華詠春

摘要：基于我國省級面板數(shù)據(jù)，采用固定效應(yīng)模型和修正模型研究了財政農(nóng)業(yè)支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響。結(jié)果顯示，在東西部地區(qū)，增加財政農(nóng)業(yè)支出可以縮小城鄉(xiāng)收入差距，而整體和中部地區(qū)則相反。政府應(yīng)結(jié)合當(dāng)?shù)貙嶋H，合理安排財政農(nóng)業(yè)支出，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，同時也要順應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律，切實履行財政政策的收入分配職能，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距，促進居民收入的公平性。

關(guān)鍵詞：財政農(nóng)業(yè)支出;城鄉(xiāng)收入差距;固定效應(yīng)

一、引言

改革開放以來，我國進入了飛速發(fā)展階段，2019年國內(nèi)生產(chǎn)總值為990865億元，躍居世界前列。但經(jīng)濟高速發(fā)展的同時，居民收入分配問題愈加凸顯。根據(jù)歷年基尼系數(shù)，我國存在著收入差距過大的問題。1990年開始我國基尼系數(shù)一直處于上升狀態(tài)，到了1994年基尼系數(shù)接連下降，但仍接近0.4，而1997年到2008年，基尼系數(shù)一直上升至0.491，2008年以后雖然有所下降并基本呈現(xiàn)平穩(wěn)，但仍大于0.4，超過了國際警戒線。根據(jù)2018年及以后趨勢，目前我國財富分配非常不均，并有跨入收入差距懸殊行列，即基尼系數(shù)超過0.5的危險。

由此看來，居民收入分配不均是極其嚴(yán)重的，其中承擔(dān)最重要角色、對居民收入分配影響最大的因素的是城鄉(xiāng)收入差距。改革開放之前，我國是一個收入均等化程度極高的國家。但改革開放以后，隨著工業(yè)化、城市化的提高，城鄉(xiāng)之間的收入差距越來越大，城市反哺農(nóng)村的效果并不明顯。

收入差距的大小關(guān)系著一國社會穩(wěn)定與經(jīng)濟健康發(fā)展。城鄉(xiāng)收入差距過大直至失衡，不利于社會和諧與未來經(jīng)濟發(fā)展。隨著農(nóng)村居民收入來源的日趨多元化，目前農(nóng)民增收的影響因素也日漸復(fù)雜。其中， 財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)村居民收入的影響成為理論界關(guān)注的熱點，而各級政府也將增加財政農(nóng)業(yè)支出作為促進農(nóng)民增收的重要舉措。直觀地看，國家財政農(nóng)業(yè)支出由1978年的150.66億元增至2018年的20493.29億元，農(nóng)村人均純收入也由1978年的133.6元增至2018年的14617元，兩者呈現(xiàn)同向變動關(guān)系，許多實證文獻也支持了這種關(guān)系。但農(nóng)村居民人均純收入雖有所增加，城鄉(xiāng)收入之間的差距并未有所緩解，甚至隨著經(jīng)濟的發(fā)展而越發(fā)擴大。1998年至2018年，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入一直在上升，并在2005年首次突破萬元，達到了10493元，直至2018年人均已有39251元。同時隨著經(jīng)濟的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入平均上升速度較快，為10.4%。而農(nóng)村居民人均純收入的平均增長速率雖然為10.1%，與城鎮(zhèn)增長速率相差無幾，并且近年來也一直處于上升趨勢，但是直至2018年，人均純收入僅為14617元，相當(dāng)于城鎮(zhèn)居民在2007年的水平，與同年城鎮(zhèn)人均可支配收入相比少了24633.8元，落后了城鎮(zhèn)11年的收入水平。對于城鄉(xiāng)收入差距而言，1998年至2018年，我國城鄉(xiāng)收入差距一直呈上升趨勢，平均增長速率為10.7%，高于城鎮(zhèn)與農(nóng)村人均收入的增長速率，但財政農(nóng)業(yè)支出的增加并沒有緩解城鄉(xiāng)收入差距。

