財政支農對農民人均純收入影響效應分析：1981-2013
——基于陜西省縣際多維要素面板數據的實證

張 強，張映芹

(1.陜西師范大學 國際商學院，陜西 西安 710062；2.西安財經學院，陜西 西安 710100)

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財政支農對農民人均純收入影響效應分析：1981-2013
——基于陜西省縣際多維要素面板數據的實證

張 強1，2，張映芹1

(1.陜西師范大學 國際商學院，陜西 西安 710062；2.西安財經學院，陜西 西安 710100)

從新經濟增長及新經濟地理增長理論研究視角，采用縣際面板數據模型方法，結合陜西省區域經濟發展實際，選取多項影響農民收入增長指標，測算了多維要素協同作用對農民人均純收入增長的效應，檢驗結果顯示：1981-2013年陜西省勞動力、農村人力資本、財政支農、農村交通基礎設施等因素對農民人均純收入有正向促進效應，財政支農的正向促進效應最為顯著，長期以來，財政支農成為影響農民人均純收入增長的一個重要因素。

財政支農；農民人均純收入；面板數據模型；經濟效應

解決好“三農”中促進農民持續增收問題，是城鄉經濟社會協調發展中的一項重大而緊迫的戰略任務。陜西省是一個農業大省，長期以來，農民人均純收入與農業發展水平均低于全國平均水平，其關中、陜北、陜南三大區域城鄉經濟社會發展存在較為顯著的差異，在“十二五”區域經濟協調發展的關鍵時期，在經濟進入新常態階段，研究如何高效地促進陜西省農民增收，推動城鄉經濟社會協調發展目標的快速實現便成為政策制定者與學者們所關注的一項現實問題。

國外發達國家的大量實踐經驗業已證明，政府財政支農不僅促進了農民增收、農業經濟增長，還促進了城鄉經濟社會發展差距的縮小。改革開放以來，國家出臺的多項財政惠農政策在解決“三農”問題方面取得了一定的成效。但是，未考慮區域空間地理差異性因素所測算的影響效應，結果缺乏一定的科學性。因此，從新經濟地理增長理論等研究視角，實證分析在“西部大開發”戰略的不斷推進以及“關中-天水經濟區”、“呼包銀榆經濟區”等優惠政策注入的環境下，陜西省政府大量注入的財政支農政策能否成為促進農民增收的一項有效的舉措？財政支農政策對提高農民人均純收入的經濟效應價值幾何？在計量經濟學不斷發展、面板數據模型以及STATA、MATALABE等經濟分析軟件引入的條件下，采用區域面板數據分析法建立計量模型，解決諸如此類問題，無疑具有重要的理論意義與現實意義。

一、研究綜述

關于經濟增長理論的研究，古典經濟增長理論強調人口對經濟增長的作用。新古典經濟增長理論中索洛-斯旺模型(Solow-Swan Model)認為勞動力、資本是內生于經濟增長的主要因素，勞動有效性即技術進步被假定為外生的。以保羅·羅默(Paul M.Romer，1990)[1]為代表的新經濟增長理論通過知識積累模型分析認為，勞動力、資本、人力資本、技術是內生經濟增長的基本投入①參見：Romer.內生技術變革，1990。。羅伯特·盧卡斯(Robert Lucas，1988)[2]指出人力資本積累是實現經濟增長的源泉。爾后，知識外溢、人力資本投資、研發等知識積累，與人力資源的形成密切相關的技術進步實現機制等被重點引入內生經濟經濟增長模型中。由于現實經濟活動中的運輸成本、產業聚集等因素對于經濟增長作用不可忽視，即區域之間存在空間差異性，對于大量的經濟空間集聚與擴散現象，以保羅·克魯格曼與藤田(Krugman and Fujita，1991)[3]為代表的新經濟地理學者們認為，忽視了地理空間因素影響的新經濟增長理論框架下分析的區域經濟并不科學，應考慮地理空間因素將其模型化與實證研究。

