財政支農(nóng)、人力資本與城鄉(xiāng)居民收入差距

王文波

一、引 言

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

財政支農(nóng)是政府部門通過財政投入、財政補貼以及農(nóng)業(yè)稅收等方式實現(xiàn)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的幫助和管理,進而改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率,以期促進農(nóng)村經(jīng)濟穩(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,隨著連續(xù)多年的中央政府 “一號文件”對促進農(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)濟發(fā)展的重大問題給予重點關(guān)注,我國財政支農(nóng)的力度逐年提高。據(jù)統(tǒng)計①數(shù)據(jù)來源請參見2000—2019年歷年 ?中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒?,中國統(tǒng)計出版社。,2004—2018年,人均財政支農(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 年則進一步提高為3 738.5 元/人,相比2004年增長了15.7倍。伴隨我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的快速發(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)村家庭在文教娛樂上的支出由186.7元/人提高為486.0元/人;實際醫(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勞動力受教育結(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%,高中和大學以上的比例分別為10.01%、5.59%。

21世紀以來,財政支農(nóng)支出和農(nóng)村人力資本水平的穩(wěn)步提高是促進我國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展、提高農(nóng)村居民收入的一個重要特征。那么,在致力實現(xiàn)共同富裕,重視收入差距與不平等問題下,財政支農(nóng)支出對城鄉(xiāng)居民收入差距會產(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? 本文將對上述問題展開深入研究。

二、文獻綜述

在當代貧富分化問題中,城鄉(xiāng)居民收入差距問題最為突出[4][5]。為此,諸多學者對我國城鄉(xiāng)居民收入差距的影響因素進行了探究。

一方面,相關(guān)研究聚焦于財政支農(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1978—2001年的省級數(shù)據(jù)為樣本,研究發(fā)現(xiàn),提高我國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年全國層面時間序列數(shù)據(jù)研究得到了與陸銘等[6]相似的結(jié)論,研究表明,政府對農(nóng)村的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)建設(shè)支出、救濟支出、農(nóng)業(yè)科技支出對減小城鄉(xiāng)居民收入差距均具有重要影響。此后,趙娟霞等[8]以我國1992—2013年的全國層面數(shù)據(jù)為研究樣本,采用Johanson協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ蛯ω斦мr(nóng)資金與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系進行研究,也得到了較為一致的結(jié)論,研究發(fā)現(xiàn)財政支農(nóng)資金對減小城鄉(xiāng)收入差距存在長期正向關(guān)系。楊晶等[9]基于我國2006—2015年31個省市數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),財政支農(nóng)支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級均促進了城鄉(xiāng)居民收入差距的減小。王烜等[10]采用系統(tǒng)GMM 法對我國2007—2015年的省級面板數(shù)據(jù)進行估計發(fā)現(xiàn),政府提高在財政支農(nóng)和社會保障上的支出水平有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

此外,也有少部分學者研究發(fā)現(xiàn)我國財政支農(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1998—2013年的省級層面數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn)目前我國財政支農(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2000—2016年的省級層面數(shù)據(jù)為樣本,并采用分位數(shù)模型進行回歸的結(jié)果表明,財政支農(nóng)支出對城鄉(xiāng)收入差距拉大具有正向影響,由此強化了城鄉(xiāng)二元收入格局,但其上述實證結(jié)論與他們的理論推演相悖,因此研究結(jié)論有待進一步驗證。綜合審視現(xiàn)有研究可知,在財政支農(nóng)支出與城鄉(xiāng)收入差距之間關(guān)系上,學者們基于我國宏觀層面數(shù)據(jù)對二者間的關(guān)系進行了較多研究,且由于采用數(shù)據(jù)的時間跨度不同或?qū)嵶C檢驗方法的差異,研究結(jié)論有所不同,同時鮮有文獻對其深層作用機制進行探究。

另一方面,部分學者還對其他影響城鄉(xiāng)收入差距的因素進行了探究,主要集中于以下幾個方面。在制度因素方面。陳斌開等[13]利用1978—2008年我國省級面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),鼓勵資本密集型部門優(yōu)先發(fā)展的政府戰(zhàn)略,造成城市就業(yè)需求的相對下降,延緩了城市化進程,農(nóng)村居民不能有效地向城市轉(zhuǎn)移,城鄉(xiāng)收入差距擴大。Sicular等[4]、萬海遠等[14]研究指出,在剔除戶籍歧視因素后,城鄉(xiāng)居民收入差距會明顯下降,表明戶籍歧視對城鄉(xiāng)收入差距有顯著影響。在資源要素方面。方達等[15]以上海松江和遼寧遼陽為例的經(jīng)驗研究發(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)面積擴大,農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)通過資本有機構(gòu)成對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)可能呈現(xiàn)出 “先縮小、后擴大”的非線性趨勢。

