乡村治理、社会资本与农村收入差距

罗明忠 魏滨辉

促进共同富裕,最艰巨最繁重的任务仍然在农村,关键是缩小以收入差距为核心的发展差异。近年来,随着农村经济的快速发展,农民可支配收入水平稳步提升,城乡收入相对差距持续缩小,但农村内部收入不平等问题却在逐渐恶化。农村内部不同群体的绝对收入差距持续扩大,相对收入差距也明显高于城镇不同群体间的水平(叶兴庆,2022)。相关统计数据显示(1)数据来源于2001—2021年《中国统计摘要》。,农村居民高收入户与低收入户的倍差从2000年的6.47扩大到2020年的8.23,明显高于城镇居民间6.16的水平。农村内部收入差距的扩大会产生一系列消极影响,如降低健康水平(周广肃等,2014)、挤压消费(刘雯,2018)、引起幸福感下降(申云,贾晋,2016),甚至会造成严重的阶层分化,导致农户再次陷入贫困(刘一伟,汪润泉,2017),可能阻碍我国乡村全面振兴和共同富裕的步伐。因此,缩小农村内部收入差距,形成合理有序的收入分配新格局,已经成为扎实推动共同富裕必须面对的现实问题。

既往针对农村内部收入差距影响因素的研究,主要集中于信贷获得(张宁,张兵,2015;陈思等,2021)、劳动力转移(于福波,张应良,2019)、社会资本(刘倩,2017)、人力资本(高梦滔,姚洋,2006)、创业活动(沈栩航等,2020)等方面。事实上,受制于资源禀赋、地理位置、经济发展等因素,要缩小农村内部收入差距,既要依靠农民自身的努力,更离不开政府的帮扶。新中国成立以来,作为国家基层治理的重要组成部分,乡村治理的具体任务随着乡村内外环境的变化不断调整,但其根本任务是推进农村现代化和农民生活富裕(丁志刚,王杰,2019)。进入新时期,中国农村自治、法治、德治相融合的乡村治理体系以及党、政府、社会组织、村民等多元主体共建共治共享的治理格局,是实现乡村全面振兴以及推动农村共同富裕的关键(徐凤增等,2021)。

政府治理能力对经济的可持续增长起着日益重要的作用。一般而言,较高的政府治理能力能促进经济快速发展(Kaufmann &Kraay,2002;张梁梁,杨俊,2018)。而经济增长又可能通过涓滴效应和扩散效应惠及贫困阶层或弱势群体,推动共同发展和富裕(Dollar &Kraay,2002)。已有研究表明,政府治理是缩小家庭收入差距的积极动力,尤其在缩小家庭的经营性和工资性收入差距方面(高远东等,2021)。而政府治理乏力则会导致贫富差距进一步扩大,这为本文基于农村特殊情境下探究乡村治理改善对农村内部收入差距的影响奠定了基础。作为国家治理的重要组成部分,近年来,学界日益关注乡村治理问题,现有研究主要围绕乡村治理模式、内涵与意义、治理措施等方面展开。就学理而言,有效的乡村治理可以通过发放农业补贴、增加就业岗位、强化公共卫生服务等措施(李聪等,2021),在提高农村居民收入的同时,缩小低收入农户与其他农户之间的收入差距,缓解农村内部收入不平等问题。但是,已有文献较少涉及乡村治理改善与农村内部收入差距二者间关系的逻辑讨论,也未基于微观数据进行严谨的科学验证和事实证明。在中国扎实推进乡村全面振兴与共同富裕的进程中,乡村治理扮演的角色,尤其是对农村内部收入差距缩小的影响及其作用机理,值得深入研究。

本文的边际贡献在于,第一,从乡村治理改善视角研究缩小农村内部收入差距问题,并关注乡村社会资本在其中发挥的作用,为未来缩小农村内部收入差距和促进共同富裕提供新的思路;第二,利用2014—2018年多期中国家庭追踪调查构成的面板数据,探究乡村治理水平与农村内部收入差距间的关系,并运用2SLS、IV-CMP以及双稳健的IPWRA模型较好地解决了内生性问题,使本文结论更加稳健、可靠;第三,从不同地理位置、职业类型以及人力资本等方面探究乡村治理改善对农村内部收入差距影响的异质性特征,对于更加充分发挥乡村治理的“益贫”作用具有重要的决策参考意义。

