改革開(kāi)放40年地方財(cái)政對(duì)居民收入的貢獻(xiàn)分析
——基于湖北省1978～2017年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

汪宗順

（長(zhǎng)江大學(xué) 管理學(xué)院，湖北 荊州434023；長(zhǎng)江大學(xué) 長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展研究院，湖北 荊州434023）

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)建設(shè)取得了巨大成就，人民群眾的生活獲得了極大改善。特別是黨的十八大以來(lái)，黨中央堅(jiān)持以人民為中心的發(fā)展理念，堅(jiān)守民生底線(xiàn)，堅(jiān)持滿(mǎn)足人民日益增長(zhǎng)的美好生活需求，始終把保障和改善民生放在首位，［1］中央和地方政府致力于改善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，促進(jìn)交通發(fā)展，并通過(guò)轉(zhuǎn)移支付的形式支持經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)村現(xiàn)代化，對(duì)人民群眾的收入水平和生活狀況水平的提升發(fā)揮了重要的促進(jìn)作用。［2］那么這種促進(jìn)作用的顯著程度以及地方財(cái)政與居民收入之間的關(guān)系到底是什么樣呢？研究這些問(wèn)題有利于進(jìn)一步認(rèn)識(shí)黨和政府以人民為中心的發(fā)展理念的成效，并對(duì)進(jìn)一步提高地方政府績(jī)效，落實(shí)“精準(zhǔn)扶貧”以及正確認(rèn)識(shí)改革開(kāi)放40年地方財(cái)政對(duì)居民收入的貢獻(xiàn)，為加強(qiáng)對(duì)財(cái)政支出的監(jiān)督，提高地方財(cái)政支出的效率具有重要意義。

一、相關(guān)學(xué)者的研究狀況

黨的十八屆三中全會(huì)正式將財(cái)政定位提升到國(guó)家治理基礎(chǔ)和重要支柱的高度，［3］居民收入增長(zhǎng)是改革發(fā)展的應(yīng)有目標(biāo)，是全面深化改革的動(dòng)力之源，是促進(jìn)居民消費(fèi)的基礎(chǔ)，也是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要?jiǎng)恿?。近年?lái)，相關(guān)學(xué)者的研究主要表現(xiàn)在以下三個(gè)方面。

（一）關(guān)于地方財(cái)政和居民收入之間的關(guān)系

孫偉增、王定云、鄭思齊運(yùn)用OLS估計(jì)和固定效應(yīng)估計(jì)，分析地方財(cái)政支出對(duì)居民收入的影響，認(rèn)為地方財(cái)政支出的增加，特別是教育支出的增加，會(huì)有效提升人力資本水平，從而對(duì)居民收入的提高具有積極的促進(jìn)作用。［4］鄭舒文、杜興端、陳成認(rèn)為提高財(cái)政投入水平，有利于增強(qiáng)社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村居民收入分配的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。［5］王勝華采用固定效應(yīng)模型，發(fā)現(xiàn)政府公共投入與人力資本促進(jìn)了居民收入的增長(zhǎng)。［6］

（二）關(guān)于地方財(cái)政和城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系

李超、商玉萍將地方政府財(cái)政支出細(xì)分為保障性財(cái)政支出和投資性財(cái)政支出，實(shí)證分析地方政府財(cái)政支出對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)，認(rèn)為增加保障性財(cái)政支出會(huì)縮小城鄉(xiāng)收入差距，增加投資性財(cái)政支出會(huì)拉大城鄉(xiāng)收入差距。［7］楊晶、鄧大松、申云發(fā)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距擴(kuò)大具有較強(qiáng)的“涓流效應(yīng)”，即財(cái)政支農(nóng)力度的提高有利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。［8］