綜上可知,已有文獻從多個角度研究了各影響因素對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響,但從統(tǒng)一的框架下研究財政支農(nóng)支出、人力資本積累對城鄉(xiāng)居民收入差距影響的文獻還不多見,更鮮有文獻對其深層作用機制進行分析。為此,本文基于微觀層面調(diào)查數(shù)據(jù),從理論和實證兩個方面對財政支農(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)最終消費品,不失一般性,假設(shè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)出商品的價格為單位價格,城市部門產(chǎn)出商品的價格為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)或進入城市部門務(wù)工的職業(yè)選擇,同時為使家庭成員更好地在各部門進行工作,獲得更高的收入和提高福利水平,農(nóng)村家庭會對家庭成員進行人力資本投資。

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)和進入城市部門務(wù)工的比例分別為z和1－z。此外,家庭還會進行人力資本的積累,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。那么這個決策過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為一般消費品,P為一般消費品的價格;cf為家庭對食品的消費量,其價格為單位價格。此外,假定代表性家庭效用跟家庭消費和政府的農(nóng)村福利性財政支出有關(guān)。借鑒Devarajan 等[18]、嚴成樑等[19]的設(shè)定,將農(nóng)村福利性財政支出看作直接提高農(nóng)村居民的福利水平,進入效用函數(shù)。由此設(shè)定代表性家庭的效應(yīng)函數(shù)為:

其中,c為家庭對一般消費品的消費支出,1－σ1代表家庭對一般消費品偏好的參數(shù),且σ1＜1。同時,滿足ψ′(g1w)＞0,即政府對農(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)村居民看作獨立從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的單位個體,同時借鑒嚴成樑等[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為財政支農(nóng)支出;ω1為財政支農(nóng)支出對農(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。在對稱性假設(shè)下,令農(nóng)村居民為同質(zhì)的,那么進而可得出農(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)模增大均會促進個體生產(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為其對應(yīng)的產(chǎn)出彈性;g2p為政府對城市部門的生產(chǎn)性財政支出,ω2為城市生產(chǎn)性財政支出的產(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在城市部門收取地租作為財政收入。在財政支出方面:一是管理者將會通過對城市勞動者的轉(zhuǎn)移支付T來補償城市人口規(guī)模的外部性;二是作為財政支農(nóng)支出g1p和城市生產(chǎn)性財政支出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)村福利性財政支出g1w和城市福利性財政支出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。考慮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)政府部門管理者對進城務(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進而可得Tz＝φT2,其中,φ＝[η＋(1－η)?]－1。綜上,政府部門的財政預(yù)算方程可表示為:

(二)一般均衡分析

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

由于各城市部門政府管理者間存在競爭性,那么在均衡狀態(tài)下城市管理者必然獲得零利潤,進而可得。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的均衡表達式代入,求解整理可得進城務(wù)工人員的實際收入Iz為:

2.勞動力市場均衡。假設(shè)農(nóng)村部門和城市部門的數(shù)量分別為m1和m2,在對稱性假設(shè)下,全社會中進城務(wù)工人口為ηm2n2。由于全社會包含多個代表性農(nóng)村家庭,那么在勞動力市場均衡時,總體上必然滿足全社會中在農(nóng)村部門的務(wù)農(nóng)人口m1n1和進城務(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),而每個城市居民在生產(chǎn)過程中會消耗掉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輸存在成本,采用Samuelson[22]的 “冰山”模型來表示該成本,假定其僅有1/μ的部分被送達城市部門 (μ≥1)。綜上,在中間投入品市場均衡時滿足m1n1(1－e1)X1/μ＝m2n2x2。聯(lián)立 (3)式、(7)式、(8)式以及Wz和x2的均衡表達式,可得家庭決策留在農(nóng)村部門的家庭成員比例z和進城務(wù)工成員比例1－z的表達式分別為:

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)式對財政支農(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)濟學含義為,隨著財政支農(nóng)支出的增加,會促進農(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,同時財政支農(nóng)支出所帶來的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率進步提高了農(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,財政支農(nóng)支出與城鄉(xiāng)居民收入差距呈負相關(guān)。其經(jīng)濟學含義為,財政支農(nóng)支出能夠通過促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高進而推動農(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)居民相對收入差距,破解城鄉(xiāng)鴻溝,有利于實現(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,財政支農(nóng)支出可以通過促進農(nóng)村家庭人力資本積累,進而減小城鄉(xiāng)居民收入差距。其經(jīng)濟學含義為,財政支農(nóng)支出所帶來的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率進步提高了農(nóng)村家庭的非農(nóng)化傾向,并通過推動家庭農(nóng)業(yè)收入增長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入非農(nóng)部門工作,并追求收入水平更高的職業(yè),進而有利于農(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,同時人力資本水平較高的家庭成員更多地選擇進入有著較高收入的職業(yè),從而有效提高了家庭的相對收入,并降低了與城市居民的收入差距。

四、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)說明

采用數(shù)據(jù)來自于北京大學中國社會科學調(diào)查中心實施的中國家庭追蹤調(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)的地域代碼只開放到了省域一級。同時從本文所需要的財政支農(nóng)支出數(shù)據(jù)來看,區(qū)縣級的財政支農(nóng)支出數(shù)據(jù)主要通過 ?全國地市縣財政統(tǒng)計資料?這一渠道獲得,但目前在該資料中可以搜集到的財政支農(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]等基于中國家庭追蹤調(diào)查 (CFPS)數(shù)據(jù),在研究公共財政支出影響農(nóng)戶收入上的相關(guān)做法,本文首先在地區(qū)層面匹配了對應(yīng)年份 ?中國統(tǒng)計年鑒?中關(guān)于財政支農(nóng)支出的數(shù)據(jù),從宏觀結(jié)構(gòu)和微觀行為互動角度,探究了財政支農(nóng)支出影響城鄉(xiāng)收入差距的內(nèi)在邏輯。

其次,為進一步保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性,本文也從基層財政視角,采用村財政中用于農(nóng)業(yè)水利建設(shè)等方面的生產(chǎn)性支出作為財政支農(nóng)支出的代理變量,分析了村一級財政支農(nóng)支出對城鄉(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)一級財政支農(nóng)支出對城市居民收入差距的影響時,采用了CFPS2010年、2012年、2014年、2016年的數(shù)據(jù);在探究村一級財政支農(nóng)支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響時,采用了CFPS2010年和2014年的數(shù)據(jù)。最后,樣本中收入、消費等價值變量均以2010年為基期進行平減處理,同時為避免缺失樣本、極端值等對實證結(jié)果的影響,本文刪除了無法識別樣本,并剔除了樣本中處于1%和99%分位數(shù)之外的極端值。

(二)計量模型

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

其中,Y_xd表示城鄉(xiāng)居民收入差距變量,具體采用農(nóng)村家庭微觀個體層面的城鄉(xiāng)居民收入差距水平測度;Finance表示財政支農(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表示隨機誤差項。

(三)變量定義

1.城鄉(xiāng)居民收入差距。借鑒陳斌開等[13]、李永友等[25]的研究,本文選擇取相對值的方法對城鄉(xiāng)居民收入差距進行度量,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)健性檢驗中參考已有研究[5],選取城鎮(zhèn)居民人均消費支出與農(nóng)村家庭人均消費支出的比值 (cost_r)度量城鄉(xiāng)收入差距,這一指標可以真實反映城鄉(xiāng)間生活水平差異,且城鄉(xiāng)收入差距是影響消費差距的主要原因[2],因此采用消費支出差距進行分析也能體現(xiàn)財政支農(nóng)支出對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。在指標測算上,基于CFPS數(shù)據(jù)中縣一級模糊代碼,對城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入和人均消費支出數(shù)據(jù)在縣一級加權(quán)平均,然后將農(nóng)戶收入和消費數(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)戶微觀個體層面的城鄉(xiāng)居民收入差距和消費差距指標數(shù)據(jù)。

2.財政支農(nóng)支出。從我國統(tǒng)計口徑看,財政支農(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)費用,在2007年改革財政收支分類后,該項目調(diào)整為農(nóng)林水事務(wù)支出一項。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)人均財政支農(nóng)支出(finance_s),并采用該指標作為財政支農(nóng)支出的代理變量。此外,為保證研究結(jié)論的穩(wěn)健,本文進一步從基層財政視角,采用村財政中用于農(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)作為財政支農(nóng)支出的代理變量,從基層財政角度分析財政支農(nóng)支出對城鄉(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,本文對家庭勞動力接受正規(guī)教育程度予以度量,具體為對家庭成員受教育水平編碼并在家庭層面平均,構(gòu)造家庭勞動力人均受教育水平變量 (capital)進行測度。