一、理论分析

(一)乡村治理改善与农村内部收入差距

资源禀赋差异是影响农村收入差距的主要因素(黄祖辉等,2005)。古典经济学收入分配理论表明,单位时间下的个体收入分配通常取决于其拥有的资源禀赋和要素价格。假设资源要素价格由市场决定,那不同群体的差异化资源禀赋将引致收入排序和分配效应,从而导致收入不平等,成为“市场失灵”在收入分配中的表征。一般而言,农村高收入群体资源禀赋丰富,其收入惯性易产生收入不平等的“马太效应”,而农村低收入弱势群体的资源禀赋和生计能力不足,相对收入剥夺和个体收入不平等更严重,容易产生低收入“锁定效应”(陈宏伟,穆月英,2020)。由此,需要通过有效的治理纠正“市场失灵”,以达到追求共同目标和实现共同利益的美好愿景。因为治理的目的就是在各种不同的制度关系中运用权力去引导、控制和规范公民的各种活动,以最大限度地增进公共利益(俞可平,2000:5-7)。乡村治理是国家治理的重要组成部分,完善的乡村治理体系至少可以从以下两方面优化农村资源配置,改善收入分配结构,降低农村内部收入差距。

一方面,乡村治理改善有利于优化资源配置,不断推进“帕累托改进”,实现效益提升。乡村治理改善本身就是发展环境优化的表征,能够起到资源“引流”的作用。其不仅有利于吸引越来越多的优质工商业资本下乡,盘活农村闲置资产,加速村内特色资源的开发与利用(魏滨辉等,2023a);还能通过对村内资源的整合与策略化动员,改善村民对村庄公共权力系统的信任度,降低农村产业发展过程中的信息搜寻和交易谈判成本,从而提高村庄发展集体事业的效率,增强农村低收入群体的创富能力。其基本逻辑在于,由于农业生产经营边际收益低于非农生产边际收益,资源禀赋丰富的农村高收入家庭更倾向于将资源优先配置在非农领域以实现效用最大化,而资源禀赋处于劣势的农村低收入家庭则会因为自身生产经营能力不足,更主动地选择参与由村里集体组织的经济活动,以弥补资源禀赋差距所带来的生产经营效率差距(程名望等,2016)。在这种情况下,农村低收入群体能够更多地享受乡村治理改善所带来的经济发展成果,并从中获得比高收入农户更多的收入,从而在一定程度上减少由资源禀赋差异所导致的农村内部收入差距。

另一方面,乡村治理改善有利于优化乡村社会环境,不断推进乡村管理服务规范化,最大化共同利益。治理就是使人们不断服从正式制度和规则,并认同符合公共利益的非正式制度和规则,最大限度地避免对公共利益的侵犯。乡村治理的基本目标是维护乡村社会的基本公正、促进乡村社会的经济增长以及保障乡村社会的可持续发展(党国英,2008)。在政府不断加大对“三农”支持力度和推进乡村全面振兴的时代背景下,乡村治理改善有助于破解政策执行和落地的“最后一公里”难题,降低惠农支农资源被精英俘获的风险,从而确保政府惠农的政策性补贴和财政资金支持瞄准农村弱势群体和既定目标对象,实现农村公共资源公正合理的分配,防止农村居民的低收入锁定。例如,在完善的乡村治理体系下,政府能够在更大程度上确保农业补贴资金精准流向以农业生产为主的低收入家庭,而主要参与非农就业的高收入家庭则相对受益较少。再加上低收入家庭面临的流动性约束更大,当农业补贴分配给低收入家庭时挤出更少,更有利于促进低收入农户增收,缓解农村收入不平等(Heerink et al.,2006;Jayne et al.,2013)。更为重要的是,乡村治理走向“善治”就是不断压缩“寻租”“自利”和“腐败”的生存空间,让公正和公平的土壤得以持续滋养的过程。现实中,个别代理人即村干部存在自利性,容易忽视弱势农民利益,出现机会主义行为。有了完善的乡村治理体系,就可以通过优化制度设计,推动农村公共事务管理规范化,保证政策性助农惠农资源下乡分配过程中的公平性,改善农村收入不平等状况(闫臻,2015)。综上,提出本文第一个研究假说:

研究假说1:乡村治理水平的提高对缓解农村内部收入差距具有积极作用。

(二)乡村治理缩小农村内部收入差距的重要力量:社会资本

随着家庭本位的回归,非正式制度在乡村社会中逐渐发挥越来越重要的作用(刘守英,熊雪锋,2018)。结合中国农村“乡土社会”的现实情况,必须进一步考虑社会资本在乡村治理缓解农村内部收入不平等中发挥的作用。个体的经济社会活动是围绕其自身社会网络进行的,会受到信任、社会关系、规范等社会资本的影响(Granovette,1985),这在以亲缘、血缘和地缘构成典型关系网络的中国农村尤为明显。社会资本作为一类重要的非正式制度,能够降低政府推动和执行政策规定的交易与实施成本,在政府与民众之间起到润滑剂的作用。因此,社会资本是对正式制度的重要补充与完善,同时也是维护经济长期稳定增长的重要保障(Evans,1996;Doh,2013;马得勇,2013;姜琪,2016)。更为重要的是,社会资本自身具有制度完善效应,能够与政府治理相契合,协同推进治理结构优化,协助政府更好地促进社会经济均衡发展。因此,在中国推进乡村全面振兴和扎实推动共同富裕的进程中,丰富且分布均衡的乡村社会资本将有助于更好地发挥乡村治理缓解农村收入不平等的作用。

所谓社会资本,就是社会组织的特征,诸如信任、网络和规范等,能够通过推动社会协调发展,实现社会效率的提升(Putnam,1993)。其中,社会资本的核心要义是信任与合作,强调集体行动中的相互信任。因此,作为正式制度的补充,乡村社会资本有助于推动资源整合、政策执行和社会规范,实现乡村治理“益贫”作用的最大化。

其一,以信任为核心的社会资本有助于培养村民对乡村的归属感和责任感,推进乡村资源整合。社会资本越丰裕,农户越愿意主动投身乡村治理工作,积极参与公共事务,维持公共服务秩序(帅庆,2011;闫臻,2015)。同时,社会资本在有效激发村民参与乡村治理积极性的基础上,将进一步提高村民对政府以及村民间的信任程度,凝聚乡村社会的共同体意识,有助于提高村庄发展集体事业的效率,增强村庄集体创富能力,进而拓宽村内居民的收入渠道,带动低收入农户增收,缓解收入不平等(李敏,姚顺波,2020)。

其二,社会资本特有的网络关联属性在乡村治理过程中起着润滑剂作用,有助于推进相关政策的执行。乡村治理是运用公共权威管理村庄共同事务,这一过程难免引起部分村民的误解甚至不满,影响正式制度的推行。但是,村民间特有的关系网络和信任能优化乡村治理结构,推动乡村治理多元主体的协同合作,促进农村公共利益和集体目标的实现(张梁梁,杨俊,2018;严燕,朱俊如,2021)。既往事实已经证明,村民的信任与支持水平越高,易地扶贫搬迁、农业补贴等相关政策的执行就越顺利,低收入农村群体受益就会增加,从而有效缩小农村内部的收入差距(杨晶,邓悦,2020;杨丹等,2020)。

其三,社会资本在乡村治理过程中发挥着重要的监督作用,极大地推进了社会规范的落实。规则制定者的寻租甚至腐败行为是导致贫富差距扩大的重要原因。乡村社会资本能够通过广泛的社区参与和监督激励,培育公众的公共责任意识,促进乡村社会治理实质性参与,从而充分保护村民对乡村内部财权和事权的监督知情权(许垚,申鲁菁,2021)。不仅如此,乡村社会蕴藏的丰富社会资本也能促使村干部更加充分考虑不同境况村民的利益,强化村干部的责任意识,改变部分基层干部“无为而治”的治理理念,有力地遏制因管理混乱和寻租腐败而导致收入差距过大的现象(张梁梁,李世强,2021)。既往精准扶贫的经验表明,乡村社会资本在精准识别农村弱势群体、让低收入端人群真正受益、切实发挥乡村治理核心作用等方面意义重大。

总之,乡村善治的实现,不仅需要国家层面的制度供给与资源输入,还有赖于基于社会资本的乡村社会自身秩序生产。而乡村社会资本又能够有效地缓解乡村治理中可能面临的各种难题,进一步增强乡村治理在缩小农村内部收入差距中的作用。由此,提出本文的第二个研究假说:

研究假说2:社会资本在乡村治理与农村内部收入差距缩小之间存在正向调节效应,即社会资本越丰裕,乡村治理改善对农村内部收入差距的缓解作用越大。

二、研究设计

(一)数据来源

本文采用2014年、2016年和2018年三轮中国家庭追踪调查(CFPS)所形成的面板数据进行研究,在剔除了重要指标缺失或异常的样本后,三期样本总量一共为 13 686个农户家庭。

(二)变量选取

被解释变量:农村内部收入差距,基于农户家庭总收入计算所得。已有文献主要是采用基尼系数或回归分解对收入差距进行测度。基尼系数或回归分解测度法只能在整体上反映农村的收入差距,无法在微观上捕捉到农村的收入差距状况,也无法对相关影响机制进行有效分析。因此,本文借鉴Foster等(2010)、单德朋和张永奇(2022)的研究,采用能进一步缩小估计误差的Foster-Greer-Thorbecke(FGT)指数,建立收入距来衡量农村内部收入差距。具体测算公式如下:

核心解释变量:乡村治理水平。根据组织公平理论,农民对政府工作成绩的认可是衡量政府治理效率的重要工具(Easton &Dennis,1965)。鉴于数据可得性,本文借鉴李聪等(2021)、谢婷婷和聂卓(2022)的研究,选用农户对基层政府的评价作为衡量乡村治理水平的代理变量。

控制变量:参考已有研究(于福波,张应良,2019;单德朋,张永奇,2021),并结合CFPS数据的可获得性和完整性,本文选取的控制变量主要包括两类。一类是户主个体特征层面的,主要包括年龄、性别、户口、婚姻状态、健康水平、文化程度、政治身份等;另一类是家庭特征层面的,主要包括家庭规模、土地流转、其他房产、人情支出、政府补贴、个体经营等。此外,本文还对相应年份和省份虚拟变量进行了控制。

(三)描述性统计

由表1可知,不同时期的农村内部收入差距相差不大,并没有呈现出逐年缩小的趋势,表明中国需要在缩小农村内部收入差距上加大努力。不同年份农村居民对基层政府评价分数平均为3.4,表明绝大部分农户对当前乡村治理水平持肯定态度,基本令人满意,但仍然存在较大的提升空间。从个体特征看,户主平均年龄超过50岁,且绝大部分已婚,符合中国农村地区的现实情况,农村地区大部分年轻人都选择外出务工,而中老年人和小孩则留守在农村。户主的平均受教育年限呈现逐年递增的趋势,但平均水平较低,表明当前农村居民的受教育水平还普遍偏低,制约着农民收入提高和农村发展。在样本农户家庭特征中,平均家庭规模呈递减趋势,符合中国家庭规模趋小化的现实。值得注意的是,农户除现有住房外,拥有其他房产的比例呈逐年上升趋势,侧面反映农村生活条件逐步改善。

表1 变量的含义、赋值说明及其描述统计

(四)模型构建

为了考察乡村治理水平对农村内部收入差距的直接影响,本文构建如下计量模型:

Inequalityi,t=β0+β1Govi,t+λi+Yeart+βn∑Xi,t+εi,t

其中,Inequalityi,t为农村内部收入差距,Govi,t为乡村治理水平,∑Xi,t为相关控制变量,λi为个体固定效应,Yeart为时间固定效应,εi,t为随机扰动项。

三、计量结果与分析

(一)基准回归结果

表2报告了面板双向固定效应模型下乡村治理水平对农村内部收入差距的影响,列(1)为没有添加控制变量的回归结果,列(2)为控制全部变量的回归结果。由表2可知,加入不同控制变量后,乡村治理变量的系数保持显著为负,表明基准回归结果具有一定稳定性。具体而言,列(2)模型中,乡村治理变量在5%的水平下显著为负,即乡村治理水平与农村内部收入差距呈显著负相关关系,表明随着乡村治理体系的完善和治理水平的提高,农村内部收入差距逐渐缩小。可见,提升乡村治理水平是增加农村低收入群体收入,进而缩小农村内部收入差距的重要路径。由此,研究假说1得以验证。