陸銘和陳釗（2004）也表明，財政農(nóng)業(yè)支出的增長從理論上有利于農(nóng)業(yè)發(fā)展、促進農(nóng)民增收，據(jù)此可以推斷農(nóng)業(yè)支出在財政支出中的比重越高， 城鄉(xiāng)收入差距就越小。但財政農(nóng)業(yè)支出總額不斷增加的同時，城鄉(xiāng)收入差距不但未能縮小，反而呈現(xiàn)進一步擴大之勢，“財政農(nóng)業(yè)支出增加→農(nóng)村居民收入增長→城鄉(xiāng)居民收入差距縮小”的邏輯并未得到現(xiàn)實的的支持。因此財政農(nóng)業(yè)支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響仍不能下定論。

二、文獻綜述

目前國內(nèi)學(xué)者關(guān)于財政農(nóng)業(yè)支出對城鄉(xiāng)收入差距影響的文獻不是很多，而且結(jié)果也分為兩種。

一類學(xué)者認(rèn)為財政農(nóng)業(yè)支出的增加能減輕城鄉(xiāng)收入差距。彭鍛煉（2007）從實證角度上通過研究1985～2004年相關(guān)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，財政農(nóng)業(yè)支出的增加對于縮小城鄉(xiāng)收入差距有著顯著影響。張科舉、楊歡（2009）利用我國1978～2006年數(shù)據(jù)，采用誤差修正模型，從國家財政農(nóng)業(yè)支出總量和支出結(jié)構(gòu)兩方面對收入差距的實際作用做出了分析。結(jié)果表明，國家財政農(nóng)業(yè)支出和支出結(jié)構(gòu)對中國城鄉(xiāng)收入差距的減小有著重要作用。陳安平、杜金沛（2010）采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和系統(tǒng)廣義矩發(fā)現(xiàn)，只有傾向于農(nóng)業(yè)和科教文衛(wèi)的支出才能有效縮小城鄉(xiāng)收入差距。湯文華和王崢等（2016）對我國1980～2013 年的時間序列數(shù)據(jù)做了實證檢驗。結(jié)論顯示，無論是從短期還是長期，財政農(nóng)業(yè)支出都有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，因此當(dāng)前應(yīng)進一步通過提高財政農(nóng)業(yè)支出規(guī)模并提高財政支農(nóng)資金使用效率來縮小城鄉(xiāng)收入差距。

但也有學(xué)者做出了相反的結(jié)論。陶然、劉明興（2007）認(rèn)為，財政農(nóng)業(yè)扶持的上升對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的影響在統(tǒng)計上并不明顯。張繼良、徐榮華等（2009）通過研究江蘇地級市的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)財政農(nóng)業(yè)投入對于城鄉(xiāng)收入差距反而具有擴大作用。陳麗華（2010）基于1978～2006年統(tǒng)計數(shù)據(jù)實證分析表明，財政農(nóng)業(yè)支出對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距有著負(fù)面效應(yīng)。王藝明、蔡翔（2010）對我國東、中、西三部分的省級面板數(shù)據(jù)構(gòu)建了計量模型，實證考察了財政支出結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)收入差距的影響。結(jié)果表明，財政農(nóng)業(yè)支出擴大了城鄉(xiāng)收入差距。何偉軍和楊秋霞等（2015）采用1978～2006年的國家數(shù)據(jù)，通過格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等方法，得出財政農(nóng)業(yè)支出在短期內(nèi)可以有效縮小城鄉(xiāng)收入差距，但長期來看效果不明顯。

由此可見，財政農(nóng)業(yè)支出與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系仍然值得商榷?；谝陨涎芯康膯l(fā)，本文使用1998～2018年我國31個省的省級面板數(shù)據(jù)對財政農(nóng)業(yè)支出和城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系進行實證檢驗分析并提出相關(guān)對策。