（三）關(guān)于居民收入的影響因素

鄒晨、歐向軍通過(guò)借鑒區(qū)域差異相關(guān)系數(shù)及其構(gòu)成分解等相關(guān)數(shù)理模型，對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入的區(qū)域差異過(guò)程、空間結(jié)構(gòu)和來(lái)源結(jié)構(gòu)進(jìn)行定量分析，發(fā)現(xiàn)中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入差異總體呈現(xiàn)縮小趨勢(shì)，工資性收入是影響收入差異最主要的因素。［9］張翼運(yùn)用基尼系數(shù)分解的方法研究城鎮(zhèn)居民受教育程度對(duì)收入不平等的影響，發(fā)現(xiàn)受教育程度是導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民職業(yè)收入不平等的最主要因素。［10］呂靖燁、宋佳文、文啟湘認(rèn)為商品交易市場(chǎng)發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間存在相關(guān)的關(guān)系，商品交易市場(chǎng)數(shù)量增多、營(yíng)業(yè)面積增大對(duì)農(nóng)村居民收入的作用不顯著，而成交額的增大、攤位數(shù)的減少對(duì)農(nóng)民收入具有顯著的促進(jìn)作用。［11］

黨的十八大以來(lái)，湖北省經(jīng)濟(jì)發(fā)展和居民收入取得了舉世矚目的成就，分析湖北省財(cái)政支持對(duì)居民收入的貢獻(xiàn)，對(duì)于進(jìn)一步認(rèn)識(shí)黨和國(guó)家以人民為中心的宗旨，全心全意地抓好經(jīng)濟(jì)建設(shè)具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

二、數(shù)據(jù)與方法

（一）變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

地方財(cái)政對(duì)城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入的影響是不同的，鑒于居民收入來(lái)源于諸多方面的影響，其中地方財(cái)政支出改善了基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，轉(zhuǎn)移支付直接提高了居民的收入。因此，筆者選擇地方財(cái)政支出（記為L(zhǎng)FE）作為指標(biāo)來(lái)衡量地方財(cái)政，［12］人均可支配收入和純收入最能反映居民收入水平，選擇城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（記為URI）和農(nóng)村居民人均純收入（記為RRI）作為指標(biāo)來(lái)衡量城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入，［13］建立VAR 模型，研究地方財(cái)政支出對(duì)居民收入的影響。為了消除時(shí)間序列中的可能存在的異方差現(xiàn)象，筆者對(duì)各變量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)化處理，分別記為L(zhǎng)NLFE、LNURI、LNRRI，自然對(duì)數(shù)變換并不影響原始變量之間的互動(dòng)關(guān)系。其時(shí)序圖，見(jiàn)圖1，從圖1顯示，三個(gè)變量都有較強(qiáng)的增長(zhǎng)趨勢(shì)，這表明三者都是非平穩(wěn)序列。按照可得原則，筆者選取1978～2017年數(shù)據(jù)作為研究數(shù)據(jù)，其來(lái)源于中華人民共和國(guó)統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》以及國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，采用Eviews8．0軟件對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

圖1 LNLFE、LNRRI、LNURI的時(shí)序圖

（二）計(jì)量方法選擇

在式（1）中，yt為k 維內(nèi)生變量向量；xt為d 維外生變量向量，p 是滯后階數(shù)，n 是樣本個(gè)數(shù)；A1∧Ap和B 分別是k×k，k×d 維帶估計(jì)系數(shù)矩陣；是k 維隨機(jī)干擾項(xiàng)，與內(nèi)生變量yt及各滯后期不相關(guān)，借助VAR 進(jìn)行時(shí)間數(shù)據(jù)建模與分析前，還必須進(jìn)行一系列的檢驗(yàn)，以滿(mǎn)足構(gòu)建VAR 模型的條件。

