財政支農(nóng)支出和產(chǎn)業(yè)發(fā)展對農(nóng)民收入的影響

江克忠，王德高

(1.上海財經(jīng)大學公共經(jīng)濟與管理學院，上海 200433;2.武漢大學經(jīng)濟與管理學院，湖北武漢 430072)

三農(nóng)問題一直是我國社會和經(jīng)濟發(fā)展的瓶頸，而農(nóng)民增收問題一直被認為是制約三農(nóng)問題解決的根源。對農(nóng)民增收的困難問題，眾多學者從不同角度提供了解釋:林毅夫?qū)⒅萍s農(nóng)民收入增長的因素歸結(jié)為農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的滯后，認為加強農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和科技創(chuàng)新是增加農(nóng)民收入的重要途徑［1］;周其仁認為影響產(chǎn)權(quán)界定明晰的一系列制度因素是阻礙農(nóng)民收入增長的基本因素，因此增加農(nóng)民收入應從產(chǎn)權(quán)明晰入手［2］;喻平認為，農(nóng)民工資性收入是增加農(nóng)民收入的主要因素，而這需要轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等制度的支撐，農(nóng)民收入增長與經(jīng)濟市場化改革不匹配也大多基于此［3］;陶然等認為農(nóng)村收入差距的擴大以及農(nóng)村稅費征收比率的累退性是農(nóng)村稅費問題日益嚴重的關(guān)鍵，由此可以解釋農(nóng)村稅費改革的相對失效以及農(nóng)民收入增長的困境［4］。陶勇結(jié)合我國財政支農(nóng)支出和產(chǎn)業(yè)發(fā)展對農(nóng)民收入增長進行過細致的研究，認為財政應該加大對農(nóng)村公共產(chǎn)品的投入力度，同時支持農(nóng)業(yè)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的調(diào)整，扶持鄉(xiāng)鎮(zhèn)中小企業(yè)的發(fā)展，才能切實增加農(nóng)民的收入［5］;沈坤榮和張璟認為國家財政的農(nóng)村支出對農(nóng)民收入增長起到了一定的促進作用，但由于公共支出的管理、運用效率低下，其作用在統(tǒng)計上并不十分顯著;從支出結(jié)構(gòu)看，與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)直接相關(guān)的生產(chǎn)性支出和基本建設(shè)支出占比過高，而農(nóng)業(yè)科研和社會福利等方面的支出過低，從而在增加農(nóng)民收入上的效果不明顯［6］;杜玉紅和黃小舟對我國財政支持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出、農(nóng)村水利氣象支出等各項支農(nóng)支出對農(nóng)民收入的影響進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)財政農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和救濟支出有利于增加農(nóng)民收入，而財政農(nóng)村基本建設(shè)支出對農(nóng)民收入有抑制作用［7］。

筆者在借鑒前人研究成果的基礎(chǔ)上，結(jié)合我國產(chǎn)業(yè)發(fā)展和財政支農(nóng)支出研究農(nóng)民收入增長問題。研究方法與沈坤榮等的研究方法相類似，采用時間序列的協(xié)整檢驗和誤差修正模型的分析方法，目的是為了防止偽回歸問題的出現(xiàn);李建軍也用時間序列的協(xié)整分析方法研究了我國財政支出與農(nóng)民收入的關(guān)系［8］。

