改革開放后財政農業投入對農民增收的效應分析

李普亮 賈衛麗

[摘要]從長期來看，財政農業投入對農民增收具有顯著的正面效應，但短期內這一影響并不顯著。不過。中央和地方財政農業投入對農民增收的貢獻度有所不同，中央財政農業投入效果更佳。為此應繼續加大財政對農業的投入力度，優化財政農業投入結構，提高財政資源配置和使用效率；明晰中央和地方財政的投入事權，理順財政投入資金的管理體制；完善財政投入方式，提高農民直接補貼比重。

[關鍵詞]財政農業投入；農民增收；中央財政；地方財政

[中圖分類號]F323.9[文獻標識碼]A[文章編號]1004-9339(2010)03-0049-08

一、問題的提出

千方百計促進農民增加收入、努力建立農民增收的長效機制是當前“三農”工作的重點和難點所在。自2003年黨中央和國務院把“三農”作為各項工作的“重中之重”以來，農民增收問題一直受到各級政府的高度重視，但城鄉居民收入差距不斷擴大的趨勢并未得到根本扭轉。2008年城鄉居民收入比由上年的3.33:1擴大為3.36:1，絕對差距首次超過1萬元；而2009年上半年，城鎮居民人均可支配收入實際增長11.2％，同期農村居民人均現金收入實際增長僅為8.1％，增速仍低于城鎮居民3.1個百分點。而且面對全球金融危機對我國經濟的深刻影響，今后一定時期內，農民增收的不確定性因素將會進一步增加。十七屆三中全會做出的《中共中央關于推進農村改革發展若干重大問題的決定》明確指出，現階段“農民增收仍然困難，最需要加快”。因此，如何建立和完善農民增收的長效機制將是決策層和理論界亟待研究的重要課題。

由于農業是一個風險較高、比較利益偏低的產業，同時農戶自身積累和投資能力十分有限，農村金融支持明顯不足，在此背景下，強化財政投入力度對促進農民增收的積極意義不言而喻。從國內實際看，在經歷多年的城鄉二元經濟、農業支持工業后，客觀上需要工業反哺農業、財政反哺農民。2009年中央一號文件進一步指出，擴大內需、實施積極財政政策，要把“三農”作為投入重點。現階段，我國實行的是分級財政管理體制，政府對農業的投入責任也相應地由中央和地方共同分擔。但中央政府和地方政府在制度環境、利益函數、行為模式等多個方面存在顯著差異，這些差異又可進一步影響其在財政支農領域的制度安排和相應績效，因而中央和地方財政農業投入對農民收入的影響不可混為一談。本文在分析財政投入對農民增收整體效應的基礎上，試圖通過相關實證分析將這種影響進行分離，以期為分稅制財政體制框架下優化政府財政支農安排、提升財政投人對農民增收的貢獻度提供參考。

二、相關文獻回顧

近些年來，財政投入與農民增收的關系受到了國內理論界的高度關注。就財政投入對農民收入的總體效應來看，學術界出現了不同觀點。黃小舟、王紅玲(2005)基于1980～2002年的相關數據分析發現，財政資金對增加農民收入具有積極影響，財政支農資金每增加l億元，農民純收入將增加1.519元。陸文聰、吳連翠(2008)運用1978～2005年的國家統計數據也得出了類似結論。但溫濤(2005)的研究結論與上述學者不同，他認為我國財政支農資金的增加并沒有成為推動農民收入增加的關鍵因素，并指出財政支農資金向農業投資轉化的過程中存在低效率問題。由于財政對農業的投入具有不同的類型，而不同類型的支出對農民增收的效應客觀上可能會存在差異，對此，許多學者又進一步探討了不同類型的財政投入對農民增收的影響。杜玉紅、黃小舟(2006)的研究表明，支援農業生產支出、農村救濟費成為農民增收的有利因素，而農業基本建設投資則阻礙農民收入增加。劉旦(2006)運用VAR模型對財政支農結構與農民收入增長關系的研究結果顯示，長期而言，農民收入與農村基本建設支出呈負相關關系，而與支農支出和科技三項費用支出呈正相關關系，并且在財政支農支出結構對農民增收效應高低的次序中，科技三項費用支出最高，其次是支農支出，農村基本建設支出最差。王敏(2007)的研究顯示，長期而言，農村生產支出和農林水利氣象支出是影響農民純收入的最重要因素，農村基本設施建設次之，農村救濟費位居第三，農業科技三項費用支出并未像眾多學者通常認為的那樣是促進農民增收效率最高的因素；短期內支援農村生產支出和農林水利氣象事業費以及農村基本設施建設投入增長對于農民純收入增長具有一定的促進作用，但不如長期的明顯。而在短期內農業科技三項費用和農村救濟費對農民純收入增長并不能產生預期中的促進作用，相反還具有微弱的阻礙作用。