三、實證分析

（一）計量模型與變量說明

根據(jù)研究目的，本文擬采用如下計量模型：

gurrit=β0+β1agrrit+β2lngdprit+β3lngdprit2+β4fesit+μit+εit

其中，被解釋變量 gurr代表城鄉(xiāng)收入不均衡程度，即城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入之間的比值，比值越大，說明城鄉(xiāng)收入之間的差距越大;反之則越小。而在解釋變量中，agrr為財政農(nóng)業(yè)支出與財政支出總和的比值， 是衡量政府對農(nóng)業(yè)支持程度的重要標(biāo)準(zhǔn)，反映了財政對農(nóng)業(yè)的重視與支持力度。該比值越大表明財政對農(nóng)業(yè)的支持程度越大，反之則力度越小。lngdp為人均 GDP 的對數(shù)，代表著該地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平。lngdp2為lngdp的平方項，是根據(jù)庫茲涅茲的收入倒“U”型假說建立的。庫茲涅茲認(rèn)為經(jīng)濟的發(fā)展與收入分配之間具有相關(guān)性。收入差距在經(jīng)濟發(fā)展早期隨經(jīng)濟增長而增大，而當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展到一定階段或充分發(fā)展之后，收入分配的差距將趨于合理。fes為財政自給率，是財政支出與財政收入的比值，代表著該地區(qū)政府對財政的收支能力。其比值大于1，表明財政出現(xiàn)赤字，反之則盈余。這一比率體現(xiàn)了公共財政的收入分配職能。ε為隨個體和時間而改變的擾動項，μ表示個體異質(zhì)性的截距項。下標(biāo)i、t表示第i個省份和第t年。

（二）數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用1998～2018年的數(shù)據(jù)，來源于1999～2019年的我國各省份的統(tǒng)計年鑒與《中國統(tǒng)計年鑒》，同時由于財政支農(nóng)數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑發(fā)生變化，其中1998～2002年的財政農(nóng)業(yè)支出為支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出和農(nóng)林水利氣象等部門的事業(yè)費支出三者之和，2003～2006年的為農(nóng)業(yè)支出、林業(yè)支出和農(nóng)林水利氣象等部門的事業(yè)費支出三者之和，2007～2018年的財政農(nóng)業(yè)支出為農(nóng)林水事務(wù)支出。使用軟件為 StataSE 15。

所選取主要經(jīng)濟變量統(tǒng)計指標(biāo)見表 1。

（三）實證檢驗

在進行檢驗前，首先需要對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗以檢測面板序列是否存在偽回歸現(xiàn)象。因此，采用IPS單位根檢驗方法。結(jié)果顯示，所有解釋變量一階差分值的伴隨概率小于0.05，拒絕原假設(shè)，具有平穩(wěn)性，各變量為 I（1）序列。同時進行協(xié)整檢驗。根據(jù)Pedroni檢驗，伴隨概率皆小于0.05，方程存在協(xié)整關(guān)系。其次需要對模型在混合效應(yīng)與固定效應(yīng)、固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)之間進行選擇。根據(jù)F檢驗，伴隨概率為0.0000，因此拒絕原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)，同時根據(jù)Hausman檢驗，伴隨概率為0.0000，小于0.1，選擇固定效應(yīng)。然后對變量進行相關(guān)性檢驗。若伴隨概率接近于0，則變量具有相關(guān)性。根據(jù)檢驗結(jié)果，變量具有相關(guān)性、組間同期截面相關(guān)性與異方差。因此，對方程進行了修正，修正結(jié)果見表2，其中括號中為伴隨概率。

表2為整體水平與東、中、西部修正后的回歸結(jié)果，對結(jié)果進行如下分析：

1. 對于整體，財政農(nóng)業(yè)支出比的系數(shù)為正，表明財政農(nóng)業(yè)支出的增加對于城鄉(xiāng)收入差距有正向影響。財政農(nóng)業(yè)支出的增加會使城鄉(xiāng)收入差距增大，并且在顯著性水平上顯著成立。財政農(nóng)業(yè)支出增加1%，城鄉(xiāng)收入差距擴大0.0449%。而lngdp的系數(shù)為負(fù)，表明經(jīng)濟發(fā)展水平越高，城鄉(xiāng)收入差距越小。lngdp2的系數(shù)為負(fù)，能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距，表明我國經(jīng)濟仍在發(fā)展階段。財政自給率的系數(shù)為正，表明財政支出與財政收入的比值越大，城鄉(xiāng)收入差距越大，因此為縮小城鄉(xiāng)收入差距，財政收支不宜相差較大。

2. 對于東部地區(qū)，財政農(nóng)業(yè)支出的系數(shù)為負(fù)，表明了財政農(nóng)業(yè)支出的增加會縮小城鄉(xiāng)收入差距，但在顯著性水平上不顯著。lngdp的系數(shù)為正，lngdp2的系數(shù)為負(fù)，這與庫茲涅茲的收入倒“U”型假說相符，城鄉(xiāng)收入差距在經(jīng)濟發(fā)展初期增大，當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展到一定階段以后會逐漸縮小。而財政自給率的系數(shù)為負(fù)，表明財政收支的比值越大，城鄉(xiāng)收入差距越小，即財政自給率增加1%，城鄉(xiāng)收入差距縮小0.07%。