表2 基准回归结果

就控制变量而言,户主的社会地位对农村收入差距具有显著负向影响。一般而言,社会地位越高,则意味着拥有更丰富的信息渠道,有利于消除信息不对称,拓宽收入增长渠道,从而抑制内部收入差距的扩大。在家庭特征上,家庭规模也显著负向影响收入不平等。家庭规模大,表明相应的劳动力资源充足,除了有利于自身农业生产经营外,也能增加非农收入,缩小收入差距。与以往研究结论一致,本文研究结果显示,农村家庭的创业活动能够通过增加家庭的非农收入,改善收入不平等状况。同时,土地流转也有助于缩小农村内部收入差距,可能的原因在于,规模化经营有利于提高农业的生产效率,增加农户经营性收入,由此进一步缓解收入不平等问题。

(二)乡村治理对不同类型收入差距的影响

随着工业化、城镇化进程加快,农村家庭收入来源逐渐多样化和差别化,仅探讨乡村治理改善对农村内部总收入差距的影响不够全面。为了进一步剖析乡村治理改善缓解农村收入不平等的原因,下文分别考察乡村治理水平对农村不同类型收入差距的影响,结果如表3所示。在以工资性收入差距为被解释变量时,乡村治理变量系数为负,且通过1%显著性检验,表明乡村治理改善一定程度上缩小了工资性收入差距。列(2)模型表明,在控制相关变量后,乡村治理改善对缩小农户间的经营性收入差距未能通过显著性检验。由列(3)回归结果可知,在控制相关变量后,乡村治理变量系数为负,且通过5%的显著性水平检验,表明乡村治理水平的提高也有利于进一步缩小农户间的转移性收入差距。对于财产性收入差距而言,核心解释变量乡村治理系数为负,但并未通过显著性检验。综上,乡村治理改善主要是通过缩小农村工资性和转移性收入差距来缓解农村内部收入不平等。究其原因,一方面,乡村治理水平的提高优化了政策环境,有利于吸引优质工商资本下乡投资,为农民尤其是低收入群体提供了更多的就业岗位,在提高农户就业水平的同时,增加了工资性收入,由此缩小农户工资性收入差距。另一方面,政府转移支付作为收入二次分配的主要方式,在降低收入不平等、缓解相对贫困方面具有重要作用(解垩,李敏,2020)。乡村治理水平越高,治理体系越完善,政府转移支付的瞄准效率越高,真正有需要的农村居民尤其是低收入人群就越容易分享到相关政策红利,从而降低农村内部转移性收入不平等水平。

表3 乡村治理对不同类型收入差距的影响

(三)乡村治理对不同程度收入差距农户的影响

上述结果印证了乡村治理改善对缩小农村内部收入差距的积极作用,但如果乡村治理改善仅是降低高收入农户的收入不平等状况,就会出现“穷者愈穷、富者愈富”的“马太效应”。为此,下文选取农村内部收入差距25%、50%和75%三个典型分位点,采用无条件固定效应面板分位数回归(UQR),对处于不同程度收入差距的农村家庭进行估计,结果如表4所示。在低收入差距(25%)即高收入农户中,核心解释变量乡村治理的系数虽然为负但并不显著,表明乡村治理改善并未对高收入农户家庭的收入不平等表现出缓解作用,不会导致“强者愈强”现象的出现。更为重要的是,乡村治理变量对50%和75%分位点农村收入差距的负向影响均通过显著性检验,表明乡村治理改善主要是通过提升中低收入农户的收入水平来改善其收入不平等,使得“穷人变富”。此外,为进一步检验乡村治理对收入不平等的抑制作用,下文对不同分位点农村家庭总收入进行回归,发现乡村治理改善确实对中低收入群体收入水平的提升作用更大。提升低收入群体的收入水平和收入韧性,扩大中等收入群体的规模和质量是改善收入分配结构性失衡、实现共同富裕的重要途径之一。上述研究充分表明,乡村治理改善对于中国形成中间大、两头小的橄榄型收入分配结构具有重要现实意义。

表4 乡村治理对不同程度收入差距农户的影响

(四)内生性问题——工具变量模型

乡村治理水平与农村内部收入差距可能存在反向因果关系,导致内生性问题,因此本文参考谢婷婷和聂卓(2022)的研究,采用除农户自身外,县级层面对基层政府治理的平均评价水平作为乡村治理的工具变量,并分别利用2SLS和IV-CMP模型进行内生性检验。一方面,县级层面对基层政府治理的平均评价水平可以较好地反映一个地区的政府综合治理水平,而县级政府治理水平与乡村治理水平紧密相关,符合IV的相关性假设;另一方面,一个地区的政府治理水平并不会直接对单个农户的农村内部收入不平等产生影响,符合IV的外生性假设。

