地方財政支農支出對農民收入影響的實證分析——基于1994年-2009年省級面板數據

孫致陸 肖海峰

（中國農業大學，北京 100083）

一、引言及文獻綜述

農業和農村的發展以及農民收入的增加是我國經濟社會發展中必不可少的重要組成部分（陳錫文，2010）。但在新中國建國初期“百廢待興”的現實國情下，為了使國民經濟快速恢復和發展，中央政府確立了優先發展工業和城市的政策，而在國內物資財富匱乏且又無法獲得國外資金援助的情況下，只能通過控制農產品貿易和壓低農產品價格的“價格剪刀差”方式轉移“農業剩余”來積累發展工業和城市所需的資本，并且還在戶籍制度、金融體制等方面制定了一系列限制勞動力、資本等要素資源在城鄉間自由流動的政策措施，以使這些要素資源集中配置用于發展工業和城市。這些政策措施確實在較短的時期內使我國的工業和城市得到了較快的發展，但與此同時，“農業剩余”的過多轉出也導致“三農”的資本自我積累能力越來越弱，而政府在同期對“三農”的投入卻相對不足，最終導致農業和農村的發展愈加落后于工業和城市，農民收入增速緩慢。當前，我國的“三農”問題越來越突出，而農民增收難問題是“三農”問題的核心問題（陳錫文，2001）。為了解決“三農”問題特別是促進農民收入增加，中央政府相繼提出了“工業反哺農業、城市支持農村”、“統籌城鄉發展”等方針政策，2004年以來的中央“一號文件”也都連續關注了“三農”問題，具體涉及到農民收入、農業綜合生產能力、社會主義新農村建設、現代農業、農業基礎設施、水利、農業科技創新等方面，還出臺實施了一系列促進農業和農村發展以及農民收入增加的具體舉措。但是當前，促進農民收入持續增長的長效機制尚未形成，農村的醫療、社會養老保險等社會公共事業還不健全，一系列城市偏向的社會經濟體制和相關政策也仍未得到有效調整。因而，在改革要素資源配置制度和糾正國民收入“重城市輕農村”的分配偏向的基礎上增加對“三農”的財政投入應是當前促進農民收入增加的最有效途徑（陸銘、陳釗，2004；李曉嘉、李玉山，2006；Dirk、Derek，2008）。

當前，我國農民增收難問題越來越嚴峻，并且已經成為當前最受矚目的社會問題之一，而財政支農支出在促進農民增收方面的效果到底如何?目前，國內關于我國財政支農支出對農民收入影響的經驗研究還較少，相關研究得出的結論認為，從財政支農支出總量來看，財政支農支出對農民增收起到了一定的促進作用（沈坤榮、張璟，2007；李建軍，2008；朱春奎等，2010），從分項的財政支農支出來看，支援農業生產及農村水利氣象等部門事業費支出、農村救濟費支出和農業科技三項費支出對農民收入均具有顯著的正向影響（王敏、潘勇輝，2007；陸文聰、吳連翠，2008；李樹培、魏下海，2009）。這些研究在數據方面采用的主要是全國層面的時間序列數據，在分析方法方面主要是運用因果關系檢驗或者簡單回歸估計法，并且在分析過程中大多未考慮其它影響農民收入的重要變量以及各個地區在政策、經濟社會條件、資源稟賦、地理區位等方面存在的差異。考慮到采用面板數據進行研究時，可以獲得比時間序列數據更多的動態信息和實現對地區差異的分析與探討，同時還可以通過增加觀測對象樣本數來提高估計和檢驗的抽樣精度以及估計結果的穩健性，因此，本文根據我國1994-2009年的省級面板數據，實證分析了地方財政支農支出對農民收入的影響，得出的研究結論可為政府制定有效的促進農民增收的財政支農政策提供經驗依據。