不過，針對現有的研究，趙霞、穆月英(2009)指出，多數定量分析的文獻僅在考慮促進農民增收效率的基礎上對中國公共財政農業支出進行績效評估，其判斷和結論有失偏頗，同時這些研究均忽略了財政支農支出對農民內部收入分配公平性的影響，而且相當的定量研究對各項財政支農支出與農民純收入進行簡單的線性回歸，實際上這種分析方法并不恰當，存在偽回歸問題，導致分析結果有待商榷。為此，兩位學者采用灰色關聯度分析方法，從效率與公平兩個方面評估了1998～2006年我國公共財政農業支出的績效，結果表明：我國公共財政農業支出額度與促進農民增收效率倒掛，即農業科技支出份額最少但其對農民增收作用最強，而支農支出份額最多但對農民增收作用最弱；各項公共財政農業支出未能很好地起到促進農民收入公平分配的作用；我國公共財政農業支出績效在低水平層次上運行。此外，崔元鋒、嚴立冬(2006)還運用數據包絡分析(DEA)模型，對1995～2004年財政農業支出資金績效分別做了DEA檢驗，結果證實我國財政農業支出資金整體效率不高，并存在逐年下降的趨勢，指出財政農業支出資金結構偏差是其整體績效低水平運行的最主要原因。

由于不同學者選取的研究方法和數據不盡相同，得出的研究結論也存在較大差異。已有研究尚存在明顯不足：一是僅僅注重分析財政農業投入對農民收入的總體效應和結構效應。事實上，由于我國實行分級財政管理體制，中央財政和地方財政投入對農民增收的效應也應該有所不同，這一點沒有引起學術界重視。二是多數學者在研究中將支援農村生產支出和農林水利氣象等部門的事業費混為一體，而這兩類支出影響農民增收的機理并不完全相同，進而影響了研究結論的指導性。三是多數學者對財政農業投入的滯后效應考慮不足，從而可能會低估財政投入對農民增收的效應。本文重點從以上三個層面對現有研究進行拓展。

三、模型設定與數據描述

(一)模型設定

本項研究借鑒了C-D生產函數的分析框架，并將函數兩邊選取了對數形式，這樣一方面可以減少各個變量異方差的影響，另一方面待估參數可以反映出各個變量的產出彈性，為分析財政投人對農民增收的效應提供了一個較好的度量指標。模型形式設定如下：

其中，LNY為因變量的對數值，在本文即為LNrine(農民年人均純收入的對數值)，LNX_i為每期影響農民純收入的各個解釋變量的對數值，u為隨機擾動項，模型中各解釋變量的待估參數反映了其對農民收

入的彈性大小。本文首先分析財政農業投入對農民增收的整體效應，在此基礎上又將財政農業投入劃分為中央和地方兩個層面，探討不同層次的財政農業投入對農民增收的具體效應。在確定解釋變量時，除了重點考察的財政農業投入(LNtotal)、中央財政農業投入(LNcfa)和地方財政農業投入(LNpfa)外，還選取了家庭經營費用(LNfexp)和第一產業從業人數(LNpop)作為控制變量。因此，本文的模型形式可分別表述為：

LNrinc_t=β₀+β₁LNtotal_t+β₂LNfexp_t+β₃LNpop_t+u_t(1)

LNrinc_t=γ₀+γ₁LNcfa_t+γ₂LNpfa_t+γ₃LNfexp_t+γ₄LNpop_t+u_t(2)

其中(1)式用于估計財政農業投入對農民增收的整體效應；(2)式用于比較中央和地方財政農業投入對農民增收效應的差異。

(二)數據來源及相關說明

本項研究所分析的財政農業投入包括“支援農村生產支出和農林水利氣象等部門事業費”。1978～2006年，在國家財政用于農業的各項投入中，上述兩項支出一直占據主導地位，比重最低年份為51.1％，最高年份高達75％，平均比重達67.1％，如圖1所示。因此，可以認為，上述兩項投入在相當程度上影響了國家財政農業投入對農民增收的效應，以此為分析對象具有較強的代表性和現實意義。

本項研究中，1978～1995年的中央與地方財政支援農村生產和農業事業費數據源于《國家財政用于農業支出統計資料》(1949～1995)，1996～2006年的相應數據源于《中國財政年鑒》(1997～2007)，家庭經營費用源于相關年度的《中國農村住戶調查年鑒》，第一產業從業人數源于《中國統計年鑒》(2008)。為消除價格變動的影響，本文對農民人均純收入按照農村居民消費價格指數進行了調整(以1978年為基期)，中央和地方財政農業投入以及家庭經營費用均按照商品零售價格指數進行了調整(以1978年為基期)。