1 農(nóng)民收入、產(chǎn)業(yè)發(fā)展和財政支農(nóng)支出的變化

1.1 農(nóng)民收入總量和結(jié)構(gòu)分析

改革開放以來，我國農(nóng)民人均純收入總量和收入構(gòu)成［9］都發(fā)生很大變化。其中，農(nóng)民收入從1978年的133.6元增加到2008年的4760.6元，年平均增長12.89%;增長速度波動很大，1997年以前平均增長速度為16.20%，1997年后平均增長速度為7.93%，總體處于下降趨勢;在農(nóng)民收入來源中，1993年后家庭經(jīng)營收入占農(nóng)民收入的平均比例為63.10%，總體呈下降趨勢，由1993年的73.62%下降到2008年的51.16%;1993年后工資性收入占農(nóng)民收入比例平均為30.42%，處于不斷上升趨勢。但是考察不同來源收入增長對農(nóng)民收入增長的貢獻發(fā)現(xiàn)，1993年后家庭經(jīng)營收入增長對農(nóng)民收入增長的貢獻率只占到31.73%，工資性收入增長對農(nóng)民收入增長的貢獻率達到58.78%。我國農(nóng)民收入總量總體不斷上升，但是增長速度乏力;收入中來源于農(nóng)業(yè)(第一產(chǎn)業(yè))的家庭經(jīng)營收入比例不斷降低，對農(nóng)民收入增長的貢獻也不斷降低;來源于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)(第二、三產(chǎn)業(yè))的工資性收入比例不斷升高，對農(nóng)民收入增長的貢獻也逐漸增強。

1.2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展分析

隨著我國經(jīng)濟體制改革的不斷深入，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也不斷地發(fā)生調(diào)整，從1978年到2008年，農(nóng)業(yè)的年平均增長速度為12.68%;非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的年平均增長速度為16.95%;同時，農(nóng)業(yè)增加值占GDP的比例年均為21.73%，總體呈不斷下降趨勢，由1978年的28.19%下降到2008年的11.31%;非農(nóng)產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比例年均為78.27%;總體呈不斷上升趨勢，由1978年的71.81%上升到2008年的88.89%。非農(nóng)產(chǎn)業(yè)在發(fā)展的過程中吸納了大量的農(nóng)村剩余勞動力，我國農(nóng)業(yè)從業(yè)人員占社會從業(yè)人員的比例由1983年的67.1%下降到2006年的42.6%，農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動力占社會從業(yè)人員的比例由1983年的6.5%上升到2005年的26.9%。

1.3 財政支農(nóng)支出分析

我國財政支農(nóng)支出主要包括農(nóng)林水利和氣象支出、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技3項費用和農(nóng)村救濟費。支出總量從1978年的150.66億元增加到2008年的5955.5億元，年平均增長速度為14.04%，增速小于國家財政收入增長速度(14.50%)和財政支出增長速度(14.60%)，沒有達到《農(nóng)業(yè)法》規(guī)定的國家財政每年對農(nóng)業(yè)總投入的增長幅度應當高于國家財政經(jīng)常性收入的增長幅度的要求。財政支農(nóng)支出占財政總支出的比例呈下降的趨勢，從1978年的13.43%下降到2006年的7.85%;從1978年到2006年的財政支農(nóng)支出中，基本建設(shè)支出年平均只占25.23%，而且一直呈下降趨勢，1978年占33.94%，2006年占15.89%;而支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出和各項事業(yè)費年平均占67.1%，1978年占51.08%，2006年占68.12%;農(nóng)業(yè)科技3項費用和農(nóng)村救濟費及其他支出年平均只占7.64%。我國財政支農(nóng)支出總量和結(jié)構(gòu)相對于我國農(nóng)村的廣大區(qū)域和人口，財政支農(nóng)支出總量是不足的，支出結(jié)構(gòu)也有待改善。

2 實證研究

筆者選用Eviews6.0軟件進行計量分析，數(shù)據(jù)來源于我國1978～2008年中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(http://db.cei.gov.cn/)和《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》。由于財政支農(nóng)支出很難找到一個合理的指數(shù)對其進行平減，因此這4個變量都取名義值，這不會影響筆者得出的結(jié)論。農(nóng)民收入sr為農(nóng)村居民人均純收入;農(nóng)業(yè)的發(fā)展用第一產(chǎn)業(yè)增加值衡量，用dycy表示;非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展用第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和衡量，用escy表示;財政支農(nóng)支出用czzn表示。為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，對這4個變量分別取對數(shù)得到ln sr、ln dycy、ln escy和ln czzn，作為筆者的分析變量。

