農村公共支出、基本建設投入與城鄉收入差距

胡 聯，王 娜，周海川

(1.中國人民大學 a.農業與農村發展學院;b.經濟學院，北京 1008728;2.安徽財經大學 經濟學院，安徽蚌埠 233041)

一、引言

改革開放以來，隨著農村家庭聯產承包責任制的實施、農業投入的增加和農業技術的進步，我國農業和農村發展迅速。但是農民收入提高緩慢，收入增長率不高，城鄉居民之間存在著較大的收入差距。1978年城市居民可支配收入是農村居民的2.57倍，而2010年已經擴大至3.22倍。農民增收難和城鄉收入差距過大已嚴重影響我國經濟增長的公平性以及社會的和諧與穩定。

從某種程度說，我國城鄉收入差距過大主要是由建國初期“農業補貼工業”和“工農產品剪刀差”等重工業化政策造的。學者們也從不同的視角對城鄉差距形成的原因做了解釋。其中投資不足是限制農業和農村發展的重要因素。討論農村公共支出對農民收入水平以及城鄉收入差距的影響，并在此基礎上進一步考慮如何改善公共支出結構，提高公共支出的使用績效十分必要。同時農業基礎薄弱，尤其是農業基礎設施建設滯后的問題，已經成為制約我國農業現代化的瓶頸。加強農業基礎建設，擺脫農業面臨的資源、環境和市場的約束，促進我國農業由傳統向現代的轉型，增加農民收入，進而縮小城鄉收入差距已經成為我國經濟發展的戰略性問題。

目前，在農村公共支出與城鄉收入差距關系方面，林光彬(2004)［1］認為:我國公共支出和財政資源在城鄉之間的分配存在嚴重的不平等。農業財政支出占國家財政總支出的比例不僅低于農業產值在國內生產總值中所占的比例，而且還低于農村地區上繳稅收在國家總稅收中的比例。這種不平等是財富分配等級格局的表現，也是城鄉收入差距擴大的經濟基礎。宋洪遠等(2003)［2］認為:20世紀90年代以來，農村固定資產投資占全社會固定資產投資的比重總體上處于下降趨勢。王朝才和傅志華(2004)［3］則認為:城鄉收入差距擴大是我國過去走建立在剝削農業(農民)基礎上的工業化道路所帶來的后果，政府在提供公共產品時形成的“城鄉分割”影響了農業生產和農民增收。

在農村公共支出、基本建設投入與城鄉收入差距的實證研究方面，沈坤榮(2007)［4］對農村公共支出、農民收入增長以及城鄉收入差距之間的關系進行了實證研究，研究發現:在支出結構方面，生產性支出和基本建設支出占比過高，而農業科研和社會福利等方面的支出過低;而且公共支出在降低城鄉收入差距上的作用并不明顯，政府增進社會福利功能的發揮因此受到影響。夏龍、馮濤(2011)［5］認為:城鄉收入差距拉大會引起農村公共支出的被動增加，但是這種被動增加卻不能縮小城鄉收入差距。孫繼瓊(2010)［6］認為:當前我國農村公共支出的運用效率低下，影響了農村公共支出促進農民收入增長作用的發揮;同時公共財政資源在城鄉之間的配置不均，是造成城鄉收入差距擴大的重要原因。毛燕玲等(2008)［7］認為:農業基本建設投資與第一產業總產值、農民人均純收入之間具有長期正向的均衡關系，但短期內農業基本建設投資不會促進第一產業總產值和農民收入的提高。

總體來看，已有研究存在以下幾點不足:首先，盡管農村公共支出與城鄉收入差距的實證分析已有一些文獻，但缺乏完整的計量分析(如從脈沖分析和方差分解角度分析);其次，目前尚沒有對農業基本建設投入與城鄉收入差距擴大進行實證研究。正是基于這兩點，本文進行了農村公共支出、基本建設投入與城鄉收入差距的實證研究。

二、數據、變量說明與樣本空間的選擇

本文收集了1978—2006年我國農村公共支出、基本建設投入與城鄉收入差距數據。國家財政用于農業的支出、基本建設投入、農業產業增加值、城鎮家庭平均每人可支配收入和農村居民家庭人均年純收入采自各年的《中國統計年鑒》。本文用GAP衡量城鄉收入差距，其值為各年城鎮家庭平均每人可支配收入和農村居民家庭人均年純收入的比值;GOV衡量我國農村公共支出，其值為每年國家財政用于農業的支出與農業產業增加值的比值;JBJSZCR衡量基本建設投入，其值為每年財政支農支出與農業產業增加值的比值。