如表5所示,以2SLS模型为例,在第一阶段工具变量的F值为129.64,远大于常规经验值,表明所选取工具变量满足相关性假设,不是弱工具变量,因此使用县级层面政府治理平均评价水平作为当地乡村治理的工具变量是合适的。在第二阶段估计中,使用工具变量进行估计之后,乡村治理变量的系数仍然显著为负,且通过5%的显著性水平检验,即在使用工具变量控制内生性的情况下,乡村治理水平的提高依旧可以减缓农村内部收入不平等。上述结果表明本文的估计结果是稳健可靠的。因此,研究假说1得到进一步验证。

表5 乡村治理对农村内部收入差距的工具变量模型

(五)稳健性检验

1.遗漏变量问题

在基准回归中,本文在充分参考现有关于农村收入差距影响因素文献的基础上,尽可能完备地控制了户主个人特征和家庭特征等可能影响农村内部收入差距的因素。但即便如此,仍难以穷尽全部潜在的影响因素。为进一步确保本文的研究结论不受遗漏变量引致的内生性问题干扰,本部分参考Altonj等(2005)、Nunn和Wantchekon(2011)等研究,使用遗漏变量偏误程度的测度指标来检验本文遗漏变量偏误程度(3)首先进行两组回归,一组仅加入少数控制变量,另一组加入全部控制变量,分别计算两组回归中的关键解释变量的系数βR和βF(R代表包含部分控制变量组,F代表包含全部控制变量组)。其次,将βR和βF代入如下公式:Ratio=|βF/(βR-βF)|,计算出Ratio值。由上述公式可知,βR和βF的差异越小,Ratio值越大,可观测变量对被解释变量的影响就越小,即不可观测变量造成的估计偏误越大。因此,Ratio值越大,表明因遗漏变量造成估计偏误的可能性越小。因为若要改变当前的估计结果,则应在现有模型的基础上纳入更多的遗漏变量,且这些遗漏变量对被解释变量的解释力也须变得越大,而这种可能性随着Ratio值的增大而减小。。一般而言,如果遗漏变量偏误程度的测度指标Ratio值大于1,则说明遗漏变量引致的估计偏误很小,模型的估计结果可靠。由表6可知,三种情形之下计算得到的Ratio值介于2.233～11.124之间,均值为5.827。换言之,若要改善现有的估计结果,那么遗漏变量的影响至少要达到现有控制变量影响的2.233倍,平均则要达到5.827倍,这在现实中存在的可能性并不大(陈卓等,2022)。因此,有理由相信本研究因遗漏变量而造成的内生性偏误可能性很小,本文的回归结果是可信和稳健的。

表6 遗漏变量偏误程度的测度

2.替换被解释变量

上文使用收入距来对农村内部收入差距进行表征,为了更加全面地衡量农村内部收入不平等状况,下文参考Kakwani(1984)“个体相对剥夺”的研究,使用Kakwani指数来衡量农村内部收入差距,充分体现农村家庭层面对不平等程度的感知(魏滨辉等,2023b)。Kakwani指数的计算公式为:

表7给出了使用Kakwani指数衡量农村收入差距,并重新使用面板双向固定效应模型对(1)式进行回归后的估计结果。可见,以农村收入差距为被解释变量,核心解释变量乡村治理系数在5%水平下显著为负,即采取不同方式对农村内部收入差距进行衡量后,乡村治理改善和农村内部收入差距的负相关关系依然显著。同时,针对不同来源的农村收入差距,乡村治理改善对农户工资性收入和转移性收入差距均在1%水平下具有显著负向影响,这与上文计量结果保持一致,再次验证了本文研究结论可靠性。

表7 乡村治理对不同类型收入差距的影响

3.样本自选择偏差

乡村治理与农户内部收入差距之间可能存在自选择的问题,若采用普通模型进行估计可能会导致估计结果出现选择性偏差。因此,在控制农户异质性特征变量的前提下,本文选择可以通过逆概率赋权估计方法来修正样本自选择偏差的双稳健IPWRA模型对乡村治理影响农村内部收入差距的效应进行估计,从而进行稳健性检验。IPWRA模型的估计结果见表8。为了更好地进行对比分析,RA模型与IPW模型的估计结果也一并在表8中给出,只需要这两个模型的其中之一能够被正确设定,即可获得待估参数的一致估计(Wooldridge,2007)。从表8可知,在三种不同估计方法下,乡村治理变量均显著为负,系数大小也大致相同,表明模型被正确设定,获得了一致估计。以IPWRA模型的估计结果为例,乡村治理的估计系数为0.051,且在1%的水平下显著为负,表明在考虑样本自选择问题的基础上,乡村治理改善依旧显著缓解农村内部收入差距,研究假说1得到了进一步验证。此外,IPWRA模型也分别通过了平衡假定和匹配假定检验,表明该模型估计结果是有效的。综上,本文得出的计量结果是可靠的,不存在严重的样本自选择偏差。