關于財政支農效果研究，庇古(A.c.Pigou，1920)最早從福利經濟學視角提出以基數效用論為基礎的兩個檢驗社會福利標準。阿羅和庫茲(Arrowand Kurx，1970)最先實證研究公共資本存量與經濟增長之間關系。錢納里(Chenery，1986)等學者選取較長時段的多樣本數據分析結果顯示，財政支出規模與農業經濟增長之間存在正相關關系，財政支出規模是影響經濟增長長期變化的主要因素。巴羅(Barro，1990)[4]將政府公共支出于基礎設施、研究開發及教育等物質資本納入經濟增長模型中，論證了政府公共支出對經濟增長的影響。爾后，以戴維簡特(Devarajanetal，1998)為代表的大部分學者通過建立柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)生產函數法，將政府公共支出、人力資本等多變量引入到實證模型中。林等(Lin，2000)將農業科學技術進步、農業基礎設施改善等因素納入農業經濟增長模型中分析其貢獻率。英國經濟學家簡·莫里特(Jane Moritt，2000)通過選取發達國家與發展中國家樣本，論證了農業勞動力投入、財政農業投入與農民人均收入、農產品總值增加的關系。近年來，關于財政支農效果的實證研究主要有兩種方法，一是以迪米特里與迪考薩艾斯(Dimitris and Diakosaoas，2002)為代表，通過數理統計對比相關指標評價了財政政策支農的效果；二是以奧爾加與米利肯(Olga and Melyukhina，2002)為代表，通過建立經濟計量模型測算政策支農的水平。在被引入變量不斷增加的國外諸多相關研究中，大多數研究結論認為財政支出規模與農業經濟增長之間存在正相關關系[5]。

國內關于財政支農效應的研究主要從兩個視角分析：一是以國外發達國家的財政政策實施效果研究為切入點，對比分析各國財政政策實施效果(財政部農業司(2003)、國務院稅改辦(2003)、鄭志冰等(2009))；二是從理論和實踐角度，分析財政政策與農村經濟增長關系。蔡昉(2008)認為中國改革開放30年以來財政政策對于農業經濟增長具有促進作用[6]。孫瑞玲等(2008)論證了公共財政支農可以縮小城鄉之間的發展差距。杜云(2009)、胡振虎(2010)等通過計量模型實證檢驗了財政政策的經濟效率、農村公共投資的減貧效應，大多數研究結果顯示，財政政策對于農業產出有重要的促進作用[7]。

綜觀目前可查閱的國內外相關文獻，學者們大多選取較大范圍的國際、省際樣本數據，而縣際面板數據分析很少。多維要素作用下通過縣際面板數據分析財政支農效應的文獻很少見。選取陜西省區域縣際面板數據樣本，建立考慮多種因素協同影響下的財政支農效應，分析改革開放以來多變量因素對農民增收影響的研究更是沒有。因此，本文擬從新經濟增長與新經濟地理理論研究視角，結合陜西省實際選取多種指標，建立多維要素影響下縣際面板數據模型，測算1981-2013年陜西省財政支農政策對農民人均純收入影響效應，希望能夠檢驗改革開放以來陜西省財政支農的真實效果，進而對于提高農民收入提供新的理論支持。

二、研究內容

(一)相關數據

勞動力L與資本K被視作影響經濟增長的內生因素，依據奧德·度昆(Ode-dokun，1996)的動態兩部門經濟效率模型，在此，將資本K分解為財政支農投資Kc*注：利用陜西省財政支農支出減去來自農業各稅后的時間序列數據來反映財政支農支出狀況。、金融支農投資Kj*注：用陜西省歷年的各個金融機構農業貸款規模表示。以及農村固定資產投資Kg*注：依據業已論證的農村固定資產投資對農村經濟增長有正向促進作用的結論，除了公共部門投資以外，私人部門的投資對于經濟增長的促進作用也很重要。大多文獻選取農村全社會固定資產投資指標，但是，農戶固定資產投資額的私人部門的投資因素也不可忽視，否則會出現忽略市場對固定資產的主體作用而低估私人部門的投資結果，影響分析的相對準確性，因此，本文選取農戶固定資產投資與農村全社會固定資產投資這兩項數據進行加總一并記為農村固定資產投資指標。三項，選取覆蓋陜西省三大區域的80個縣的縣際面板數據，時間段為1981-2013年，其各種要素投入與農民人均純收入均剔除了當年居民消費價格指數后的描述性統計結果見下表1所示。

