财政支农支出和产业发展对农民收入的影响

江克忠，王德高

(1.上海财经大学公共经济与管理学院，上海 200433;2.武汉大学经济与管理学院，湖北武汉 430072)

三农问题一直是我国社会和经济发展的瓶颈，而农民增收问题一直被认为是制约三农问题解决的根源。对农民增收的困难问题，众多学者从不同角度提供了解释:林毅夫将制约农民收入增长的因素归结为农村基础设施建设的滞后，认为加强农村基础设施建设和科技创新是增加农民收入的重要途径［1］;周其仁认为影响产权界定明晰的一系列制度因素是阻碍农民收入增长的基本因素，因此增加农民收入应从产权明晰入手［2］;喻平认为，农民工资性收入是增加农民收入的主要因素，而这需要转移农村剩余劳动力与产业结构调整等制度的支撑，农民收入增长与经济市场化改革不匹配也大多基于此［3］;陶然等认为农村收入差距的扩大以及农村税费征收比率的累退性是农村税费问题日益严重的关键，由此可以解释农村税费改革的相对失效以及农民收入增长的困境［4］。陶勇结合我国财政支农支出和产业发展对农民收入增长进行过细致的研究，认为财政应该加大对农村公共产品的投入力度，同时支持农业和产品结构的调整，扶持乡镇中小企业的发展，才能切实增加农民的收入［5］;沈坤荣和张璟认为国家财政的农村支出对农民收入增长起到了一定的促进作用，但由于公共支出的管理、运用效率低下，其作用在统计上并不十分显著;从支出结构看，与农业生产直接相关的生产性支出和基本建设支出占比过高，而农业科研和社会福利等方面的支出过低，从而在增加农民收入上的效果不明显［6］;杜玉红和黄小舟对我国财政支持农业生产支出、农村水利气象支出等各项支农支出对农民收入的影响进行了实证研究，发现财政农业生产和救济支出有利于增加农民收入，而财政农村基本建设支出对农民收入有抑制作用［7］。

笔者在借鉴前人研究成果的基础上，结合我国产业发展和财政支农支出研究农民收入增长问题。研究方法与沈坤荣等的研究方法相类似，采用时间序列的协整检验和误差修正模型的分析方法，目的是为了防止伪回归问题的出现;李建军也用时间序列的协整分析方法研究了我国财政支出与农民收入的关系［8］。

1 农民收入、产业发展和财政支农支出的变化

1.1 农民收入总量和结构分析

改革开放以来，我国农民人均纯收入总量和收入构成［9］都发生很大变化。其中，农民收入从1978年的133.6元增加到2008年的4760.6元，年平均增长12.89%;增长速度波动很大，1997年以前平均增长速度为16.20%，1997年后平均增长速度为7.93%，总体处于下降趋势;在农民收入来源中，1993年后家庭经营收入占农民收入的平均比例为63.10%，总体呈下降趋势，由1993年的73.62%下降到2008年的51.16%;1993年后工资性收入占农民收入比例平均为30.42%，处于不断上升趋势。但是考察不同来源收入增长对农民收入增长的贡献发现，1993年后家庭经营收入增长对农民收入增长的贡献率只占到31.73%，工资性收入增长对农民收入增长的贡献率达到58.78%。我国农民收入总量总体不断上升，但是增长速度乏力;收入中来源于农业(第一产业)的家庭经营收入比例不断降低，对农民收入增长的贡献也不断降低;来源于非农产业(第二、三产业)的工资性收入比例不断升高，对农民收入增长的贡献也逐渐增强。

1.2 产业结构的发展分析

随着我国经济体制改革的不断深入，产业结构也不断地发生调整，从1978年到2008年，农业的年平均增长速度为12.68%;非农产业的年平均增长速度为16.95%;同时，农业增加值占GDP的比例年均为21.73%，总体呈不断下降趋势，由1978年的28.19%下降到2008年的11.31%;非农产业增加值占GDP的比例年均为78.27%;总体呈不断上升趋势，由1978年的71.81%上升到2008年的88.89%。非农产业在发展的过程中吸纳了大量的农村剩余劳动力，我国农业从业人员占社会从业人员的比例由1983年的67.1%下降到2006年的42.6%，农村非农产业劳动力占社会从业人员的比例由1983年的6.5%上升到2005年的26.9%。