表8 乡村治理对农村内部收入差距的IPWRA模型

四、作用机制与异质性分析

(一)社会资本的调节作用检验

参考Berry和Welsh(2010)、周广肃等(2014)等研究,本文将社会资本划分为结构性社会资本和认知性社会资本,分别使用户主政治身份和家庭人情支出作为二者的代理变量,从而更全面地考察乡村社会资本在乡村治理过程中发挥的作用。由表9列(1)模型估计结果可知,无论是结构性社会资本还是认知性社会资本,其系数均在1%水平下显著为负,说明与绝大多研究结论相同,社会资本确实有助于缩小农村内部收入差距。这主要是因为,社会资本作为一种无形资产,能够拓宽农户的信息渠道,降低信息不对称水平,有利于农户挖掘不同增收渠道,改善家庭收入不平等状况。尤其是对于地处偏远贫困山区的农村居民而言,获取信息和资源的途径往往是缺乏的,丰富的社会资本可通过社会关系网络,实现信息和资源共享,降低信息不对称程度,有助于弥补天然劣势,获得更多的经济增收渠道,进而缓解农村居民收入不平等,改善其福利(车四方等,2019)。在列(2)模型中,加入乡村治理与政治身份的交互项后,乡村治理对农户内部收入不平等依旧具有显著负向影响,同时交互项的系数在5%的水平下显著为负,表明结构性社会资本在乡村治理改善缓解农村收入不平等中起到正向调节效应。同样地,在列(3)模型中,乡村治理与人情支出的交互项也在5%水平下显著为负,说明认知性社会资本也有助于强化乡村治理缩小农村内部收入差距的作用。综上,乡村社会资本越丰富,乡村治理对农村内部收入差距的改善作用越大,研究假说2得到验证。社会资本通过人际信任、共同规范、社会网络等方式嵌入乡村日常的治理体系中,推动乡村治理多元主体的协同合作,全面提升乡村治理效能,最大限度地发挥出乡村治理改善缓解农村内部收入不平等的作用。

表9 社会资本的调节作用检验

(二)异质性分析

考虑到区域不平衡、农民分化等现实问题,下文将从农户所处地理位置、职业类型以及人力资本三个维度,运用分组回归方法进一步考察乡村治理改善对农村内部收入差距的异质性影响。

1.区分不同地理位置。增强政策措施的均衡性和可及性是推进共同富裕的重要抓手。根据农户所处地理位置划分为东部、中部和西部地区三个子样本分别进行回归,结果如表10所示。相较于东部地区,乡村治理改善对中部和西部地区农村内部收入不平等的缓解效果更显著。这主要是因为,相较于东部地区,中西部地区的经济发展基础比较薄弱,农村低收入人群数量较多,农村内部收入差距问题更严重;且东部地区的农户收入来源以非农收入为主,家庭收入来源更加丰富和稳定。因此,乡村治理改善对中西部地区缩小农村内部收入差距的作用更明显。

表10 乡村治理改善与农村收入差距:不同地理位置农户的异质性

2.区分不同职业类型。随着城镇化进程的不断推进,农村劳动力不断涌入非农行业就业,使得原来高度同质的农村劳动力整体开始出现分化。由此,扎实推动共同富裕还要关注农村劳动力发展不平衡不充分问题,即农民分化问题,尤其是以职业差异为主的水平分化(贺雪峰,2018)。对于不同职业类型的农户,乡村治理改善对其内部收入差距的作用可能也存在差异。为此,根据家庭农业收入占比情况,将农户研究样本划分为纯农型、兼业型和非农型三个子样本。由表11可知,核心解释变量乡村治理系数仅在非农型农户样本中显著为负,表明乡村治理改善对农村收入不平等的缓解效应,在非农型农村家庭中更明显,这一结果与上文中乡村治理有效缓解工资性收入差距的结论具有一致性。乡村治理水平的提高为工商资本下乡创造了良好的氛围,大量社会资本的涌入能够为当地农村居民提供更多就近就地参与非农就业的机会,部分弱势群体的就业需求也能够得到相应的满足,从而有效提升弱势农村家庭的工资性收入水平。因此,乡村治理水平提升对非农型农户收入差距的改善作用更明显。

