財政支農支出與農民收入關系的實證研究

摘 要：財政支農對于增加中國農民收入具有十分重要的作用。但是財政支農各項資金對農民增收的影響存在一定的差異，通過對中國1990—2010年財政支農支出總量及結構與農民收入增長的關系進行實證分析，發(fā)現支援農村生產支出、農業(yè)基本建設支出和農村救濟費支出是促進農民收入增長的有利因素，而農業(yè)科技三項費用對于農民收入增加具有滯后性，需要經過一定時間才能發(fā)揮作用。因此應當將有限的支農資金進行合理配置，以使其發(fā)揮更大的作用。

關鍵詞：財政支農；農民收入；相關性

中圖分類號：F810 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）25-0101-03 引言

中國政府歷來重視通過財政支持來增加農民收入，近年來更是通過增加對農業(yè)補貼、減免農業(yè)稅等手段，使中國財政對農業(yè)的絕對投入量達到了前所未有的水平。同期，中國的農民增收工作也取得了一定的成績，農民收入保持穩(wěn)步增長。但是，對于中國農民收入的增長有多少應歸因于財政對農業(yè)的投入，財政對農業(yè)的投入是否達到了預期的農民增收效果等這一系列問題，目前理論界和實務部門都缺乏系統(tǒng)深入的研究。文章擬通過對中國財政支農投入與農民收入水平之間的相關性進行實證研究，分析中國財政支農投入的績效，并為如何最大化發(fā)揮財政支農投入促進農民增收的效應提供政策建議。

一、文獻綜述

國內一些學者曾就財政支農對農民收入的影響展開研究。何先平等（2009）采用回歸分析方法對財政支農政策影響農民收入的實際效果進行了實證研究，選1983—2005年國家財政支出數據以及農村居民純收入作為研究對象，認為財政支農政策對農村居民純收入確有影響。邢文妍（2010）通過實證分析指出，國家現行財政農業(yè)支出對農民增收具有促進作用，但是其支出結構存在不合理性，投入比重由高到低的基本建設支出、農村救濟費支出和科技三項費用與其對農民增收貢獻度的排序正好相反。劉振彪（2011）運用面板數據實證檢驗改革開放以來中國財政支出對農民增收的效應認為，財政支農支出對農民收入增長具有正效應，并提出了繼續(xù)加大財政支農力度，調整和優(yōu)化財政支農結構，形成穩(wěn)定增長機制的對策建議。何海（2012）根據1978—2006年經濟數據，利用協(xié)整理論分析了財政支農與農民收入的關系，并得到了計量回歸模型，回歸結果表明，支援農村生產、農業(yè)科技三項費用對增加農民收入起到有利作用，而農業(yè)基本建設支出和農村救濟費則阻礙了農民收入增加。然后對變量間的脈沖響應進行分析，結果表明，支援農村生產支出對農民純收入有正的沖擊，并且從第二年開始沖擊越來越大；農業(yè)基本建設支出和農村救濟費對農民純收入的脈沖響應開始為正，持續(xù)到將近第三年發(fā)生波動；農業(yè)科技三項費用對農民收入的脈沖響應開始為負，并持續(xù)了大約5個時期，然后才轉為正的沖擊。最后結合中國財政支農的特征，得出了中國財政支農規(guī)模、比重以及結構嚴重不合理的結論。譚蓉（2013）從支農總量和結構視角出發(fā)，采用擴展的雙對數模型分析測定財政支農支出對農戶增收的貢獻度，提出了優(yōu)化中國財政支農支出，促進農民增收的對策建議。由于模型和驗證方法相異，不同研究者的結論也不盡相同。本文擬建立回歸模型，并在模型中考慮時間序列的平穩(wěn)性和變量因素的滯后性，以中國農村統(tǒng)計年鑒1990—2010年國家財政用于農業(yè)的各項支出和農民收入數據為支撐，探索財政支農對農民收入的影響。

二、實證分析

中國財政支農資金主要包括支援農村生產支出、農村基本建設支出、農村科技三項費用、農村救濟費支出等。衡量農民收入的指標有很多，本文采用農民人均純收入。為了研究農民收入與財政支農資金的相關性，本文選取1990—2010年財政支援農村生產支出、農業(yè)基本建設支出、農業(yè)科技三項費用、農村救濟費、財政對農業(yè)支出這5個變量來分析其與農民人均純收入的關系。