二、模型構建、變量說明與數據來源

（一）模型構建與變量說明

為了研究地方財政支農支出對農民收入的影響，本文構建了如下的面板數據模型：

式（1）中，FIit表示 i省在第 t年的農民收入（i=1，2，…，28；t=1994，1995，…，2009），本文用各省農民人均純收入來表示農民收入，主要指農村住戶當年從各個來源得到的總收入相應地扣除所發生的費用后的收入總和；LGESAit表示i省在第t年的地方財政支農支出；Xit表示一組可能影響農民收入的控制變量；c表示截距項；α和β分別表示地方財政支農支出和控制變量的估計系數；εit為隨機誤差項。根據資金的用途和作用發揮方式的不同，廣義的財政支農支出可以劃分為生產性支農支出和補貼性支農支出兩個大類；其中，生產性支農支出是政府為了提高農業綜合生產能力和促進農村公共事業發展而對農業和農村進行的投入，補貼性支農支出是政府對糧食生產、農業生產要素投入等進行的補貼投入，包括糧食生產直接補貼、農資綜合補貼、良種補貼、農機購置補貼等。考慮到補貼性支農支出大多直接或間接地形成了農民收入，因此，本文主要研究了用生產性支農支出表示的地方財政支農支出對農民收入的影響。由于部分省在早期的分項財政支農支出數據缺失較多，并且其統計口徑近年來也進行了一定的調整，為了保證數據的完整性和可比性，本文未采用分項的財政支農支出，而是采用地方財政支農支出總量進行研究，具體是用各省財政支農支出總量與農村年底總人口數的比值來表示地方財政支農支出。

由于農民收入實際上還要受到農業生產要素投入情況、農村經濟發展形勢、地區差異等因素的影響，因此，本文還選取了下列控制變量，以提高模型估計結果的穩健性。

1.農村勞動力人力資本水平（RH）。本文用各省農村勞動力人均受教育年限來表示該變量，具體是將農村勞動力受教育程度劃分為文盲或半文盲、小學、初中、高中及中專和大專及以上五個階段，并將各個受教育階段的累計受教育年限分別定為1.5年、7.5年、10.5年、13.5年和17年，然后通過加權平均計算得到農村勞動力人均受教育年限。農村勞動力人力資本水平的提高可以通過智力支持作用和知識溢出效應促進農民收入的增加。所以，該變量的估計系數的預期符號為正。

2.農業物質資本存量（AK）。本文用估算得到的各省農業物質資本存量與農村年底總人口數的比值來表示該變量。首先，參考王金田等（2007）的研究，基于公式AKi1994=Ii1994/（gi+δ）計算得到作為初始年份的1994年的農業物質資本存量，其中，Ii1994表示i省在1994年的農林牧漁業固定資產投資額，gi表示i省的實際農林牧漁業總產值在1994年-2009年的年均增長率，δ表示折舊率，δ的取值參考吳衛方（1999）的研究定為5.42%；然后，根據核算物質資本存量普遍采用的永繼盤存法，采用公式AKit=Iit+（1-δ）AKit-1計算得到各省歷年的農業物質資本存量。農業物質資本存量的提高可以促進農業及農村基礎設施等的改善，從而使得各種要素資源可以更好地在城鄉間自由流動，有利于促進農業農村經濟的發展和農民收入的增加。所以，該變量的估計系數的預期符號為正。

3.農村經濟發展水平（RGDP）。本文用各省農林牧漁業總產值與農村年底總人口數之比來表示該變量。農村經濟的平穩運行和較快發展，有利于增強政府的宏觀調控能力和收入再分配能力，進而有利于直接或間接地促進農民收入水平的提高，所以，該變量的估計系數的預期符號為正。

4.農村金融發展水平。本文設置了兩個變量來反映農村金融發展水平：用各省農村存貸款余額之和與農林牧漁業總產值的比值來反映農村金融發展規模（RFS），用各省農村存款余額與農村貸款余額的比值來反映農村金融發展效率（RFE）；其中，農村存款余額由農戶儲蓄存款余額和農業存款余額構成，農村貸款余額由鄉鎮企業貸款余額和農業貸款余額構成。當前，資金缺乏仍是我國“三農”發展面臨的主要難題，而隨著農村信貸資金投放規模的擴大和使用效率的提高，可以有效地緩解“三農”發展的資金不足問題，有利于促進農民收入的增加。所以，這兩個變量的估計系數的預期符號均為正。

5.城鎮化水平（URB）。目前，我國的城鎮人口統計仍是建立在城鎮戶籍制度的基礎上，由于有部分城鎮居民并沒有獲得城鎮戶籍，所以，采用城鎮人口比重實際上會低估城鎮化的真實水平（陸銘、陳釗，2004），但由于受到統計資料來源的限制，還沒有更好的指標予以代替，因而在本文中仍用各省戶籍人口數或常住人口數中城鎮人口數所占比重來衡量城鎮化水平。在我國，長期以來主要表現為由政府主導的以發展大中城市為主的傾向性的城鎮化進程，實際上與“三農”形成了對于經濟發展所需各種要素資源的競爭性需求關系（陸銘、陳釗，2004），雖然近年來政府著力強調通過大中城市和中小城鎮協調發展的城鎮化發展模式來帶動和促進農業農村經濟的發展，但在長期以來形成的城鄉二元社會經濟結構尚未得到有效破解和農村在基礎設施、獲利機會、獲利能力等方面仍均處于劣勢的背景下，各種要素資源的配置仍主要偏向于城市，城鎮化難以有效地發揮對于農業農村經濟發展及農民收入增加的輻射和帶動作用。所以，該變量的估計系數的預期符號為負。

