財政農業支出、農民收入與農村經濟發展

張魯滕

（青島大學 經濟學院，山東 青島 266071）

發展中國家的農業、農村和農民問題一直是學術界研究的熱點問題，同時也是爭議比較多的一個領域，尤其是我國這樣一個城鄉割據明顯的發展中大國.可以說，如果農村不能實現現代化，也談不上全國的現代化；而城鄉間諸多要素的自由流動也難以實現，那么農村現代化就只是空談.

現階段，我國農村集體和農戶投資以及農村金融信貸發展還比較緩慢，財政支農的作非常重要，所以對財政支農支出的規模和結構進行研究，對二者和農業發展以及農民增收的關系進行分析就成為學術研究的熱點.在已有文獻中，就支出規模來講，李煥彰、錢忠好（2004）依托格蘭杰因果檢驗法研究得出財政支農支出與農業產出存在正相關關系；沈坤榮等（2007）采用多變量回歸模型，研究得出政府規模（財政支農支出占第一產業產值比例）對農村家庭人均可支配收入水平起到了促進作用.曾國平等（2009）的實證研究表明，財政農業支出是農村經濟增長的Granger原因；溫濤等（2005）通過實證分析研究指出財政支農資金的數額與我國農業經濟的發展以及農民收入水平存在負相關關系；王敏等（2007）研究指出財政農業投資和農民純收入之間存在的長期協整關系以及短期修正關系.就支出結構和效率來說，李煥彰、錢忠好（2004）運用生產函數測定對財政支農所涉及的各類支出的邊際產出效應后進行了排序，從高到低分別為農業科技三項費、農業基建、支農生產支出以及農林水氣部門事業費，同時指出當今的財政支農支出結構存在偏差較大；而王敏等（2007）通過分析研究卻指出，實踐表明，在很長一段時間內農林水利氣象支出以及農村生產支出是對農民純生如產生重大影響的兩個因素，之后是農村基建以及農村救濟費，與以前諸多研究成果不同的是王敏等并不認為農業科技三項費用支出對農民增收效率的提高產生了最大影響；杜玉紅、黃小舟（2006）通過OLS法分析支農生產、農村救濟費和農民年純收入之間存在的的關系，結果表明前兩者和農民純收入存在典型的正相關關系，而農村基本建設支出和農村事業費支出阻礙農民收入增加；李琴等（2006）的研究指出，在狹義財政農業投入方面，投入產出比排在第一位的是農林水利氣象等部門事業費，位列第二的是支農生產支出.

1 統計性描述

1.1 財政支農支出總規模和相對規模

第一，由圖1觀察可知，改革開放后的近三十年，我國財政支農的總規模是逐年上升的，同時，波動幅度也比較大，1998、2004和2006年的財政農業支出規模相較上一年有一個比較大的增幅，而隨后的年份，支農支出出現平穩甚至下滑的趨勢.究其原因，財政政策作為國家宏觀調控政策的一部分，宏觀調控會顯著地影響財政支農支出的規模.

圖1 財政農業支出

第二，由圖2財政農業支出占財政支出的比重，可以發現，國家對農業的財政支持力度是不斷減小的，尤其是進入新千年，除了2004年的比例達到9.7%外，其余年份這個比例都穩定在8%以下.綜合圖1和圖2，我們發現，財政支農支出的總規模是不斷上升的，但相比總的財政支出，相對規模則是不斷下降的.

圖2 財政農業支出占財政支出的比例

此外，還有學者（朱鋼，1998）比較了財政支農支出增長率和財政經常性收入的增長率，得出“除個別年份外，財政支農支出增長均未超過財政經常性收入的增長”的結論.

1.2 中央和地方支出結構

由于數據的原因，我們將使用中央支農生產支出以及農林水氣部門事業費替代中央財政支農支出，同樣以地方的兩項支出代替地方財政支農支出.一方面，這類支出占財政支農支出的比例比較大（70%左右），另一方面，其它各類支農支出在中央和地方的支出結構也大體相似，所以這種描述是比較客觀的.

由圖3可以發現，中央財政支農支出占中央財政總支出的比例維持在一個相對穩定的水平，但是地方財政的這一比例卻加速下降，而這還只是在預算內資金的范疇進行考察，考慮預算外資金后的實際比重會更小.很顯然，地方政府并沒有中央政府那種對農業和農村發展的緊迫感.究其原因，城市化傾向的經濟政策（陸銘等，2004）、不合理的政績考核機制，都使地方政府更有激勵將資源配置到那些能快速帶來GDP增長和創造利稅多的項目上，而相對忽略了對農業的投資.

圖3 中央和地方財政支農變化趨勢

2 變量的選取

為了驗證財政支農支出與農民人均收入的長期關系，本文選取以下幾個變量.

2.1 收入變量

本文采用農村家庭經營純收入作為收入變量，用income表示.大多數學者采用農村居民年人均純收入作為收入變量，不過，筆者認為這并不是一個準確的指標.由圖4，可以清楚觀察到，伴隨著中國卷入全球化并成為世界工廠，有越來越多的農民工從第一產業轉到二、三產業.這樣，農村居民年人均純收入的構成發生了重大變化，工資收入占比不斷攀升，而家庭經營純收入占比則不斷降低，因此，在反映農業發展、以務農為主業的農民收入的情況時，農民年人均純收入不如家庭經營純收入這個變量客觀.還有學者使用第一產業增加值除以農村勞動力總數作為度量收入的指標，其缺點是不直接.