由于從2007年開始，國家財政用于農業的支出的統計口徑發生變化。所以鑒于數據的可得性和實際有效性，本文選取1978—2006年為研究范圍。

三、計量模型和實證結果分析

(一)協整分析與誤差修正模型

協整關系的檢驗通常有兩種方法:Engle-Granger兩步法和Johansen檢驗法。前者使用相對簡便，得到的協整回歸參數估計量具有超一致性和強有效性，但在小樣本下，這種估計量存在實質性偏差。由于本文的分析中有效樣本相對較小，為克服上述不足，本文采用基于向量自回歸模型的Johansen協整檢驗。

1.變量的平穩性檢驗。鑒于Johansen協整檢驗僅對已知的非平穩序列有效，為避免對非平穩時間序列回歸導致虛假回歸的問題，因此我們首先對向量自回歸模型中各序列進行平穩性檢驗。本文采用Dickey和Fuller(1981)提出的ADF方法進行單位根檢驗，滯后階數按照AIC或SIC準則選擇，檢驗結果如表1所示。

從表1中可以看出，兩個變量在5%的置信水平下都存在單位根，屬非平穩時間序列，但它們的一階差分序列在1%的置信水平下均顯示出平穩性，即GAP、GOV和JBJSZCR都是一階單整過程，因此符合對變量進行協整檢驗的前提條件。

2.VAR模型的確定。Johansen檢驗是基于VAR模型進行的，構建VAR模型需明確模型中含有哪些變量以及滯后期數。該VAR模型中的變量已經確定，為了保持合理的自由度，使模型參數具有較強的解釋力，在參照殘差自相關性、異方差性和正態性的基礎上，本文選取最佳滯后期為1，處理結果顯示模型擬合優度達0.90以上。

3.協整分析。協整檢驗模型的滯后期即為無約束VAR模型的一階差分變量的滯后期。無約束VAR模型的最優滯后期為1，所以協整檢驗模型的滯后期應為1(見表2)。

表2是對5種可能形式進行協整關系檢驗的結果。跡統計量和最大特征根兩種檢驗方法都表明，模型在5%顯著水平下至少存在1種協整關系，但最優模型形式需通過比較AIC和SC統計量進行選擇，也就是說對可能存在協整關系的5種模型形式都分別建立相應的誤差修正模型(VECM)。根據AIC準則和SC準則，應選擇第5種方程形式。這說明我國農村公共支出、基本建設投入與城鄉收入差距之間存在長期的穩定關系。標準化后的協整關系表達式為(u為殘差):

GAP= －1.714 0GOV －1.786 0JBJSR+1.901 1+u

由上式可知，在長期關系中，GOV每增長1%，GAP平均約減少1.71%，JBJSR每增長1%，GAP平均約減少1.78%，這表明在樣本區間內，農村公共支出、基本建設投入的增長降低了城鄉收入差距。

表1 ADF單位根檢驗

表2 Johansen協整關系檢驗

(二)格蘭杰因果關系檢驗和脈沖響應函數分析

1.格蘭杰因果關系檢驗。上述Johansen檢驗表明各變量間存在長期均衡關系。但長期均衡中顯著的相關關系并不意味著自變量對因變量產生影響。因此，筆者基于誤差修正模型對各變量分別進行Granger因果關系檢驗(結果如表3所示)。Granger因果關系檢驗通過對各向量誤差修正模型的自變量的滯后項進行Wald弱外生性檢驗實現，若χ2統計量小于5%的臨界值，則拒絕原假設，接受相應的自變量是因變量的Granger原因的備擇假設。

表3 Granger因果關系檢驗

從表3Granger因果關系檢驗的結果可以看出:GOV不是GAP的的格蘭杰原因;JBJSR不是GAP的的格蘭杰原因。這與沈坤榮(2007)［8］的觀點一致。由于在計量經濟學中，Granger因果關系并非完全等同于實際意義的因果關系(趙國慶，2008)［9］。本文接下來用脈沖響應函數和方差分解繼續分析我國農村公共支出、基本建設投入與城鄉收入差距之間的關系。

2.脈沖響應函數分析。為了形象地說明我國農村公共支出、基本建設投入與城鄉收入差距之間的動態關系，下面將利用脈沖響應函數來分析模型的動態特征。圖1和圖2是基于VAR模型采用正交化方法和Cholesky分解技術模擬的脈沖響應函數圖，圖中的橫軸表示新息沖擊作用的滯后期數，縱軸表示因變量對解釋變量的響應程度。在模型中將新息沖擊作用的滯后期設定為30年。

由圖1可見，GAP對來自GOV一個標準差的沖擊反應，在開始時就呈現出正向效應，到第1.5年時正效應達到最大值，隨后逐步減弱，并在第3年時減為0。之后，沖擊反應顯現出負向效應，在第6年達到最大值，然后減弱，直到第18年后保持穩定的水平態勢。這說明在前3年我國農村公共支出對城鄉收入差距的減少起著負面作用，但是第3年后，農村公共支出對城鄉收入差距的減少起著正面作用，并在第18年后保持穩定的正面作用。這意味著，從長期看農村公共支出有助于減少城鄉收入差距，但是作用并不很大。

