn)，無論是在OLS模型中，還是在2SLS模型中，村級收入差距的回歸系數(shù)大多數(shù)情況下都要比縣級收入差距的回歸系數(shù)大(少數(shù)例外)，這意味著對于社會互動這種社會資本而言，局部層面的收入差距的負(fù)面影響更值得重視。

綜上，本文揭示了收入差距擴(kuò)大對社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響的一個新微觀機(jī)制：降低家庭之間的社會互動頻率，補(bǔ)充了收入差距與社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的文獻(xiàn)，并提供了來自中國農(nóng)村的微觀證據(jù)。本文結(jié)果還意味著收入分配政策不應(yīng)僅瞄準(zhǔn)全國層面的收入差距，局部范圍內(nèi)的收入差距也同樣不利于社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這一點(diǎn)應(yīng)該引起政策者的重視。筆者還發(fā)現(xiàn)，21世紀(jì)初中國實(shí)施的農(nóng)村稅費(fèi)改革降低了村民間的收入差距，有助于提升村民之間的社會互動，這為全方位評價(jià)農(nóng)村稅費(fèi)改革的積極效應(yīng)提供了新證據(jù)。