但財政對農業投入作用的發揮可能是一個漸進的過程，即當年某些投入的作用很有可能在以后年度才能顯現，因此，研究財政投入對農民增收的影響不能忽視這一滯后效應。何振國(2005)、李琴(2006)等雖然通過引入相關投入的滯后項探討了滯后效應的存在，但他們對滯后項的選擇比較隨意，其能否客觀、準確地反映出財政投入的滯后效應值得商榷，而且滯后項的引入會使得時間序列的自由度受到較大影響。還有重要一點，農民人均純收入的增長與宏觀經濟形勢密切相關，宏觀經濟的波動會在相當程度上影響農民人均純收入的波動，分析財政投入對農民增收的效應時應當剔除這種波動的影響。Carsten Colombier(2008)在研究公共支出結構對經濟增長影響時指出，HP濾波法可以用來平滑經濟周期波動，并能捕捉各項支出對長期經濟增長的影響，它不僅考慮到了解釋變量的滯后效應，而且還能夠避免分布滯后模型引起的自由度的過度損失。眾多研究者均指出，HP濾波法是一個純粹的時間序列平滑統計方法，它的優點在于簡單、透明，不依賴于任何特殊的假設，也不依賴于任何經濟理論，并且從該方法所獲得的結果能夠得到迅速而有效的復制。為此，本文運用HP濾波法對農民人均純收入進行了平滑，這一方法是建立在下列懲罰函數的基礎上：

其中，z_t是指t時點的實際人均純收入，z^tr_t是指t時點趨勢人均純收入，T為時間序列的最后一個時點，λ為平滑參數，采用年度數據時λ一般敢值為100。圖2給出了實際人均純收入(Income)和趨勢人均純收入(HPIncome)以及兩者的缺口(Gapincome)。

可以看出，農民人均純收入的增長與我國宏觀經濟的波動具有較強的一致性。比如，1997～2002年，受東南亞金融危機影響，我國宏觀經濟跌入波谷，農民實際人均純收入與趨勢人均純收入缺口不斷拉大；進入2003年以來，宏觀經濟開始復蘇并開啟了新一輪經濟增長，兩者缺口不斷縮小。本文在用HP濾波法對農民人均純收入平滑后，選擇了趨勢人均純收入作為被解釋變量，文中相關數據和模型處理運用了Stata10.0軟件。

(三)數據平穩性檢驗

傳統多元回歸分析要求所選數據必須是平穩的，非平穩時間序列數據的“變化趨勢”帶來的“偽回歸問題”會導致錯誤估計變量之間的關系。通常情況下，宏觀經濟變量往往因具有某種趨勢而呈現出非平穩特征。對此，本文運用擴展的迪基一富勒檢驗方法(ADF)對各個時間序列的數據平穩性進行檢驗，結果見表1。

由表1看出，上述五個經濟變量的水平值在10％的顯著水平上均呈現一階單整，而其一階差分至少在5％的顯著水平上平穩。盡管如此，這些變量之間仍有可能存在一定的協整關系，即各變量之間可能存在著一個長期穩定的比例關系，這需要進一步通過協整檢驗加以驗證。

四、實證結果及解釋

(一)實證結果

本文采用Engle-Granger方法對各個變量間的協整關系進行檢驗。估計財政農業投入對農民增收的整體效應的協整方程如(3)式所示，估計中央與地方財政農業投入對農民增收效應差異的協整方程如(4)式所示。

LNHPine=-*1.90+0.354LNtotal+0.27LNfexp+0.46LNpop(3)

P=(0.407)(0.00)(0.00)(0.049)

LNHPine=2.37+0.348LNcfa+0.129LNpfa+0.08LNfexp+0.17LNpop(4)

P=(0.259)(0.00)(0.032)(0.18)(0.394)

方程(3)的殘差水平值在1％的顯著水平上具有平穩性(ADF=-2.95，臨界值為-2.66)，方程(4)的殘差水平值在5％的顯著水平上表現平穩(ADF=-2.42，臨界值為-1.95)，說明兩個方程均沒有出現偽回歸，即上述各個變量間存在長期均衡關系。不難看出，我國財政農業投入對農民增收在1％的顯著水平上總體表現出了顯著的正面影響，前者每增加1％，農民收入相應增長0.354％，這與理論上的預期一致。但進一步來看，不同層次的財政投入對農民增收的效應存在顯著差異。其中，中央財政農業投入對農民收入在1％的顯著水平上具有正面影響，其彈性數值為0.348，地方財政農業投入對農民收入的彈性在5％的水平上也顯著為正，但小于前者0.219個單位。