三、實(shí)證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于LNLFE、LNURI、LNRRI序列均屬于時(shí)間序列的經(jīng)濟(jì)變量，而通常經(jīng)濟(jì)變量時(shí)間序列大都具有不平穩(wěn)的特征，圖1也顯示了該特征。因此，必須進(jìn)行平穩(wěn)性檢測(cè)，以防“偽回歸”現(xiàn)象發(fā)生。因此，筆者對(duì)序列LNLFE、LNURI、LNRRI進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表1。表1的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%的顯著水平下，LNLFE是平穩(wěn)的，LNURI、LNRRI都是非平穩(wěn)序列，在1%的顯著水平下，一階差分序列DLNLFE、DLNRRI、DLNURI都拒絕原假設(shè)，均為平穩(wěn)序列，即序列LNLFE、LNURI、LNRRI都是一階單整序列，服從I（1）同階單整過(guò)程，滿(mǎn)足協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

鑒于時(shí)間序列LNLFE、LNURI、LNRRI一階差分后均為平穩(wěn)序列，為檢驗(yàn)他們之間可能存在的協(xié)整關(guān)系并從長(zhǎng)期角度分析三者之間的關(guān)聯(lián)，采用Johansen檢驗(yàn)對(duì)序列LNLFE、LNURI、LNRRI進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，在EViews8．0軟件中Johansen協(xié)整檢驗(yàn)具體是通過(guò)跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行判定的，筆者選擇跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 時(shí)間序列Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果是在5%的顯著水平下拒絕LNLFE、LNURI、LNRRI三個(gè)變量間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，其協(xié)整方程其表達(dá)式為：

上述協(xié)整方程表明：LNLFE 和LNURI、LNRRI之間分別存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。在式（2）、式（3）中，具體而言，LNLFE 分別和LNURI、LNRRI有正向影響，存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（三）Granger因果檢驗(yàn)

由于LNLFE、LNURI、LNRRI都是一階單整序列，并且存在協(xié)整關(guān)系，然而協(xié)整檢驗(yàn)只是證明了LNLFE、LNURI、LNRRI三者之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，為了進(jìn)一步判斷地方財(cái)政支出和居民收入之間先后發(fā)生的關(guān)系，對(duì)三組時(shí)間序列進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

表3顯示，地方財(cái)政支出不是城鎮(zhèn)居民收入的Granger原因，在5%的顯著水平下，城鎮(zhèn)居民收入是地方財(cái)政支出的Granger原因，即解釋變量LNLFE和被解釋變量LNURI之間存在單向Granger因果關(guān)系。同樣，在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，地方財(cái)政支出是農(nóng)村居民收入的Granger原因，而農(nóng)村居民收入也是地方財(cái)政支出的Granger原因，即解釋變量LNLFE 和被解釋變量LNRRI之間存在雙向Granger因果關(guān)系。結(jié)果表明：城鎮(zhèn)居民收入是推動(dòng)地方財(cái)政支出的動(dòng)因，地方財(cái)政支出和農(nóng)村居民收入是推動(dòng)彼此發(fā)展的動(dòng)因。這是因?yàn)榫用袷堑胤较M(fèi)的主體，居民收入增加會(huì)提高居民的消費(fèi)水平，進(jìn)而促進(jìn)地方投資性財(cái)政支出增加，而農(nóng)村居民收入與地方政府的財(cái)政政策支持有很大關(guān)系，地方社會(huì)保障性財(cái)政支出增加，農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)基礎(chǔ)養(yǎng)老金水平提高、農(nóng)村社會(huì)救助救濟(jì)的覆蓋面與精準(zhǔn)度增強(qiáng)、農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格補(bǔ)貼增加和優(yōu)惠政策放寬等促進(jìn)農(nóng)村居民收入的增加。

趙家祥在《必然王國(guó)與自由王國(guó)的含義及其關(guān)系》這篇文章中，分析并融合了關(guān)于馬克思必然王國(guó)與自由王國(guó)之關(guān)系的多種角度的理解，他的觀(guān)點(diǎn)可以說(shuō)涵蓋了關(guān)于馬克思自由勞動(dòng)概念的多種理解路徑。分析趙家祥的文章有利于我們對(duì)馬克思自由王國(guó)這個(gè)主題進(jìn)行聚焦，便于澄清馬克思的自由勞動(dòng)概念。趙家祥認(rèn)為必然王國(guó)有兩種含義，自由王國(guó)也有兩種含義。在他看來(lái)，必然王國(guó)與自由王國(guó)既可以是兩個(gè)不同的人類(lèi)實(shí)踐領(lǐng)域，也可以是不同的兩個(gè)人類(lèi)歷史時(shí)期。