4.控制變量:本文對家庭特征和地區(qū)特征進行了控制,其中家庭特征包括:家庭中男性勞動力占比(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:市場化水平(smarket)、對外開放水平 (open)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) (structure)、基礎(chǔ)設(shè)施水平 (infra)、經(jīng)濟發(fā)展水平(gdp)。綜上,主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

五、實證分析

(一)基準回歸

在探究財政支農(nóng)支出lnfinance_s對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響時,本文采用了CFPS2010—2016年的面板數(shù)據(jù),為此首先基于F 檢驗和Hausman檢驗對模型進行檢驗。由表2檢驗結(jié)果可知,F檢驗和Hausman檢驗的統(tǒng)計值均在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)模型和隨機效應(yīng) (RE)模型。此外,在探究財政支農(nóng)支出lnfinance_c對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響時,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)模型對兩者間的關(guān)系進行估計。

表2 基準回歸

基于 (14)式,在表2中匯報了基準回歸結(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)

模型估計下財政支農(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)模型估計下財政支農(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,不論采用省級財政支農(nóng)支出變量還是村級財政支農(nóng)支出變量,回歸結(jié)果均顯示,財政支農(nóng)支出對縮小城鄉(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,財政支農(nóng)支出對促進農(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農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)績效的提升[30],由此農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績效提高所帶來的農(nóng)村家庭收入增長將會有利于減小與城市居民的收入差距。此外,財政支農(nóng)支出通過提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進而解放更多的農(nóng)村勞動力,并轉(zhuǎn)向從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè),為使家庭成員更好地進入非農(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,進而減小與城市居民的收入差距。綜上,對理論命題2的結(jié)論進行了證明。

(二)穩(wěn)健性檢驗

本文將采用替換核心變量和考慮內(nèi)生性的方法進行穩(wěn)健性檢驗,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)居民人均消費支出與農(nóng)村家庭人均消費支出的比值對數(shù) (lncost_r)度量城鄉(xiāng)收入差距,并替換變量lnY_r對基準回歸做穩(wěn)健性檢驗?；貧w結(jié)果如表3列 (1)和列(2)所示,財政支農(nóng)支出lnfinance_s和lnfinance_c的系數(shù)均為負,且在1%水平通過顯著性檢驗。這表明在以消費支出比值lncost_r替換收入比值lnY_r時,財政支農(nóng)支出對減小城鄉(xiāng)居民收入差距依然存在顯著的正向影響。此外,通過引入財政支農(nóng)支出占比對數(shù)lnfinance_sr和lnfinance_cr分別作為財政支農(nóng)支出lnfinance_s和lnfinance_c的替代變量,考察財政支農(nóng)支出占比對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。如表3 列 (3)和列 (4)結(jié)果可知,財政支農(nóng)支出占比lnfinance_sr和lnfinance_cr對城鄉(xiāng)居民收入差距l(xiāng)nY_r的回歸系數(shù)均顯著為負,表明提高財政支農(nóng)支出占比可以顯著促進城鄉(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

2.內(nèi)生性分析。借鑒嚴成樑等[19]、張凱強[32]的研究,將財政支農(nóng)支出lnfinance_s的一階滯后項和二階滯后項作為當期財政支農(nóng)支出lnfinance_s的工具變量,對基準回歸中列 (6)采用兩階段最小二乘法 (2SLS)和工具變量廣義矩估計法 (IV GMM)進行回歸。此外,將村財政轉(zhuǎn)移支付收入作為財政支農(nóng)支出lnfinance_c的工具變量,對基準回歸中列 (8)也采用2SLS法和IV GMM 法進行回歸,進而驗證本文核心結(jié)論的穩(wěn)健性?；貧w結(jié)果如表3列 (5)— (8)所示,財政支農(nóng)支出lnfinance_s和lnfinance_c的系數(shù)均顯著為負,且通過顯著水平檢驗。這表明在控制了內(nèi)生性后,財政支農(nóng)支出對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響與基準模型一致,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)影響機制分析