圖4 農民人均純收入構成

2.2 財政支出變量

財政支農支出總規模變量采用凈投入變量，也就是財政支農支出減去農業稅收，取消農業稅的2006-2010年，則采用財政支農支出的原始數據，用net表示.財政支農各類支出的選取，直接采用原始數據，另外，農村家庭經營純收入和通過救濟獲得的收入是并列的變量，因而本文省略了農村救濟費對收入變量的實證分析.

本文采用的數據全部來源于《中國統計年鑒》、《中國財政年鑒》和《新中國農業六十年統計資料》.

3 實證分析

3.1 單位根檢驗

首先，進行變量的單位根檢驗.在檢驗之前，對數值取自然對數.檢驗結果如表1.從表中可以看出，水平序列net和income在10%的顯著性水平下不能拒絕單位根假設，是非平穩的時間序列.兩個變量的一階差分則在1%的顯著性性水平下拒絕單位根假設，是平穩的時間序列.因此，net和income都服從一階單整過程，可以進行協整檢驗.

表1 單位根檢驗結果

3.2 協整檢驗

由單位根檢驗可知，兩個變量都服從一階單整過程，所以二者之間可能存在協整關系.下面用Johansen協整檢驗來檢驗變量之間的協整關系.Johansen協整檢驗是一種基于VAR模型的檢驗方法，在檢驗之前，首先確定VAR模型的結構.在VAR模型滯后期的選擇上，五個評價統計量的值一致給出了最優滯后期數為一，從而確定建立VAR（1）模型.確立VAR模型的結構后，輸出協整檢驗的結果，見表2.由表2可知，兩個變量之間存在協整關系.參考向量誤差對模型進行修正得到均衡向量如下β=（1-0.321511），則這兩個變量之間的協整方程如下：

表2 協整檢驗

由協整方程可知，農村家庭經營純收入與財政支農凈投資具有正向關系，這表明從長期來看，增加財政支農凈投資有利于農民家庭經營純收入的增加，進而促進農業和農村的發展.財政支農投資每增加一個百分點，可使農民經營純收入增加0.32個百分點.

3.3 Granger因果關系檢驗

對變量進行格蘭杰因果關系檢驗，輸出結果如下表.二者都未拒絕原假設，因而短期內，財政支農凈投入并不是農民家庭經營純收入變化的原因，農民家庭經營純收入也不是財政支農凈投入變化的原因.所以，短期來看，財政支農凈投入對農業生產和農民增收的作用不顯著.

表3 Granger因果關系檢驗

4 結論

首先，財政支農支出可以促進農民增收，因此要繼續加大財政支農，特別是中央財政支農.通過前文的分析可以明顯看出，財政支農投資與農民家庭經營純收入之間存在正相關關系，而我國除個別年份外，農業投入的增幅都低于財政收入的增幅，財政支農遠未達到預期的水平.另外，由于農業本身的特性以及地方政府的發展策略，調整中央和地方的支出比重，直接加大中央財政支農的投資無疑是一個合理的選擇.尤其是科技投入這種特殊的要素支出，必須改革地方政府分散投資的模式.

其次，加大對農村流通體系的投入.我國對真正的促進流通的投入幾乎為零，如對提供各種市場信息、檢測、分級和標準化、市場保護和促銷、批發市場的發展和運輸服務等根本沒有投人.而從國際經驗看這方面的投資正是農業進入供給平衡階段后促進農業發展、提高農產品質量、增加農民收人的主要途徑.

最后，對于中國這樣一個農村人口占多數的發展中大國，真正能夠實現農村現代化和促進農民持續增收的根本性舉措，只能是穩步地推進城市化和工業化進程，一方面由經濟集聚進一步釋放規模優勢，另一方面統籌城鄉發展，形成合理的分工體系.

〔1〕王敏，潘勇輝.財政農業投入與農民純收入關系研究[J].農業經濟問題，2007(5)：99-105.

〔2〕陸銘，陳釗.城市化、城市傾向的經濟政策與城鄉收入差距[J].經濟研究，2004(6)：50-58.

〔3〕朱鋼.我國財政支農規模問題分析[J].中國農村經濟，1998(10)：15-22.

〔4〕李煥彰，錢忠好.財政支農政策與中國農業增長:因果與結構分析[J].中國農村經濟，2004(8)：38-43.

〔5〕溫濤，王煜宇.政府主導的農業信貸、財政支農模式的經濟效應—基于中國1952-202年的經驗驗證[J].中國農村經濟，2005(10)：18-27.

〔6〕杜玉紅，等，財政資金農業支出與農民收入關系研究[J].統計研究，2006(9)：47-50.

〔7〕陳立雙，張諦.對我國改革開放以來農業投資的實證分析[J].中國農村經濟，2004(4)：40-46.

〔8〕王倩.農村金融、財政支農和農村經濟增長的協整分析:1978—2007[J].吉林大學社會科學學報，2010(3)：138-145.

〔9〕李琴，等.財政農業投入的結構分析，中國農村經濟，2006(8)：10-16.