表1顯示：各指標在陜西省的關中、陜北、陜南三大地區之間差距明顯。陜南地區各項投資在縣際間的差距小于關中、陜北縣地區際間的差距，各變量的最大值大部分集中在關中地區，而最小值落在陜南地區。

(二)變量選擇

面對陜西省區域農業經濟增長及各種投入的差距，如何才能較為準確地測算財政支農的經濟效應？需要采用較長時段的面板數據模型法，將影響農民收入增長的諸多變量納入到分析框架中。由于地理空間、人力資本、交通基礎設施、貿易與城鎮化差異等因素在一定程度上影響區域經濟增長，因此，立足于陜西省區域經濟發展實際，選取以下變量進行分析。

表1 1981-2013年陜西省農民人均純收入與各種投入的描述性統計

資料來源：根據歷年陜西統計年鑒、地區統計年鑒等相關數據計算整理。

因變量選取陜西省農民人均純收入表示農村經濟增長，比選取農業GDP更切合實際，并可避免多個指標涉及GDP而導致多重共線性的存在。所有樣本以當年農民人均純收入除以相應年份的居民消費價格指數，取自然對數后記為LY。其中，農民人均純收入、居民消費價格指數來源于陜西省歷年統計年鑒、農村經濟統計年鑒。

自變量選取以下9項指標：

(1)勞動力(X1)。以農村從業人員數作為勞動投入L指標，根據歷年陜西省統計年鑒的年末從業人員數整理，取自然對數后記作LX1。

(2)財政支農(X2)。保羅·羅默(Paul Romer，1999)在新經濟增長理論中提出，政府實施的某種經濟政策對一國的經濟增長具有重要的影響，為了分析陜西省地方財政支農對經濟增長的影響效應大小，選取陜西省財政支農支出剔除農業各稅后的數據表示財政支農狀況*2006年1月1日，中國完全取消了農業四稅(農業稅、屠宰稅、牧業稅、農林特產稅)。，剔除居民消費價格指數后取自然對數，記LX2。

(3)農村人力資本(X3)。舒爾茨(Schultz，1961)提出的人力資本理論中認為，人力資本為人類自身在經濟活動中獲得收益并不斷增值的能力。人力資本是指通過教育、培訓、保健、勞動力遷移、就業信息等獲得的凝結在勞動者身上的技能、學識、健康狀況和水平的總和。目前，測算農村人力資本主要方法有4種：①勞動者受教育的年限(Barro and Lee，1993)；②入學率(Barro，1997，2001)；③農村教育經費占GDP或財政支出的比重(沈利生等，1997)；④對農村教育經費投入與醫療衛生保健投入的規模。本文選取對農村教育經費與醫療衛生保健投入作為農村人力資本投資指標，剔除居民消費價格指數后取自然對數，記為記LX3[8]。

(4)農村交通基礎設施(X4)。基于新經濟地理經濟增長學派代表人物保羅·克魯格曼(Paul Krugman，1999)的相關理論提出的運輸成本是經濟增長的一個內生變量的觀點，選取反映陜西省各樣本地區的交通運輸能力指標為公路里程，預期兩個變量之間存在正相關關系，取自然對數后記為LX4。