6.地區虛擬變量。改革開放以來，我國先后實施了“東部沿海地區對外開放”、“西部大開發”、“中部崛起”等重大地區發展戰略，這些地區發展戰略有力地促進了各地區經濟的快速發展，但它們在實施時間、支持力度等方面存在的差異也在一定程度上造成地區之間出現了較大的經濟發展差距，而這種發展差距又影響到地方政府的財力和財政支農政策的實施效果，并對農民收入產生了不同的影響；此外，不同地區在資源稟賦、地理區位等方面存在的差異也會影響地區經濟發展水平，進而會影響到各地區財政支農政策的實施效果。因此，本文以中部地區省份作為參照對象，設置了兩個反映政策、經濟社會條件、資源稟賦、地理區位等方面差異的地區虛擬變量：dumDB和dumXB。①四川和重慶以及廣西和海南的早期數據由于無法拆分而分別進行合并，西藏由于缺失較多年份的指標數據而沒有包括在內，香港、澳門和臺灣也未包括在本文的研究中。所以，在本文的研究中，東部地區省份包括：北京、天津、遼寧、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建和廣東；中部地區省份包括：山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地區省份包括：廣西（包括海南）、四川（包括重慶）、貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏、青海和新疆。其中，dumDB表示東部地區虛擬變量，其具體取值方法是東部地區省份等于1，其它地區省份等于0；dumXB表示西部地區虛擬變量，其具體取值方法是西部地區省份等于1，其它地區省份等于0。基于設置的地區虛擬變量，本文進一步構造了地區虛擬變量與地方財政支農支出的交互項：dumDB×ln LGESA和dumXB×ln LGESA。本文根據這兩個交互項來分析地方財政支農支出對農民收入影響的地區差異。

7.滯后一期的農民收入（FI（-1））。為了減小估計誤差，本文參考Wooldridge（2005）提出的方法，將前期農民收入作為影響當期農民收入的其他未知或遺漏變量的代理變量也設為控制變量。考慮到前期農民收入對當期農民收入的內生影響，該變量的估計系數的預期符號為正。

引入上述控制變量后，模型（1）可以進一步擴展為如下所示的模型（2）。本文接下來將基于模型（2）來分析地方財政支農支出對農民收入的影響。

（二）數據來源

考慮到1994年我國實行分稅制改革以來，中央和地方的財政收支比重發生了較大變化，地方財政支出所占比重以及總體規模一直處于穩步上升的狀態，地方政府獲得了不斷增大的財政權力和財政責任（陳詩一、張軍，2008），因而本文的樣本期定為1994年—2009年，橫截面包括了我國28個省（市、區）。為了消除價格波動因素的影響，本文采用各省經過調整的固定資產投資價格指數（以1994年作為基期）對用于估算農村物質資本存量的農林牧漁業固定資產投資額進行了消脹處理，還采用各省經過調整的農村居民消費價格指數（以1994年作為基期）對其他變量的數據進行了消脹處理（對于直轄市以及部分省區在部分早期年份里缺失的農村居民消費價格指數，本文用該直轄市或省區在同期的全社會居民消費價格指數進行替代）。各變量以及固定資產投資價格指數和農村居民消費價格指數的數據來源于《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》、《中國農業年鑒》、《中國金融年鑒》和《新中國五十五年統計資料匯編》。

三、實證研究

（一）面板數據檢驗

為了避免直接對面板數據模型進行估計時可能出現的虛假相關和偽回歸問題，確保估計結果的有效性，本文先對各個變量的面板數據序列是否具有平穩性進行面板單位根檢驗，并在此基礎上對面板數據序列中作為被解釋變量的農民收入和作為解釋變量的地方財政支農支出以及控制變量之間是否存在長期穩定的協整關系進行面板協整檢驗。