由圖2可見，GAP對來自JBJSR一個標準差的沖擊反應，在一開始時就呈現出負向效應，到第6年時負效應達到最大值，隨后逐步減弱，直到第21年后保持穩定的水平態勢。這說明無論是短期還是長期，我國農業基本建設投入有助于城鄉收入差距的減少，而且這種作用大于總的農村公共支出對城鄉收入差距減少的作用(如圖1和圖2所示)。

圖1 GAP對GOV一單位標準差的響應路徑

圖2 GAP對JBJSR一單位標準差的響應路徑

3.方差分解。脈沖反應函數描述的是VAR模型中一個內生變量的沖擊給其它內生變量帶來的影響。方差分解則是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，以進一步評價不同沖擊的重要性［10］。表4給出了關于城鄉收入差距GAP的方差分解結果。

如表4所示，GOV對GAP的第1期貢獻度是24.67%，然后開始緩慢下降，呈現逐年遞減的趨勢，長期平均貢獻度為14.79%。JBJSR對GAP第1期沒有影響，但對第2期有一個2.96%的貢獻度，然后逐漸變大，到第 15期達到最大值53.48%，長期平均貢獻度為38.44%。這說明，對于滯后30期的各變量來說，農村公共支出、基本建設投入對城鄉收入差距都有影響，而且基本建設投入的影響度更大。

表4 GAP影響因素的方差分解

四、結論及政策建議

經過上述分析，本文得出以下結論:

(1)從協整關系和脈沖響應函數分析看，農村公共支出、基本建設投入與城鄉收入差距之間存在長期的穩定關系，農村公共支出、基本建設投入有助于減少城鄉收入差距。

(2)從脈沖響應函數和GAP影響因素的方差分解來看，基本建設投入對城鄉收入差距減少貢獻較大。

(3)農村公共支出投入對城鄉收入差距減少貢獻不是很大。這可能源自于農村公共支出結構有待進一步優化和農村公共支出效率有待提高［11－12］。

基于上述認識，本文提出以下建議:

第一，繼續加大農村公共支出力度。由上文分析可知，長期來看，農村公共支出有助于城鄉收入差距的減少。由于國家發展戰略的影響，我國公共支出長期存在城鄉“二元結構”，農村公共投入不足，為縮小城鄉收入差距，我們應該增加農村公共支出。

第二，加強農業基本建設投入力度。由實證分析結果來看，農業基本建設投入對城鄉收入差距減少作用較大。所以，我們應該進一步加大投入，促進農業發展和農民增收，進而縮小城鄉收入差距。

第三，優化農村公共支出結構，提高農村公共支出效率。本文實證結果顯示，農村公共支出有助于城鄉收入差距的減少，但作用不是很大，所以我們應該在加大農村公共支出的同時，積極優化農村公共支出結構，提高農村公共支出效率。

［1］林光彬.等級制度、市場經濟與城鄉收入差距擴大［J］.管理世界，2004(4).

［2］宋洪遠，龐麗華，趙長保.統籌城鄉，加快農村經濟社會發展— —當前的農村問題和未來的政策選擇［J］.管理世界，2003(11).

［3］王朝才，傅志華.“三農”問題:財稅政策與國際經驗借鑒［M］.北京:經濟科學出版社，2004.

［4］沈坤榮，張王景.中國農村公共支出及其績效分析—基于農民收入增長和城鄉收入差距的經驗研究［J］.管理世界，2007(1).

［5］夏龍，馮濤.政治決策、農村公共支出與城鄉收入差距［J］.經濟經緯，2011(2).

［6］孫繼瓊.農村公共支出與農民收入增長和城鄉收入差距的因果檢驗［J］.財經界，2010(10).

［7］毛燕玲，傅春，肖教燎.我國農業基本建設投資的協整性［J］.南昌大學學報，2008(4).

［9］趙國慶，于曉華，曾寅初.通貨膨脹預期與Granger因果性研究［J］.數量經濟技術經濟研究，2008(4).

［10］高鐵梅.計量經濟分析方法與建模－Eviews應用及實例［M］.2版.北京:清華大學出版社，2009.

［11］李永友、沈坤榮，財政支出結構、相對貧困與經濟增長［J］.管理世界，2007(11).

［12］Kaldor N.The Alternative Theories of Distribution［J］.Review of Economic Studies，1956，23:83 －100.

［13］Aimin CHEN.Urbanization and disparities in China:challenges of growth and development［J］.China Economic Review，2002，13(4):407 －411.