（四）VAR 模型分析

1．模型滯后階數(shù)的確定

向量自回歸模型（VAR 模型）將某一經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量作為所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造模型，進(jìn)而估計(jì)全部?jī)?nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系，是處理具有相關(guān)關(guān)系的多變量分析與預(yù)測(cè)的最有效方法。筆者采用VAR 模型對(duì)變量進(jìn)行分析，由于VAR模型對(duì)滯后期的選擇非常敏感，所以確定滯后期至關(guān)重要，AIC與SC和HQ 是常用的信息準(zhǔn)則，其原則是選取最小值，也即是值越小表示選取的效果越強(qiáng)［14］，見(jiàn)表4。

表4 VAR 模型滯后期選取結(jié)果

表4顯示，2階和3階都有兩個(gè)指標(biāo)帶＊號(hào)，筆者選擇較小階數(shù)2階為最優(yōu)滯后階數(shù)，效果比較明顯，故確定模型的最佳滯后期為2，建立VAR（2）模型，在最佳滯后期確定后，還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷挠行浴?/p>

2．模型有效性檢驗(yàn)

采用AR 多項(xiàng)式特征根判斷模型的有效性，見(jiàn)圖2。由AR 根圖可知VAR 模型全部特征根的倒數(shù)值均在單位圓內(nèi)，模型模擬十分接近真實(shí)，模型有效。它為下一步的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解分析提供了前提。得到VAR（2）模型估計(jì)結(jié)果的矩陣形式：

圖2 AR 根圖

VAR 模 型實(shí)證 通過(guò) 了F 檢 驗(yàn)、T 檢 驗(yàn)、AIC 和SC檢驗(yàn)，LNURI、LNRRI、LNLFE 方程 的擬合優(yōu)度分別為0．998759、0．996940、0．998243。模型的擬合優(yōu)度達(dá)到0．99以上，遠(yuǎn)高于經(jīng)驗(yàn)值0．8，模型擬合效果最優(yōu)，結(jié)果穩(wěn)定。

（五）方差分解

方差分解是通過(guò)分析每個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化產(chǎn)生影響的程度來(lái)評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，可以將VAR 模型系統(tǒng)內(nèi)一個(gè)變量的方差分解到各個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)上，以解釋各個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)因素對(duì)VAR模型內(nèi)各個(gè)變量的相對(duì)重要性。LNLFE、自身的沖擊對(duì)LNURI變動(dòng)的貢獻(xiàn)，LNLFE、自身的沖擊對(duì)LNRRI變動(dòng)的貢獻(xiàn)，見(jiàn)圖3、圖4，圖中，橫坐標(biāo)為滯后期數(shù)（年），縱坐標(biāo)為地方財(cái)政支出對(duì)居民收入的貢獻(xiàn)率（%）。

圖3 LNLFE對(duì)LNURI的貢獻(xiàn)率

圖4 LNLFE對(duì)LNRRI的貢獻(xiàn)率

LNLFE 對(duì)LNURI和LNRRI都有較大的貢獻(xiàn)。圖3顯示，對(duì)LNURI的分解來(lái)看，在前9 期，LNLFE 對(duì)LNURI 的貢獻(xiàn)快速增大，第一期為0%，到了第9期達(dá)到了17%，并且之后的各期穩(wěn)定在17%之上，即地方財(cái)政支出對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的貢獻(xiàn)率在17%以上。圖4顯示，對(duì)LNRRI的分解來(lái)看，前4期地方財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村居民收入的貢獻(xiàn)率較小，保持在3%以下，前兩期幾乎為0，但是從5期開(kāi)始貢獻(xiàn)率保持快速增長(zhǎng)，在第10 期就達(dá)到了18%，在12期后穩(wěn)定在21%之上，即地方財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村居民的貢獻(xiàn)率在21%以上。這表明，隨著時(shí)間的推移，地方財(cái)政支出對(duì)居民收入的貢獻(xiàn)率逐漸增大且最終保持穩(wěn)定，而且地方財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村居民收入的最終貢獻(xiàn)率大于對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的貢獻(xiàn)率。