1.3 财政支农支出分析

我国财政支农支出主要包括农林水利和气象支出、农业综合开发支出、农业基本建设支出、农业科技3项费用和农村救济费。支出总量从1978年的150.66亿元增加到2008年的5955.5亿元，年平均增长速度为14.04%，增速小于国家财政收入增长速度(14.50%)和财政支出增长速度(14.60%)，没有达到《农业法》规定的国家财政每年对农业总投入的增长幅度应当高于国家财政经常性收入的增长幅度的要求。财政支农支出占财政总支出的比例呈下降的趋势，从1978年的13.43%下降到2006年的7.85%;从1978年到2006年的财政支农支出中，基本建设支出年平均只占25.23%，而且一直呈下降趋势，1978年占33.94%，2006年占15.89%;而支援农业生产支出和各项事业费年平均占67.1%，1978年占51.08%，2006年占68.12%;农业科技3项费用和农村救济费及其他支出年平均只占7.64%。我国财政支农支出总量和结构相对于我国农村的广大区域和人口，财政支农支出总量是不足的，支出结构也有待改善。

2 实证研究

笔者选用Eviews6.0软件进行计量分析，数据来源于我国1978～2008年中经网统计数据库(http://db.cei.gov.cn/)和《新中国五十年统计资料汇编》。由于财政支农支出很难找到一个合理的指数对其进行平减，因此这4个变量都取名义值，这不会影响笔者得出的结论。农民收入sr为农村居民人均纯收入;农业的发展用第一产业增加值衡量，用dycy表示;非农产业发展用第二、三产业增加值之和衡量，用escy表示;财政支农支出用czzn表示。为了消除数据中可能存在的异方差，对这4个变量分别取对数得到ln sr、ln dycy、ln escy和ln czzn，作为笔者的分析变量。

2.1 变量序列的平稳性检验

对于非平稳时间序列，时间序列的数字特征是随着时间的变化而变化的，难以通过序列已知的信息去掌握时间序列整体上的随机性;如果直接使用非平稳的时间序列进行计量分析，在作统计推断时，参数统计量的分布不再是原来的标准分布，并且所作的回归也是一种毫无意义的伪回归，这种回归关系不能够真实地反映因变量与解释变量之间存在的均衡关系。表1显示了采用ADF(augmented dickey-fuller)方法对变量序列的平稳性检验结果，表明这4个变量都是一阶单整时间序列，可以进行协整分析。

2.2 协整关系检验和向量误差模型

笔者使用由JOHANSEN和JUSELIUS提出的在VAR模型下使用极大似然估计的方法来检验各经济变量之间是否具有协整关系。由于JOHANSEN协整检验对滞后期非常敏感，因此首先需要确定模型的滞后阶数，如表2所示;根据无约束VAR模型确定VAR模型和协整模型的滞后阶数，协整模型滞后阶数等于VAR模型滞后阶数减1。选择协整项包含截距项，不包含时间趋势项的协整模型。

表1 变量序列的平稳性检验结果

表2 VAR模型滞后阶数

由表2的检验结果可以确定，变量 ln sr、ln dycy、ln escy和ln czzn之间的关系建立VAR模型的最优滞后阶数为2，因此它们之间的协整关系，滞后阶数选择1。

同时，采用迹统计量和最大特征根统计量来检验3个变量之间是否具有协整关系，变量的协整关系检验结果如表3所示。

从表3可以看出，迹统计量和最大特征根统计量均在5%的显著性水平上拒绝了协整个数为0的原假设，说明这3个变量之间存在协整关系，经标准化的协整方程为:

表3 变量的协整关系检验结果

令协整方程的残差项为ecmt，对其进行单位根检验，采用无趋势项、无截距项和利用AIC准则选择1阶滞后，得如下结果:ADF统计值为-2.596942，而1%、5%、10%显著性水平下ADF临界值分别等于 -2.647120、-1.952910、-1.610011，则说明残差序列在5%显著性水平下是平稳序列，不存在单位根，并且取值是在0上下波动的;而且，方括号内的系数t统计量值经检验是显著的。

根据以上研究可知:长期来说，这4个变量之间存在稳定均衡关系;其中，农民收入与农业发展和财政支农支出负相关，与非农产业发展正相关。

在协整方程的基础上建立VECM可得到以下结果:

从短期各变量的变动来看:滞后1期的ln sr、ln dycy、ln escy和ln czzn对当期ln sr都有正向效应;从偏离长期均衡的影响来看，误差修正项的系数为-0.205738，符合对均衡偏离的反向修正原则，校正上一期非均衡的速度为20.6%。

同时，对VECM的估计结果进行变量的块外生性检验，即检验短期内各变量的波动是否为ln sr波动的格兰杰原因。检验结果表明，短期内ln dycy、ln escy和ln czzn的波动以及它们的联合波动对ln sr变化的影响都不显著，如表4所示。