2.1 變量序列的平穩(wěn)性檢驗

對于非平穩(wěn)時間序列，時間序列的數(shù)字特征是隨著時間的變化而變化的，難以通過序列已知的信息去掌握時間序列整體上的隨機性;如果直接使用非平穩(wěn)的時間序列進行計量分析，在作統(tǒng)計推斷時，參數(shù)統(tǒng)計量的分布不再是原來的標準分布，并且所作的回歸也是一種毫無意義的偽回歸，這種回歸關(guān)系不能夠真實地反映因變量與解釋變量之間存在的均衡關(guān)系。表1顯示了采用ADF(augmented dickey-fuller)方法對變量序列的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果，表明這4個變量都是一階單整時間序列，可以進行協(xié)整分析。

2.2 協(xié)整關(guān)系檢驗和向量誤差模型

筆者使用由JOHANSEN和JUSELIUS提出的在VAR模型下使用極大似然估計的方法來檢驗各經(jīng)濟變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系。由于JOHANSEN協(xié)整檢驗對滯后期非常敏感，因此首先需要確定模型的滯后階數(shù)，如表2所示;根據(jù)無約束VAR模型確定VAR模型和協(xié)整模型的滯后階數(shù)，協(xié)整模型滯后階數(shù)等于VAR模型滯后階數(shù)減1。選擇協(xié)整項包含截距項，不包含時間趨勢項的協(xié)整模型。

表1 變量序列的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

表2 VAR模型滯后階數(shù)

由表2的檢驗結(jié)果可以確定，變量 ln sr、ln dycy、ln escy和ln czzn之間的關(guān)系建立VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2，因此它們之間的協(xié)整關(guān)系，滯后階數(shù)選擇1。

同時，采用跡統(tǒng)計量和最大特征根統(tǒng)計量來檢驗3個變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系，變量的協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果如表3所示。

從表3可以看出，跡統(tǒng)計量和最大特征根統(tǒng)計量均在5%的顯著性水平上拒絕了協(xié)整個數(shù)為0的原假設(shè)，說明這3個變量之間存在協(xié)整關(guān)系，經(jīng)標準化的協(xié)整方程為:

表3 變量的協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果

令協(xié)整方程的殘差項為ecmt，對其進行單位根檢驗，采用無趨勢項、無截距項和利用AIC準則選擇1階滯后，得如下結(jié)果:ADF統(tǒng)計值為-2.596942，而1%、5%、10%顯著性水平下ADF臨界值分別等于 -2.647120、-1.952910、-1.610011，則說明殘差序列在5%顯著性水平下是平穩(wěn)序列，不存在單位根，并且取值是在0上下波動的;而且，方括號內(nèi)的系數(shù)t統(tǒng)計量值經(jīng)檢驗是顯著的。

根據(jù)以上研究可知:長期來說，這4個變量之間存在穩(wěn)定均衡關(guān)系;其中，農(nóng)民收入與農(nóng)業(yè)發(fā)展和財政支農(nóng)支出負相關(guān)，與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展正相關(guān)。

在協(xié)整方程的基礎(chǔ)上建立VECM可得到以下結(jié)果:

從短期各變量的變動來看:滯后1期的ln sr、ln dycy、ln escy和ln czzn對當期ln sr都有正向效應;從偏離長期均衡的影響來看，誤差修正項的系數(shù)為-0.205738，符合對均衡偏離的反向修正原則，校正上一期非均衡的速度為20.6%。

同時，對VECM的估計結(jié)果進行變量的塊外生性檢驗，即檢驗短期內(nèi)各變量的波動是否為ln sr波動的格蘭杰原因。檢驗結(jié)果表明，短期內(nèi)ln dycy、ln escy和ln czzn的波動以及它們的聯(lián)合波動對ln sr變化的影響都不顯著，如表4所示。

表4 VECM塊外生性檢驗結(jié)果

協(xié)整模型有4個內(nèi)生變量，最大滯后階數(shù)為2，因此VECM共有4×2=8個根，而估計VECM有1個協(xié)整關(guān)系，從理論上應該有4-1=3個根的模為1;由VECM穩(wěn)定性檢驗結(jié)果(表5)可知，有3個根為1，落在單位圓上，其他的均在單位圓內(nèi)，因此VECM的穩(wěn)定性條件得以滿足，由此可見，所估計的VECM的效果還是比較好的。