（六）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析方法可以用來(lái)描述一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)由誤差項(xiàng)所帶來(lái)的沖擊反應(yīng)。圖中縱軸代表響應(yīng)數(shù)值，橫軸代表不同的年份變化，實(shí)線(xiàn)顯示的是脈沖響應(yīng)函數(shù)的變化曲線(xiàn)，虛線(xiàn)顯示上下兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差波動(dòng)的范圍，變化的時(shí)間設(shè)定為20年，具體見(jiàn)圖5、圖6。

圖5 LNURI對(duì)LNLFE的響應(yīng)

圖6 LNRRI對(duì)LNLFE的響應(yīng)

圖5顯示，當(dāng)LNLFE 受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后對(duì)LNURI的影響在本期沒(méi)有反應(yīng)，脈沖響應(yīng)值為0，隨著其脈沖響應(yīng)值呈現(xiàn)持續(xù)上升態(tài)勢(shì)，并在第7期達(dá)到最大，最大值為0．043。從第8期開(kāi)始脈沖響應(yīng)值保持穩(wěn)定的正脈沖響應(yīng)值。這表明地方財(cái)政支出對(duì)城鎮(zhèn)居民收入有較明顯的正向促進(jìn)作用，且具有持久性，即地方財(cái)政支出對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的增加有顯著的效果。這是因?yàn)榈胤截?cái)政支出的增加，如城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出等其他投資性支出，會(huì)推動(dòng)城鎮(zhèn)化發(fā)展，為城鎮(zhèn)居民帶來(lái)更充分的就業(yè)，增加城鎮(zhèn)居民收入。

圖6顯示，當(dāng)LNLFE 受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后對(duì)LNRRI的影響在本期為0，在第2期為－0．006，在第3期轉(zhuǎn)為正值且快速增加，在第7期達(dá)到最大為0．042。在第9期之后，脈沖響應(yīng)值小幅度減小，并最終穩(wěn)定在第10期的0．037附近。這表明地方財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村居民收入具有持久的促進(jìn)作用，即地方財(cái)政支出對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的增加有顯著的效果。這是因?yàn)榈胤奖Ｕ闲载?cái)政支出的增加會(huì)較強(qiáng)地促進(jìn)地方政府實(shí)施強(qiáng)民、惠民政策，如農(nóng)產(chǎn)品補(bǔ)貼和技術(shù)扶持等，從而促進(jìn)農(nóng)村居民收入的增加。

四、結(jié)論與建議

（一）基本結(jié)論

第一，地方財(cái)政支出和居民收入之間存在著長(zhǎng)期的正向均衡關(guān)系。變量時(shí)序圖顯示，地方財(cái)政支出、城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入三者都呈不斷上升的趨勢(shì)，三者均為非平穩(wěn)序列，序列一階差分單整后，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)顯示，地方財(cái)政支出分別與城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入之間存在長(zhǎng)期正向均衡關(guān)系，即長(zhǎng)期正向協(xié)整關(guān)系。

第二，地方財(cái)政支出和農(nóng)村居民收入互為Granger原因，城鎮(zhèn)居民收入是地方財(cái)政支出的單向Granger原因。Granger因果檢驗(yàn)顯示，地方財(cái)政支出與城鎮(zhèn)居民收入、地方財(cái)政支出和農(nóng)村居民收入之間都存在Granger因果關(guān)系，城鎮(zhèn)居民收入是地方財(cái)政支出的單向Granger原因，地方財(cái)政支出和農(nóng)村居民收入之間存在雙向的Granger因果關(guān)系，也就是說(shuō)地方財(cái)政支出和居民收入可以相互促進(jìn)，是一種良性的正向互動(dòng)關(guān)系。