基于 (14)— (16)式,對財政支農(nóng)支出影響城鄉(xiāng)收入差距的人力資本積累機制進行分析,回歸結(jié)果如表4所示。由列 (1)和列 (4)中財政支農(nóng)支出lnfinance_s和lnfinance_c的系數(shù)均顯著為正,表明財政支農(nóng)支出對農(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,財政支農(nóng)支出對促進農(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)績效越來越依賴農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率下,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高將促進農(nóng)村家庭收入的增長,由此將使得農(nóng)村家庭的人力資本投資能力得到提升,進而促進了家庭人力資本積累[28][30]。由此,對理論命題1的結(jié)論進行了證明。

表4 影響機制分析

列 (2)為財政支農(nóng)支出lnfinance_s對城鄉(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,財政支農(nóng)支出lnfinance_s的系數(shù)依然顯著為負,且變量lncapital對城鄉(xiāng)收入差距的回歸系數(shù)為負,表明農(nóng)村家庭人力資本積累對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 (Sobel test)結(jié)果顯示,變量lncapital的檢驗統(tǒng)計值 (Z值)為－2.73,且在1%水平上具有顯著性,表明存在財政支農(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 (Sobel test)統(tǒng)計值 (Z值)為－2.74,且在1%水平上顯著。綜上表明,不論基于哪種財政支農(nóng)支出變量進行回歸,結(jié)果均顯示,財政支農(nóng)支出可以通過促進農(nóng)村家庭人力資本積累進而減小城鄉(xiāng)居民收入差距。綜上,對理論命題3的結(jié)論進行了證明。

六、擴展分析

(一)不同財政支農(nóng)支出類型影響分析

從統(tǒng)計口徑看,財政支農(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)費用,而在2007年改革財政收支分類后,調(diào)整為農(nóng)林水事務(wù)支出一項?？紤]到CFPS數(shù)據(jù)從2010年正式開始調(diào)查,無法對2007年之前各類型財政支農(nóng)支出的影響加以判別,為此本文引入中國家庭收入調(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年四個年度數(shù)據(jù),由此可以較好地對不同類型財政支農(nóng)支出的影響進行分析①在考察不同類型財政支農(nóng)支出的影響時采用了CHIP2002 年的數(shù)據(jù),同時也引入CHIP2007 年、2008 年、2013年的數(shù)據(jù),探究財政支農(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)分別匯報了財政支農(nóng)支出lnfinance_s對農(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)果顯示財政支農(nóng)支出有助于促進家庭人力資本積累,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)分別匯報了不同類型支出對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)財政支持可以更好地促進家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高,并通過促進其人力資本積累,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,以探究財政支農(nóng)支出對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,財政支農(nóng)支出對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],由此財政支農(nóng)支出通過提高家庭收入對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,以探究財政支農(nóng)支出對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,財政支農(nóng)支出對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,由此財政支農(nóng)支出的收入效應(yīng)對促進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,在加大財政對農(nóng)村居民教育、健康、職業(yè)培訓(xùn)支持力度的同時,也應(yīng)重點關(guān)注農(nóng)村家庭特別是貧困家庭提高人力資本投資意識。

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)劃分標準,將樣本劃分成三個子樣本,分別考察各地區(qū)財政支農(nóng)支出的影響,回歸結(jié)果如表8所示。總體看,相比中西部地區(qū),財政支農(nóng)支出對東部地區(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)果的原因為,東部地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展和市場化程度較高,這使得這些地區(qū)的家庭收入對財政支農(nóng)支出的敏感性較高,由此使得財政支農(nóng)支出對東部地區(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)動態(tài)影響分析

表9匯報了以財政支農(nóng)支出lnfinance_s和lnfinance_c各滯后項對城鄉(xiāng)居民收入差距影響的回歸結(jié)果,總體看,往期財政支農(nóng)支出對城鄉(xiāng)居民收入差距也存在顯著影響。此外,對比不同時期財政支農(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期財政支農(nóng)支出的影響,而且更易受到早期財政支農(nóng)支出的影響。產(chǎn)生上述結(jié)果的解釋為,由于財政支農(nóng)支出的農(nóng)業(yè)收入增長機制在家庭人力資本投資提升方面發(fā)揮著重要作用,而家庭當期人力資本投資決策可能會受到往期家庭農(nóng)業(yè)收入的影響,進而使得較早期的財政支農(nóng)支出促進了隨后家庭各期的人力資本的長期積累,并長期影響城鄉(xiāng)居民收入差距。