1.面板數據單位根檢驗

面板數據單位根檢驗法主要包括同質面板單位根檢驗法和異質面板單位根檢驗法兩個大類。其中，具有代表性的同質面板單位根檢驗法包括：LLC檢驗和Breitung檢驗，這兩種檢驗法的原假設均為“各個截面單元序列存在同質單位根”；具有代表性的異質面板單位根檢驗法包括：IPS檢驗、ADF-Fisher檢驗和PP-Fisher檢驗，這三種檢驗法的原假設均為“各個截面單元序列具有異質單位根”。本文同時采用這五種面板單位根檢驗法對各個變量的水平序列及其一階差分序列進行檢驗。根據表1可知，在1%的水平上，各個變量的水平序列在總體上都接受了“各個截面單元序列存在同質或異質單位根”的原假設，但它們的一階差分序列都拒絕了“各個截面單元序列存在同質或異質單位根”的原假設。所以，在1%的水平上，各個變量的面板數據均為一階單整的平穩序列。

2.面板數據協整檢驗

本文接下來對農民收入和地方財政支農支出以及控制變量之間是否存在長期穩定的均衡關系進行協整檢驗。關于面板數據協整檢驗的早期研究大多采用最小二乘虛擬變量法和傳統的統計量進行分析，盡管得到的估計結果與回歸系數一致，但由于其t值是發散的，會導致回歸系數估計值的漸近分布是錯誤的。為了避免了以往的面板數據協整檢驗法存在的上述缺陷，基于傳統的Engle-Granger兩步法，通過構造服從漸近標準正態分布的ADF檢驗統計量，Kao（1999）提出了Kao ADF面板數據殘差協整檢驗法，該檢驗的原假設為“面板數據序列之間不存在協整關系”。根據表2所示的檢驗結果可知，t統計量值的相伴概率小于 1%，Residual variance和HACvariance的值也均非常小，這表明，農民收入與地方財政支農支出以及控制變量之間存在著長期穩定的協整關系。

表1 變量水平序列及其一階差分序列的面板單位根檢驗結果

表2 Kao ADF面板數據殘差協整檢驗結果

（二）模型設定形式檢驗

根據面板數據建立的模型通常有三種不同的設定形式：混合估計模型、固定效應模型和隨機效應模型。其中，混合估計模型在模型設定過程中未考慮面板數據自身可能存在的個體效應和時期效應，容易導致得出有偏的估計結果，因此，混合估計模型在實際研究中極少被采用。所以，本文利用Hausman檢驗法，在固定效應模型和隨機效應模型中確定適合的面板數據模型設定形式。根據表3所示的Hausman檢驗結果可知，檢驗統計量H的相伴概率均小于1%，這表明，隨機效應模型不適合本文的研究，所以，本文接下來采用固定效應模型進行分析。

（三）估計結果分析

在固定效應下，為了消除模型可能存在的異方差性，本文在控制了滯后一期農民收入的內生影響以及地區因素的影響后，逐步引入其它控制變量，采用加權的廣義最小二乘法（EGLS）來進行估計，估計結果如表3所示。根據表3可知，估計結果⑥中各個解釋變量估計系數在1%或5%的水平上均是統計顯著的，與估計結果①～⑤相比總體上也均未發生較大變化，并且影響方向也均是一致的，因而估計結果⑥具有較高的穩健性和較好的擬合效果；對地區虛擬變量與地方財政支農支出交互項進行的Wald檢驗結果表明，交互項的設置是合理和有效的。所以，本文基于估計結果⑥來分析地方財政支農支出對農民收入的影響。

根據估計結果⑥可知，在1%的水平上，地方財政支農支出對農民收入具有顯著的正向影響，即地方財政支農支出對農民收入增加產生了一定的促進作用，但lnLGESA的估計系數僅為0.087，這表明，地方財政支農支出在促進農民收入增加方面所發揮的作用總體上還非常有限，其使用效率和整體績效還比較低。近年來，雖然我國各級財政支農支出規模一直保持著較快的增長速度，但財政支農支出總量及其占財政支出總量的比重仍然偏低（何振國，2006；王勝，2010），財政支農支出規模與轉型期“三農”快速發展對資金投入形成的大量需求相比還存在較大差距；從財政支農支出結構來看，目前，支援農業生產支出和農林水利氣象事業費是財政支農支出的主體，占財政支農支出總量的比重基本上維持在65%左右，但該項支出中實際上有相當大的比重是用于政府農業行政事業的運轉費用，財政支農支出中真正用于農業基本建設、農業科研、農業技術推廣、農業綜合開發等方面的資金投入還較少（陳立雙、張諦，2004；陸文聰、吳連翠，2008）；此外，由于財政支農資金監管體制不健全、不完善造成的財政支農資金監管缺失或不到位，有限的財政支農資金在實際使用過程中被閑置甚至被擠占挪用的現象較為嚴重（葉翠青，2008；彭克強、陳池波，2008）。因此，財政支農支出存在總量偏低、結構不合理、監管缺失或不到位等方面問題，導致地方財政支農支出的使用效率和整體績效比較低，進而限制了地方財政支農支出在促進農民增收方面作用的發揮。