(5)金融支農(X5)。以陜西省歷年的各個金融機構農業貸款規模剔除居民消費價格指數后取自然對數，記為LX5。

(6)固定資產投資(X6)。選取農戶固定資產投資與農村全社會固定資產投資兩項數據合并值，剔除居民消費價格指數取自然對數，記為LX6。

(7)農產品進出口貿易總額(X7)。新經濟增長理論認為，技術變革是經濟增長的內生核心因素，開放貿易(國際貿易)是影響技術外溢的重要途徑，有助于技術進步與經濟增長，因此，選取農產品進出口貿易總額作為衡量農業技術的指標(LX7)。

(8)區域農村經濟差距(X8)。新經濟地理理論認為，區域經濟差距是影響地區空間差異的一個重要因素，參照張學良(2009)的指標選取方法，以陜西省陜北、關中、陜南三大區域樣本地區的地均GDP作為衡量區域差距指標(LX8)。

(9)城鎮化水平。盧卡斯(Lucas，1988)、藤田(Fujita，1999)等相關研究認為，城鎮化在區域經濟增長中具有重要作用。徐雪梅、王燕(2004)[182]認為經濟增長與城鎮化水平互為因果關系。張學良(2009)等論證了城鎮化對經濟增長有正向促進作用。此處以非農人口占總人口的比重作為城鎮化率指標，取自然對數后記為LX9[9]。

(三)實證模型

將上述新經濟增長理論與新經濟地理增長理論中的9個自變量納入到研究框架中，所建立的多元線性回歸方程為：

lnYit=a0+a1lnX1it+a2lnX2it+a3lnX3it+a4lnX4it+a5lnX5it+a6lnX6it+a7lnX7it+a8lnX8it+a9lnX9it+εit

(1)

式(1)Yit表示農民人均純收入，解釋變量有9個：勞動力(LX1)、財政支農(LX2)、農村人力資本(LX3)、農村交通基礎設施(LX4)、農產品進出口貿易總額(LX5)、金融支農(LX6)、固定資產投資(LX7)、區域農村經濟差距(LX8)、城鎮化水平(LX9)。

本文主要使用MATLAB與STATA軟件進行數據處理，STATA軟件也是以矩陣作為數據的基本處理單位，在處理面板數據方面，STATA軟件具有非常大的優勢，可以實現菜單命令與編程的較好結合。使用MATLAB與STATA軟件包編程對面板數據進行分析，得到的估計結果中常數項、固定效應模型與隨機效應模型的Huasman檢驗值不同，但是，各變量的參數值、各參數的t檢驗值、模型的假設檢驗值完全一樣，說明這兩種軟件具有可靠性。因此，在實證分析中通過使用STATA10.0軟件進行編程、計量[10]。通過式(1)對1981-2013年陜西省三大區域80縣的面板數據進行回歸，得到的混合型、固定效應以及隨機效應面板數據的回歸估計結果如下表2所示：

表2的估計結果表明，混合型模型中的農村人力資本項的回歸系數出現了難以解釋的負值，并且，截面固定效應模型Wald F檢驗值大于1%顯著性水平的臨界值，應該選取截面固定效應模型。判斷固定效應和隨機效應的Huasman的檢驗結果值大于1%顯著性水平的臨界值，表明應優先考慮固定效應面板數據模型。

(四)檢驗結果

從表2的固定效應面板數據模型的檢驗結果顯示，影響陜西省農村經濟增長的各項因素中，除了區域經濟差距(LX8)的產出彈性為負值以外，其余各項變量的彈性值均為正值。即，陜西省區域經濟差距對于陜西省農民人均純收入有負面影響，區域經濟差距的擴大影響著陜西省收入的長期增長。