（一）總量分析

1.變量選取。在此選取中國1990—2010年的農民純收入（Y）和財政對農業(yè)支出（X）兩個時間序列為基本時間序列變量。由于數據的自然對數變換不改變原變量之間的關系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差，所以對上述兩個變量分別取自然對數，變換后的變量分別用LY和LX表示。

2.平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗。對上述各年度序列數據進行ADF單位根檢驗。利用Eviews軟件分別對各變量的水平值和一階差分序列進行檢驗，檢驗結果表明：LY和LX均為非平穩(wěn)序列，而ΔLY和ΔLX均為平穩(wěn)序列，所以LY和LX均為一階單整序列，即LY～I（1），LX～I（1）。由于LY和LX均為一階單位根過程，可以利用“Engle- Granger 兩步法”檢驗其協(xié)整關系。對LY和LX進行協(xié)整回歸，得到協(xié)整方程：

LY=3.297317+0.607028LX

t=（12.06696）（16.15959）

R2=0.932175 F=261.1325

然后對殘差序列e1進行單位根檢驗，檢驗結果表明：可以在5%的顯著性水平下拒絕殘差存在單位根的假設，從而認為殘差是平穩(wěn)的，即e1～I（0），因此認為LY和LX存在協(xié)整關系。協(xié)整方程的回歸系數表明，從長期看財政支農投入總量增加可以促進農民純收入的增長，中國財政對農業(yè)支出每變動1%，農民純收入就同方向變動60.7028%，說明中國財政對農業(yè)支出與農民收入之間具有顯著的正相關性。

（二）結構分析

以上從總量上分析了財政支農投入對農民收入的影響，為了更深入、細致的考察它們的關系，下面從結構角度進行研究。

1.變量選取。在此選取中國1990—2010年的農民純收入（Y）和財政支援農村生產支出（X1）、農業(yè)基本建設支出（X2）、農業(yè)科技三項費用（X3）、農村救濟費（X4）5個時間序列為基本時間序列變量。為消除時間序列中存在的異方差，對上述5個變量分別取自然對數，變換后的變量分別用LY和LX1，LX2，LX3，LX4表示。

2.平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗。對上述各年度序列數據進行ADF單位根檢驗。利用Eviews軟件分別對各變量的水平值和一階差分序列進行檢驗，檢驗結果表明：LY和LX1，LX2，LX3，LX4均為非平穩(wěn)序列，而ΔLY和ΔLX1，ΔLX2，ΔLX3，ΔLX4均為平穩(wěn)序列，所以LY和LX1，LX2，LX3，LX4均為一階單整序列，即LY～I（1），LX1～I（1），LX2～I（1），LX3～I（1），LX4～I（1）。由于LY和LX1，LX2，LX3，LX4均為一階單位根過程，可以利用“Engle- Granger 兩步法”檢驗其協(xié)整關系。對LY和LX1，LX2，LX3，LX4進行協(xié)整回歸，得到協(xié)整方程：

LY=2.325197+0.460796LX1+0.344172LX2-0.290154LX3+

0.225751LX4

t=（3.890686）（2.794070）（2.894408）（-2.515100）（1.990393）

R2=0.962855 F=103.6852

然后對殘差序列e2進行單位根檢驗，檢驗結果表明：可以在5%的顯著性水平下拒絕殘差存在單位根的假設，從而認為殘差是平穩(wěn)的，即e2～I（0），因此認為LY和LX1，LX2，LX3，LX4存在協(xié)整關系。

從統(tǒng)計結果看，R2=0.962855，表明回歸方程在總體上具有較強的解釋能力?；貧w方程表明，從財政支農的資金結構來看，除了農業(yè)科技三項費用外，其他各項系數均為正，說明從長期看，支援農村生產支出、農村基本設施建設、農村救濟均對農民收入具有正向促進作用，其中，又以支援農村生產支出對農民純收入增長的促進作用最大。農業(yè)科技三項費用的系數為負，說明農業(yè)科技投入的增加并沒有帶來農民人均純收入的相應增加，這可能是因為科技投入需要一定時間才能轉化為現實生產力，進而才能促進農民收入增加，即農業(yè)科技投入發(fā)揮作用具有一定的滯后性。

為研究是不是由于科技投入發(fā)揮作用的滯后性使得LX3的系數為負，對上述模型中的變量LX3取一定的滯后期進行回歸分析。隨著所取滯后期逐漸增大，LX3系數為負且逐漸增大，當所取滯后期為7時，LX3的系數變?yōu)檎龜?。此時回歸方程為：