表11 乡村治理改善与农村收入差距:不同职业类型农户的异质性

3.区分不同人力资本。教育是低收入群体向上跨越的“助推器”,与教育水平密切相关的人力资本更是嵌入农村居民家庭资源禀赋中的有价资源(程名望等,2014),是提高收入水平、改善家庭经济状况的重要因素。人力资本的差异会导致农户获取外源资本的能力不同,进而导致收入差距扩大,影响共同富裕的实现。下文根据户主受教育年限将农户分为高、中、低人力资本三组。由表12回归结果可知,相比于中低人力资本农户,乡村治理改善更有利于缓解高人力资本水平农村家庭的内部收入差距。究其原因,一方面,教育程度较高的家庭更有能力配合村委会的相关工作,对政府相关扶持政策理解更到位,更善于利用相关政策支持,挖掘并获取制度红利;另一方面,人力资本体现着对资源的配置能力,对居民的创收能力有着重要的影响。高人力资本水平家庭自身能力较强,能够依靠自身能力去改善家庭收入条件,拓宽多元化收入渠道,缩小收入差距。

表12 乡村治理改善与农村收入差距:不同人力资本农户的异质性

五、结论与启示

提升乡村治理水平是缩小农村内部收入差距和实现农村共同富裕的重要途径。本文利用2014—2018年多期中国家庭追踪调查构成的面板数据,探究乡村治理改善对农户内部收入差距的影响,并运用2SLS、IV-CMP以及双稳健的IPWRA模型较好地克服内生性问题,为理解农村内部收入差距的外部影响因素提供新视角。研究发现:(1)乡村治理水平与农村内部收入差距呈显著的负相关关系,即随着乡村治理水平提高,农村内部收入不平等问题得到有效缓解。(2)从不同收入来源来看,乡村治理改善显著缩小了农村工资性和转移性收入差距,对经营性和财产性收入差距的影响则未通过显著性检验;同时,乡村治理改善还有助于农户群体“提低扩中”。具体表现在,更有利于提升中低收入农户的收入水平,继而扩大中等收入群体规模。(3)社会资本的嵌入能够提高乡村治理效能,即结构性社会资本和认知性社会资本在乡村治理与农户收入差距之间存在正向调节效应。(4)乡村治理改善对农村内部收入差距的影响存在异质性,表现为乡村治理改善在中西部地区、非农型以及高人力资本家庭中更能发挥其益贫性作用。

本文的研究结论为理解乡村治理改善赋能农村共同富裕提供了理论支持和经验证据,可得到三点启示。第一,应充分意识到加快推进乡村治理体系与治理能力现代化,是实现乡村全面振兴和推动农村共同富裕的有力支撑和必然选择。必须坚持自治、法治、德治相结合,提高乡村居民的自治能力,充分调动乡村治理主体的积极性,建立良好的群众参与机制,健全多方参与的治理平台,创新构建多元共治格局,切实提升乡村治理效能。第二,激活社会资本在乡村善治中的关键性作用。多渠道多样化建立农村社会活动交流平台,畅通社会交往的渠道,以降低农户社会交往成本,为营造良好乡村氛围和培育乡村社会资本奠定基础。同时,注重发挥乡规民约和传统文化的宣传作用,培育良好社会风尚和灌输共同富裕理念,尤其要特别关注低收入群体的社会资本构建情况,使其尽快融入当地的社会生活,打造善治之基。第三,实现乡村全面振兴和推进农村共同富裕,既要依靠政府加大对低收入群体的扶持力度,促进农业剩余劳动力非农转移就业,更应注重多渠道提升农村人力资本水平,阻断低人力资本及“贫困”的代际传递。应着力加大高素质农民尤其是中西部偏远地区农民的培训力度,积极推进正规教育、技能培训和专业技术指导等,增强农村的内生发展动力,激发农村发展活力,有力推动农村的持续稳定发展。