從各項因素的估計系數來看，勞動力的產出彈性為0.0507，通過了5%顯著性水平檢驗，勞動力與農民人均純收入之間存在正相關關系，表明陜西省農村經濟發展還處在勞動力驅動經濟增長的階段；農村人力資本變量的產出彈性為0.0416，通過了1%的水平檢驗，農村人力資本與農民人均純收入增長呈現出較為明顯的正相關關系；反映農村交通運輸能力的公路里程變量的產出彈性為0.0472，通過了5%顯著性水平檢驗，表明陜西省農村交通基礎設施投入對區域農民人均純收入增長有著正向促進作用，提高農村交通運輸能力會降低運輸成本，促進農民增收，不過其貢獻率偏低，有待加強，即，財政要加大對農村交通基礎設施支持，促進對農民增收貢獻率的進一步發揮；財政支農

表2 混合型、固定效應和隨機效應面板數據模型的估計結果

注：***表示1%顯著性水平，**表示5%顯著性水平，＊表示10%顯著性水平。

的估計系數最顯著，通過了1%顯著性水平檢驗，財政支農對于農民人均純收入增長的貢獻率為0.0529%。金融資本項的產出彈性為0.0513，通過了10%顯著性水平檢驗，對于農民人均收入的貢獻率較為顯著，僅次于財政支農的貢獻程度。這表明，隨著“西部大開發”政策的實施以及縣域經濟發展的大力推進，農業貸款逐漸成為促進農民增收的一項有力的措施；固定資產投資項的產出彈性為0.0413，通過了1%顯著性水平檢驗，對于農民人均純收入增長的正向促進作用較低。而代表農業技術水平的農產品進出口貿易總額的估計系數為0.0210，通過了1%顯著性水平檢驗。地理空間、交通不便等因素在一定程度上影響了農產品進出口貿易總額，引致其產出彈性系數較小，此項指標對農民人均收入增長具有正向促進作用，與國內有些研究結論基本一致，盡管彈性值較小，但與現實相符；區域農村經濟差距的估計系數為-0.0281，此變量對農民人均純收入增長有負面影響，表明陜西省區域農村經濟差距有逐漸增大的趨勢，這可能與不斷加快的城鎮化等因素有關。因為城鎮化水平對于農民人均純收入的增長有正向促進作用，模型通過了5%顯著性水平的統計檢驗，表明陜西省農村經濟持續增長，加快農村剩余勞動力轉移非常重要。

1981-2013年，陜西省勞動力、農村人力資本、財政支農、農村交通基礎設施、金融資本、固定資產投資、農產品進出口貿易總額以及城鎮化水平對農民人均純收入有正向促進效應，其中，財政支農的正向促進效應最為顯著，次之依次為金融資本、勞動力、農村人力資本、農村交通基礎設施、固定資產投資及農產品進出口貿易總額。即，陜西省財政支農每增加1元，所選取樣本中每個農民人均純收入將增加0.0529元，金融資本、勞動力、農村人力資本、農村交通基礎設施、固定資產投資及農產品進出口貿易總額每增加1元，每個農民人均純收入將分別增加0.0513元、0.0507元、0.0416元、0.0472元、0.0413元及0.0210元。

三、研究結論

基于新經濟增長及新經濟地理理論的研究視角下多維要素縣際面板數據協同作用模型的研究結果表明，1981-2013年，陜西省農村經濟發展位處勞動力驅動經濟增長的階段，農村人力資本對農民增收有正向促進效應，陜西省財政支農每增加1元，農民人均純收入將增加0.0529元，財政支農成為影響農民人均純收入增長的一個非常重要的因素。農村交通運輸能力的提高，在一定程度上降低了運輸成本，促進了農民增收，農村交通基礎設施投資對于農村農副產品物流也發揮了舉足輕重的作用；金融支農的農業貸款有力地促進了農民人均收入的提高，其貢獻率僅次于財政支農的貢獻程度，農業貸款已逐漸成為促進農民增收的一項有效措施；固定資產投資項、農產品進出口貿易總額、城鎮化水平提升對農民人均純收入增長表現出一定的正向促進效應，農業技術水平的不斷提升在推動農業生產力進步、提高農民增收的作用日漸顯現。區域農村經濟差距對農民人均純收入增長有負面影響，區域經濟差距的擴大影響著陜西省農民經濟的長期增長。