LY=5.496689+0.111244LX1+0.071473LX2+0.058383LX3+

0.259110LX4

t=（12.89087）（1.134401）（0.966885）（0.763915）（3.424045）

R2=0.976060 F=91.73360

由回歸方程可知，農業(yè)科技三項費對農民收入的增加具有滯后性。所以，雖然短期內農業(yè)科技三項費用的投入沒有增加農民收入，但是由于其對農民增收具有滯后性，現在仍然需要增加對它的投入。

三、研究結論及政策建議

（一）結論

分析表明，財政支農投入總量、財政支農投入中的3個子項目（支援農村生產支出、農村基本設施建設、農村救濟費）均對農民純收入增長具有正向促進作用，并且與農民純收入之間存在一個長期穩(wěn)定的協(xié)調關系，即它們之間存在著動態(tài)均衡機制。從系數值的大小可以看出：長期而言，支援農村生產支出是影響農民純收入最重要的因素，農村基本設施建設次之，農村救濟費位居第三。農業(yè)科技三項費用支出系數為負，主要是由于其對農民收入的增加具有滯后性，科技需要一定時間才能發(fā)揮出巨大作用。

（二）政策建議

1.建立健全財政支農資金穩(wěn)定增長機制，進一步擴大財政支農投入規(guī)模。各級財政應該按照“多予、少取、放活”和“兩個反哺”的要求，進一步加大對三農的投入力度，實現財政支農投入“三個高于”的要求，即確保每一年的財政支農資金增量高于上年，預算內資金用于農村建設的比重高于上年，財政對農業(yè)資金投入高于財政經常性收入增長幅度。

2.堅持對財政支農資金結構實行動態(tài)調整的原則，優(yōu)化財政支農結構。目前中國財政支農投入結構不合理，表現在：財政支農投入“無所不包”與“無一能包”并存，支出項目追求面面俱到而導致財力分散，未能達到最好的支農效果；支出中用于人員供養(yǎng)及行政開支的比重過高，導致真正落到農民頭上的實惠不多。這種狀況與中國多年來的計劃經濟體制有關，已嚴重制約了中國財政支農投入的效果，必須通過建立農村公共財政支出框架加以改革。

要求合理調整財政支農投入結構，把財政支農投入的重點由農產品流通領域轉向農業(yè)生產領域。首先，要加強對農村基礎設施建設的財政投入。農村基礎設施建設完善與否直接關系到農業(yè)的綜合生產效益，通過財政支農投入改善農村基礎設施建設有利于全面發(fā)展農業(yè)生產，提高農民的自主增收能力。其次，要加強對農業(yè)科技的財政支出。在實證分析中農業(yè)科研三項費用對農民增收沒有起到應有的作用，主要是因為農業(yè)科研投入具有滯后性，正因為這樣，現在才要加大對農業(yè)科技費用的投資，以期在未來獲得巨大收益。此外，要加強對農村基礎教育的財政支出?；A教育事關農民群體綜合素質的提高，事關農民在現代社會中的競爭能力和生存地位。財政支農投入扶持農村基礎教育的發(fā)展有利于農民自身的全面發(fā)展，有利于其立足于現代社會。最后，要加強對農村社會保障體系建設的財政支出。目前農村社會保障體系有待進一步完善，農民群眾靠天吃飯，因病致貧、因病返貧現象尚未徹底解決，這已成為農村經濟發(fā)展的“減速器”，財政支農投入支持農村社會保障體系的建設有利于提高農村整體生活水平，并間接地增加了農民收入。

參考文獻：

[1] 何先平，陳碩.中國財政支農政策對農民收入影響的實證研究[J].統(tǒng)計與決策，2009，（1）：88-89.

[2] 邢文妍.中國財政農業(yè)支出對農民增收的效應探析[J].安徽農業(yè)科學，2010，（28）：88-90.

[3] 劉振彪.中國財政支農支出促進農民收入增長的實證分析[J].財經理論與實踐，2011，（5）：63-67.

[4] 何海.中國農業(yè)財政投入對農民收入增長效應的實證分析[J].安徽農業(yè)科學，2012，（11）.

[5] 譚蓉.基于總量和結構視角的財政支農支出與農民增收實證分析[J].貴州農業(yè)科學，2013，（2）：219-221.

[6] 吳振鵬，胡艷.財政支農支出與農民收入關系的實證研究[J].江漢論壇，2013，（1）：58-62.

[責任編輯 吳明宇]