第三，地方財(cái)政支出對(duì)居民收入有持久顯著的正向促進(jìn)作用，對(duì)農(nóng)村居民收入的貢獻(xiàn)大于對(duì)城鎮(zhèn)居民收入。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果顯示，隨著地方財(cái)政支出的投入，居民收入脈沖響應(yīng)值呈現(xiàn)持續(xù)上升態(tài)勢(shì)并最終保持穩(wěn)定，城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入都在第7期達(dá)到最大，分別在第8期和第10期達(dá)到穩(wěn)定。表明地方財(cái)政支出受到?jīng)_擊后會(huì)對(duì)居民收入產(chǎn)生正向的影響，且這種影響具有持久性，雖然后期會(huì)有輕微的下降，但一直保持為正向，即地方財(cái)政支出對(duì)居民收入有顯著的促進(jìn)作用。方差分解的結(jié)果顯示，地方財(cái)政支出對(duì)城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入都有較大的貢獻(xiàn)，分別達(dá)到17%和21%以上，地方財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村居民收入的最終貢獻(xiàn)率大于對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的貢獻(xiàn)率。

（二）對(duì)策建議

第一，加強(qiáng)財(cái)政支持“三農(nóng)”的精準(zhǔn)性。財(cái)政支農(nóng)不僅要強(qiáng)而且要準(zhǔn)，否則財(cái)政支農(nóng)的重拳只能捶在軟棉花上，對(duì)于農(nóng)村地區(qū)，應(yīng)該增加保障性財(cái)政支出，完善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施，比如公路、水利，完善農(nóng)民醫(yī)療保險(xiǎn)，逐步建立農(nóng)村地區(qū)分?jǐn)傦L(fēng)險(xiǎn)的機(jī)制，鼓勵(lì)農(nóng)村青年群體、多渠道就業(yè)創(chuàng)業(yè)，發(fā)展農(nóng)村優(yōu)勢(shì)特色產(chǎn)業(yè)；對(duì)于農(nóng)業(yè)，必須加大農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技費(fèi)用，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)和支持性農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼；對(duì)于農(nóng)民，要進(jìn)一步投入財(cái)政資金，建立健全農(nóng)民扶持制度，培養(yǎng)職業(yè)農(nóng)民，提高農(nóng)民綜合素質(zhì)。

第二，優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)。改革開(kāi)放40年來(lái)，地方財(cái)政對(duì)居民收入做出巨大貢獻(xiàn)，但是不能盲目地增加財(cái)政支出，應(yīng)該尋找合理的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，使得財(cái)政支出對(duì)居民收入的效率最大化。應(yīng)當(dāng)保持積極的財(cái)政支出政策取向不變，增加保障性財(cái)政支出向城鎮(zhèn)地區(qū)的傾斜，增加農(nóng)村投資性財(cái)政支出，改善當(dāng)?shù)赝顿Y軟環(huán)境，吸引更多投資進(jìn)入農(nóng)村地區(qū)，確保對(duì)重點(diǎn)領(lǐng)域和項(xiàng)目的支持力度。

第三，加強(qiáng)財(cái)政支出監(jiān)督。隨著財(cái)政支出資金的規(guī)模越來(lái)越大，財(cái)政支出資金的風(fēng)險(xiǎn)也越來(lái)越大，必須建立健全財(cái)政支出資金的有效管理制度，切實(shí)加強(qiáng)相關(guān)資金的有效監(jiān)管，從源頭上遏制任何形式的擠占挪用、層層截留和虛報(bào)冒領(lǐng)，確保財(cái)政支出資金的使用更加科學(xué)規(guī)范、安全有序。