表5 VECM穩(wěn)定性檢驗

2.3 脈沖響應函數(shù)分析

脈沖響應函數(shù)能夠刻畫一個變量的隨機誤差項的沖擊對每個內(nèi)生變量當期及以后各期的影響，傳統(tǒng)的VAR模型的動態(tài)分析一般采用正交脈沖響應函數(shù)來實現(xiàn)，常用的正交化方法是Cholesky分解，但是其結(jié)果嚴格依賴于模型中變量的次序，筆者采用由KOOP等提出的廣義脈沖響應函數(shù)克服了上述缺點。圖1為脈沖響應函數(shù)。

圖1 脈沖響應函數(shù)

從圖1可以看出:①在當期給ln dycy一個標準差信息的正沖擊(農(nóng)業(yè)增加值增長)，ln sr產(chǎn)生持續(xù)的正響應;表明農(nóng)業(yè)發(fā)展受到外部條件的某一正沖擊后，對農(nóng)民收入帶來顯著持續(xù)的提高。②在當期給ln escy一個標準差信息的正沖擊(非農(nóng)產(chǎn)業(yè)增加值增加)，ln sr產(chǎn)生持續(xù)的很強的正響應;表明非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展受到外部條件的某一正沖擊后，對農(nóng)民收入也帶來顯著的持續(xù)的提高作用。③在當期給ln czzn一個標準差信息的正沖擊(財政支農(nóng)支出增加)，ln sr除了當期有正響應外，以后各期都是負響應;表明財政支農(nóng)支出受到外部條件的某一正沖擊后，當期會增加農(nóng)民收入，但是以后各期對農(nóng)民收入的增長產(chǎn)生持續(xù)的抑制作用。④ln sr對自身一個標準差信息的正沖擊有持續(xù)的正響應;表明我國農(nóng)民收入有很強的慣性上升的趨勢。

2.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

格蘭杰因果檢驗［10］提供的是判斷一個變量的變化是否是另外一個變量變化的原因，格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果如表6所示，其結(jié)果表明:我國農(nóng)業(yè)的發(fā)展是農(nóng)民收入增長的格蘭杰原因，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也是農(nóng)民收入增長的格蘭杰原因，農(nóng)民收入增長是財政支農(nóng)支出增長的格蘭杰原因;反向結(jié)論不成立。

3 結(jié)論

(1)農(nóng)業(yè)發(fā)展對農(nóng)民收入的影響。長期來說，我國農(nóng)民收入與農(nóng)業(yè)的發(fā)展負相關(guān);短期來說，農(nóng)業(yè)的波動對農(nóng)民收入影響不顯著;農(nóng)業(yè)發(fā)展的正沖擊對農(nóng)民收入產(chǎn)生持續(xù)的拉升作用;農(nóng)業(yè)的發(fā)展是農(nóng)民收入增長的原因，農(nóng)民收入增長卻不是農(nóng)業(yè)增加值增長的原因。

表6 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

(2)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對農(nóng)民收入的影響。長期來說，我國農(nóng)民收入與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展正相關(guān);短期來說，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的波動對農(nóng)民收入的影響也不顯著;非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的正沖擊對農(nóng)民收入也產(chǎn)生持續(xù)的拉升作用;非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是農(nóng)民收入增長的原因，農(nóng)民收入增長不是非農(nóng)產(chǎn)業(yè)增加值增長的原因。

(3)財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入的影響。長期來說，我國農(nóng)民收入與財政支農(nóng)支出負相關(guān);短期來說，財政支農(nóng)支出的波動對農(nóng)民收入的影響也不顯著;財政支農(nóng)支出的正沖擊除了在當期增加農(nóng)民收入外，以后各期對農(nóng)民收入產(chǎn)生持續(xù)的抑制作用;財政支農(nóng)支出的增長不是農(nóng)民收入增長的原因，農(nóng)民收入增長卻是財政支農(nóng)支出增長的原因。

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