從各地區來看，地區虛擬變量與地方財政支農支出的交互項的估計系數在1%或5%的水平上也均是統計顯著的，這表明，各地區在政策、經濟社會條件、資源稟賦、地理區位等方面存在的地區差異會顯著影響各個地區地方財政支農支出對農民收入增加的促進作用。具體來看，dumDB×ln LGESA的估計系數為0.015，這表明，東部地區地方財政支農支出在促進農民收入增加方面的整體績效總體上要顯著高于中部地區；dumXB×ln LGESA的估計系數為-0.023，這表明，西部地區地方財政支農支出在促進農民收入增加方面的整體績效總體上要顯著低于中部地區。因此，地方財政支農支出對農民收入增加的促進作用總體上還呈現出顯著的地區差異和梯度特征，在東部地區、中部地區和西部地區逐漸降低。

表3 面板數據模型估計結果

根據估計結果⑥還可知，在1%或5%的水平上，各個控制變量對農民收入的影響均是統計顯著的，并且它們的估計系數的符號與預期也均是一致的。ln FI（-1）的估計系數為0.373，這表明，農民的前期收入對當期收入水平的提高具有顯著的內生效應和較強的促進作用；ln RH和ln AK的估計系數分別為0.603和0.178，這表明，農村勞動力人力資本水平和農業物質資本存量也均是促進農民增收的重要因素，并且前者在促進農民增收方面所發揮的作用要顯著大于后者；ln RGDP、ln RFS和 ln RFE的估計系數分別為 0.224、0.158和0.193，這表明，農村經濟發展水平和農村金融發展水平的提高均有利于促進農民收入水平的提高；ln URB的估計系數為-0.062，可見，我國持續推進的城鎮化進程不僅未發揮對農民收入增加的輻射和帶動作用，反而還在一定程度上制約了農民收入水平的提高。

四、結論與政策啟示

本文根據1994年-2009年的省級面板數據，分析了地方財政支農支出對農民收入的影響。研究結果表明，地方財政支農支出對農民收入增加產生了一定的促進作用，但這種作用總體上還非常有限，地方財政支農支出在促進農民收入增加方面的使用效率和整體績效還比較低；地方財政支農支出對農民收入增加的促進作用還呈現出顯著的地區差異和梯度特征，在東部地區、中部地區和西部地區逐漸降低。此外，農村勞動力人力資本水平、農業物質資本存量、農村經濟發展水平和農村金融發展水平對農民收入增加均具有顯著的促進作用，而城鎮化水平對農民收入增加具有顯著的抑制作用。

基于上述研究結論，本文認為，應在進一步擴大地方財政支農支出規模的基礎上，通過調整地方財政支農支出結構、加強對地方財政支農資金的監管和健全并完善相關配套體系或制度，來進一步提高地方財政支農資金的使用效率和整體績效，從而更有效地發揮地方財政支農支出對農民收入增加的促進作用，逐漸形成農民收入持續增長的長效機制。應采取的具體政策措施是：繼續加大生產性財政支農支出的投入力度，特別應加強對中小型農田水利基礎設施建設和維護、農業科研、農業技術推廣等的投入；健全和完善地方財政支農資金監管機制，切實加強對地方財政支農資金的監管和審計，確保相關資金用到實處；中央財政應進一步加大對中西部地區“三農”的扶持力度。此外，還應制定更加科學合理的城鎮化發展戰略，盡快建立健全以市場服務為主體、以政府公共服務為依托、以農民專業合作社為重要組成部分的農業技術、信息、金融、保險等方面的農業綜合社會化服務體系，大力發展農村教育，進一步健全和完善新型農村合作醫療制度和新型農村社會養老保險制度，促進農村各項社會公共事業的發展，來為更好地發揮地方財政支農資金的作用創造良好的外部環境。

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