表9 動態(tài)影響分析

(五)精準扶貧戰(zhàn)略調(diào)節(jié)影響分析

考慮到精準扶貧戰(zhàn)略自2013年正式提出以來,在提高農(nóng)村家庭特別是貧困家庭收入、幫助其脫貧方面實效突出,本文嘗試對其可能在財政支農(nóng)支出對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距中發(fā)揮的影響進行探究。首先對貧困家庭樣本進行識別 (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),并對其當年獲得特困戶補助等政府補助的家庭定義為精準扶貧家庭,賦值為1,否則賦值為0,由此得到農(nóng)戶是否獲得精準扶貧戰(zhàn)略惠及的虛擬變量poverty,并將該變量引入(14)式進行回歸。此外,將樣本以2013年為界限劃分為戰(zhàn)略實施前、后樣本兩部分分別進行回歸,同時還進一步引入了變量poverty與財政支農(nóng)支出的交互項lnfinance_sx和lnfinance_cx進行探究,回歸結(jié)果如表10所示。

表10 精準扶貧戰(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對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距具有促進作用,同時在引入變量poverty后,其回歸系數(shù)小于財政支農(nóng)支出lnfinance_s和lnfinance_c的回歸系數(shù),這表明財政支農(nóng)支出對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的效果更為顯著。由列 (3)— (6)結(jié)果顯示,財政支農(nóng)支出在戰(zhàn)略實施前對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響更為明顯;同時列 (7)和列 (8)的結(jié)果顯示,變量lnfinance_cx的估計系數(shù)為正。綜上表明,2013年后,財政支農(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扶貧戰(zhàn)略所分擔,且精準扶貧戰(zhàn)略的實施在財政支農(nóng)支出對縮小城鄉(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

基于中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)和中國家庭收入調(diào)查(CHIP)數(shù)據(jù),本文從理論和實證層面上深入分析了財政支農(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)在作用機制。

研究表明,財政支農(nóng)支出對減小城鄉(xiāng)居民收入差距具有重要促進作用。財政支農(nóng)支出對減小城鄉(xiāng)居民收入差距存在著長期動態(tài)影響,有利于從長期促進城鄉(xiāng)居民收入差距減小。財政支農(nóng)支出可以通過促進農(nóng)村人力資本積累,進而影響城鄉(xiāng)居民收入差距。不同類型財政支農(nóng)支出的影響有顯著差異,其中農(nóng)業(yè)支出對農(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,財政支農(nóng)支出對家庭人力資本積累和減小收入差距的促進作用更顯著。在地區(qū)差異上,相比中西部地區(qū),財政支農(nóng)支出對東部地區(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。精準扶貧戰(zhàn)略作為近年來幫扶農(nóng)村增收減貧的重要戰(zhàn)略,其實施對減小城鄉(xiāng)居民收入差距具有重要影響,且其實施也有效促進了財政支農(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)注財政支農(nóng)支出對城鄉(xiāng)居民收入差距的促進作用,在制定財政支農(nóng)政策時,應(yīng)持續(xù)擴大財政支農(nóng)支出的規(guī)模,使財政支農(nóng)支出能夠有效促進農(nóng)村家庭人力資本積累,進而減小家庭的收入差距。同時,在未來較長期的鞏固擴展脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接中,政府在對財政支農(nóng)資金投放 “量”上繼續(xù)維持的情況下,有必要重點考慮資金使用 “質(zhì)”的問題,即通過提高資金使用效率,降低成本,充分發(fā)揮財政支農(nóng)支出的 “撬動作用”和協(xié)同能力,切實保障財政支農(nóng)支出真正惠及農(nóng)村居民。

第二,在制定財政支農(nóng)政策時,也應(yīng)改變財政支農(nóng)政策導(dǎo)向,由 “安農(nóng)支出”“穩(wěn)農(nóng)支出”向推動農(nóng)業(yè)發(fā)展型支出轉(zhuǎn)變。改變財政支農(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,在促進農(nóng)村土地集約利用和高效農(nóng)業(yè)發(fā)展的同時,將農(nóng)村勞動力進一步從土地上解放出來,推動其合理、有序地向非農(nóng)部門流動,并在此過程中激發(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,促進其收入的多元化,并減小其與城市勞動者的收入差距。

第三,應(yīng)積極改革財政制度,不斷加大財政對農(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,尤其是加大對農(nóng)村青年學生等下一代勞動者的人力資本投入,由此促進農(nóng)村人力資本的長期積累,有效推動城鄉(xiāng)居民收入差距的減小,進而促進共同富裕戰(zhàn)略的實現(xiàn)。