鑒于此，為了促進陜西省農民持續增收，政府應進一步加大財政支農的投入力度，完善強農惠農富農的財稅扶持政策，拓寬農民增收渠道，推動農民收入快速增長；繼續強化農村人力資本，加快農村剩余勞動力轉移；重視農業貸款，加大對農村基礎教育、醫療衛生支出的投資力度，重視對農民的職業教育、身心健康、技能培訓、戶籍遷移等投資與補助。考慮另設專門的農貸機構加大對農業貸款的扶持力度，增加農業發放貸款的項目，完善農村金融機構在信貸投放過程的相關機制；重視農村交通基礎設施投資，拓展農村公路里程、通行能力和服務水平，促進農副產品物流的發展；同時，要不斷深化對外開放，提升農業技術水平，推動農副產品進出口貿易增長。另外，由于陜西省存在關中、陜北、陜南三大明顯差異地區，因此在出臺上述政策時，需要結合三大區域的具體特點，不同區域應該要有所差異。

[1] Paul M.Romer. Endogenous Technological Change[J]. The Journal of Political Economy, 1990(10).

[2] Lucas R E. On the mechanics of economic development planning[J]. Journal of Monetary Economics, 1988.22(1):3-42[3] Krugman P. Increasing returns and economic geography[J]. Journal of Political Economy, 1991. 99：483-499.

[4] Barro R J, Sala-I-Martin X. Economic Growth[M]. New York：McGraw-Hill, 1990.

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[6] 蔡昉.中國農村改革三十年[J].中國社會科學，2008(6)：99-110.

[7] 杜云，周紅剛.我國財政政策的路徑演化與效率檢驗——基于改革開放30年來微觀經濟數據和經驗[J].財經研究. 2009(1)：86-96.

[8] 黃小舟.財政支農支出績效研究[D].華中農業大學，2010.

[9] 張學良.交通基礎設施、空間溢出與區域經濟增長[M].南京：南京大學出版社，2009年版.

[10] 鮑姆.用Stata學計量經濟學(經濟科學譯庫)[M].北京：中國人民大學出版社，2012.

[11] 李佼瑞，徐書雅. 陜西省各地區經濟發展差異比較研究[J].西安財經學院學報，2014(6).

(責任編輯：司國安)

The Analysis on Effect of Financial Support for Agriculture to Farmers per Capita Net Income：from 1981 to 2013—Based on the Multidimensional Elements Panel Data of Counties in Shaanxi Province

ZHANG Qiang1,ZHANG Yingqin2

(1.International Business School, Shaanxi Normal University, Xi′an 710062, China;2.Xi ′an Institute of Finance and Economics, Xi′an 710100, China)

This paper calculated the multidimensional elements synergistic effect on farmers per capita net income growth by using the panel data model, selecting the index that effect the peasant income growth combined with the actual development of regional economy in Shaanxi Province from the perspective of the new economic growth and new economic geography theories. The test results showed that the labor force, the rural human capital, financial support for agriculture, rural transport infrastructure and other factors had positive effects on per capita net income of farmers from 1981 to 2013 in Shaanxi Province, and the positive effect of the financial support is the most predominant one. For a long time, the financial support for agriculture has become one of the important factors to influence farmers per capita net income growth.Key words financial support for agriculture; farmers per capita net income; the panel data model; economic effect

10.15896/j.xjtuskxb.201505014

2015-02-10

國家社科基金項目(12XKS020)；陜西省教育廳科學研究計劃項目重點研究基地計劃項目(12JZ010)；陜西省2014年科技計劃項目(2014KRM02)

張強(1977- )男，陜西師范大學國際商學院博士研究生，西安財經學院講師；張映芹(1963- )女，陜西師范大學國際商學院教授，博士生導師。

F812.45

A

1008-245X(2015)05-0093-06