表4 VECM块外生性检验结果

协整模型有4个内生变量，最大滞后阶数为2，因此VECM共有4×2=8个根，而估计VECM有1个协整关系，从理论上应该有4-1=3个根的模为1;由VECM稳定性检验结果(表5)可知，有3个根为1，落在单位圆上，其他的均在单位圆内，因此VECM的稳定性条件得以满足，由此可见，所估计的VECM的效果还是比较好的。

表5 VECM稳定性检验

2.3 脉冲响应函数分析

脉冲响应函数能够刻画一个变量的随机误差项的冲击对每个内生变量当期及以后各期的影响，传统的VAR模型的动态分析一般采用正交脉冲响应函数来实现，常用的正交化方法是Cholesky分解，但是其结果严格依赖于模型中变量的次序，笔者采用由KOOP等提出的广义脉冲响应函数克服了上述缺点。图1为脉冲响应函数。

图1 脉冲响应函数

从图1可以看出:①在当期给ln dycy一个标准差信息的正冲击(农业增加值增长)，ln sr产生持续的正响应;表明农业发展受到外部条件的某一正冲击后，对农民收入带来显著持续的提高。②在当期给ln escy一个标准差信息的正冲击(非农产业增加值增加)，ln sr产生持续的很强的正响应;表明非农产业发展受到外部条件的某一正冲击后，对农民收入也带来显著的持续的提高作用。③在当期给ln czzn一个标准差信息的正冲击(财政支农支出增加)，ln sr除了当期有正响应外，以后各期都是负响应;表明财政支农支出受到外部条件的某一正冲击后，当期会增加农民收入，但是以后各期对农民收入的增长产生持续的抑制作用。④ln sr对自身一个标准差信息的正冲击有持续的正响应;表明我国农民收入有很强的惯性上升的趋势。

2.4 格兰杰因果关系检验

格兰杰因果检验［10］提供的是判断一个变量的变化是否是另外一个变量变化的原因，格兰杰因果关系检验结果如表6所示，其结果表明:我国农业的发展是农民收入增长的格兰杰原因，非农产业的发展也是农民收入增长的格兰杰原因，农民收入增长是财政支农支出增长的格兰杰原因;反向结论不成立。

3 结论

(1)农业发展对农民收入的影响。长期来说，我国农民收入与农业的发展负相关;短期来说，农业的波动对农民收入影响不显著;农业发展的正冲击对农民收入产生持续的拉升作用;农业的发展是农民收入增长的原因，农民收入增长却不是农业增加值增长的原因。

表6 格兰杰因果关系检验结果

(2)非农产业发展对农民收入的影响。长期来说，我国农民收入与非农产业的发展正相关;短期来说，非农产业的波动对农民收入的影响也不显著;非农产业发展的正冲击对农民收入也产生持续的拉升作用;非农产业的发展是农民收入增长的原因，农民收入增长不是非农产业增加值增长的原因。

(3)财政支农支出对农民收入的影响。长期来说，我国农民收入与财政支农支出负相关;短期来说，财政支农支出的波动对农民收入的影响也不显著;财政支农支出的正冲击除了在当期增加农民收入外，以后各期对农民收入产生持续的抑制作用;财政支农支出的增长不是农民收入增长的原因，农民收入增长却是财政支农支出增长的原因。

［1］林毅夫.增加农民收入需要农村基础设施的牢固［J］.调研世界，2001(7):3-4.

［2］周其仁.农地征用垄断不经济［J］.中国改革，2001(12):28-29.

［3］喻平.农民收入增长与经济发展之间的关系研究［J］.现代财经，2003(7):61-65.

［4］陶然，刘明兴，章奇.农民负担、政府管制与财政体制改革［J］.经济研究，2003(4):3-12.

［5］陶勇.增加农民收入的财政支持研究［J］.财经研究，2001(7):38-43.

［6］沈坤荣，张璟.中国农村公共支出及其绩效分析:基于农民收入增长和城乡收入差距的经验研究［J］.管理世界，2007(1):30-40.

［7］杜玉红，黄小舟.财政资金农业支出与农民收入关系研究［J］.统计研究，2006(9):47-50.

［8］李建军.城镇居民收入、财政支出与农民收入:基于1978～2006年中国数据的协整分析［J］.农业技术经济，2008(4):34-40.

［9］杨灿明，郭慧芳，孙群力.我国农民收入来源构成的实证分析:兼论增加农民收入的对策［J］.财贸经济，2007(2):74-78.

［10］高铁梅.计量经济分析方法与建模:Eviews应用及实例［M］.北京:清华大学出版社，2009:191-277.