3. 對于中部地區(qū)，財政農(nóng)業(yè)支出比的系數(shù)為正，表明財政農(nóng)業(yè)支出的增加會增大城鄉(xiāng)收入差距，并且在顯著性水平上顯著成立。財政農(nóng)業(yè)支出增加1%，城鄉(xiāng)收入差距擴大0.36%。而lngdp的系數(shù)為正，lngdp2的系數(shù)為負(fù)，符合庫茲涅茲的假說。財政自給率的系數(shù)為正，與整體一樣，為縮小城鄉(xiāng)收入差距，應(yīng)注重財政收支比率。

4. 對于西部地區(qū)，財政農(nóng)業(yè)支出在顯著性水平上十分顯著，財政農(nóng)業(yè)支出增加1%，城鄉(xiāng)收入差距縮小0.158%，符合“財政農(nóng)業(yè)支出增加→城鄉(xiāng)居民收入差距縮小”的邏輯。lngdp的系數(shù)為正，lngdp2的系數(shù)為負(fù)，符合庫茲涅茲假說。而財政自給率的系數(shù)為正，對城鄉(xiāng)收入差距有正向影響。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

1. 對財政農(nóng)業(yè)支出與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系而言，我國整體與中部地區(qū)財政農(nóng)業(yè)支出的增加會擴大城鄉(xiāng)收入差距，不利于居民收入分配的公平性;而東部、西部地區(qū)則相反，財政農(nóng)業(yè)支出的增加反而會縮小城鄉(xiāng)收入之間的差距，有利于促進居民收入分配的公平性。

2. 對于經(jīng)濟發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距，我國整體的經(jīng)濟發(fā)展水平對于城鄉(xiāng)收入差距而言具有促進作用，并且經(jīng)濟發(fā)展水平仍處于初期階段。而東、中、西部則相反。

3. 就財政自給率與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系，我國整體、西部和中部地區(qū)的財政自給率和城鄉(xiāng)收入差距是正相關(guān)性關(guān)系，即財政盈余更有利于居民收入分配的公平。而東部地區(qū)相反，財政赤字率越大則越有利于分配的公平性。

（二）建議

1. 按照本區(qū)域?qū)嶋H情況，合理安排財政農(nóng)業(yè)支出數(shù)量。分析表明，財政農(nóng)業(yè)支出的增加會促進東西部地區(qū)的居民收入分配公平，但對于中部地區(qū)則相反，說明東西部地區(qū)的財政農(nóng)業(yè)投入目前仍有缺乏。因此，各級政府應(yīng)該增加?xùn)|西部地區(qū)的財政農(nóng)業(yè)投入，中央政府也應(yīng)適當(dāng)增加對東西部地區(qū)的財政轉(zhuǎn)移支付，以提高東西部地區(qū)的收入分配公平。

2. 扭轉(zhuǎn)城市偏向，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展。城鄉(xiāng)收入分配差距的增加不乏有財政農(nóng)業(yè)支出不足因素，但也存在著過于偏向城鎮(zhèn)的原因。各級政府面對城鄉(xiāng)收入差距的問題應(yīng)該更加審慎，切實注重統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，在更加注意農(nóng)業(yè)投入的同時扭轉(zhuǎn)城鎮(zhèn)偏向政策，促進城鄉(xiāng)協(xié)同發(fā)展。

3. 政府應(yīng)順應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律?？s小城鄉(xiāng)收入差距不但要合理掌握財政農(nóng)業(yè)的支持力度，還應(yīng)通過加強創(chuàng)新與人才培養(yǎng)等方法促進我國經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展。

4. 注重財政收支力度，切實履行財政收入分配職能。財政政策作為一種政策手段，具有其他政策不能達到的效果與效率。據(jù)本文分析，東部地區(qū)的財政自給率會縮小城鄉(xiāng)收入差距，而整體與中西部地區(qū)則相反。因此，各地區(qū)應(yīng)當(dāng)按照本地區(qū)實際情況，具體問題具體分析，合理制定財政收支的數(shù)量，不僅要保證“效率”，更要促進“公平”，進一步加深財政政策對收入分配的調(diào)控作用，實現(xiàn)社會公平發(fā)展。

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（作者單位： 蘭州財經(jīng)大學(xué)）