上述協整檢驗分析的是變量間的長期靜態均衡關系，但不能反映變量間的短期動態關系，本文將在(3)、(4)協整檢驗的基礎上建立反映短期波動的誤差修正模型，采用的誤差修正模型分別為：

其中，ecm為誤差修正項，其系數反映了長期均衡對短期波動的影響。各原始時間序列樣本數據經過一階差分以后都是平穩的，因而可以對上式進行回歸分析，逐步剔除統計上不顯著的解釋變量，得到的誤差修正模型，結果如表2所示：

表3顯示，(5)和(6)兩個誤差修正模型中的ecm系數均顯著為負，說明當變量因短期波動偏離長期均衡關系時能夠自動得到矯正并逐步恢復到長期均衡狀態。同時，誤差修正模型還表明，財政農業投入的短期波動對農民增收的效果并不明顯。

(二)模型解釋：為什么中央財政農業投入對農民增收的效應優于地方財政

一般認為，地方政府在地方經濟發展中有著明顯的信息優勢，能夠按照公共產品的稀缺程度和農民的偏好來提供產品或服務，因此，投入的效率理應較高。孫文祥和蔡方(2005)、李琴(2006)以第一產業增加值為被解釋變量，探討了中央和地方財政農業投入的績效，結果發現，中央財政農業投入比地方財政更有效。但本文并未支持這一結論，我們試圖從以下兩個層面尋求背后的機理：一是中央和地方財政投入結構的差異；二是地方財政投入資金的配置和使用狀況。

1.中央和地方財政農業投入結構存在顯著差異

如前所述，本文所指的財政農業投入包括支援農村生產和農林水利氣象等部門事業費兩個部分。學術界在探討財政農業投入的績效時，往往將兩者視為一個整體，但事實上，支援農村生產支出和農林水利氣象等部門事業費發揮的作用并不完全相同。一般來說，支援農村生產支出主要通過轉移支付補貼農戶，降低其生產成本，調動農民農業生產的積極性，增加農業產出。而農林水利氣象等部門事業費主要支撐農業事業單位的運轉，并通過農業事業單位提供的各項服務，擴大農戶生產及交易的規模，加強農戶對自然災害的防御，減少農戶生產成本和交易成本，增加農業產出。從理論上講，這兩項支出對促進農民增收應該具有積極作用，但其效應大小卻不能簡單地混為一談。李琴等(2006)在分析各項財政農業投入對農林牧漁總產值的影響時，曾將支援農村生產支出、農林水利氣象等部門事業費進行了分離，結果顯示，農林水利氣象等部門事業費的產出彈性(0.93)遠大于支援農村生產支出(0.15)。但這一結論對于農民收入是否同樣有效不能冒然作出判斷。為此，我們需要進一步探討支援農村生產支出(zy)和農林水利氣象等部門事業費(qx)對于農民增收的具體效應。

此處，我們仍然立足于C-D生產函數的分析框架，并將各個變量取對數，將模型設定為：

LNHPinc_t=β₀+β₁LNzy_t+β₂LNqx_t+β₃LNfexp_t+β₄LNpop_t+u_t(7)

通過ADF檢驗發現，序列LNzy和LNqx均表現為一階單整。如前所述，非平穩序列的線性組合可能為平穩序列，因此變量LNHPinc、LNzy、LNqx、LNfexp和LNpop之間可能存在長期穩定的均衡關系，協整方程如下：

LNHPinc=-0.002+0.092LNzy+0.387LNqx+0.30LNfexp+0.48LNpop(8)

P=(0.999)(0.184)(0.00)(0.00)(0.095)

方程(8)的殘差水平值在1％的顯著水平上拒絕存在單位根的零假設(ADF=-3.741，臨界值為-2.66)，說明沒有出現偽回歸，也即上述變量間存在長期均衡關系。可以發現，農林水利氣象等部門事業費對于農民增收具有明顯的促進作用，該項支出每增加1％可以促使農民收入增長O.387％，支援農村生產支出對農民收入的產出彈性雖為正，但統計上并不顯著，可以認為，其對農民收入沒有顯著影響。

上述回歸結果表明，支援農村生產支出和農林水利氣象等部門事業費對農民增收的效應顯著不同，而這兩類支出在中央和地方財政農業投入中的構成存在較大差異，如圖3所示。

1978～2001年，農林水利氣象等部門事業費占中央財政農業投入的平均比重高達82.8％，支援農村生產支出的平均比重僅為17.2％。同期，地方財政農業投入的這兩個比重分別為48.9％和51.1％。可見，中央財政農業投入中農林水利氣象等部門事業費比例遠遠高于地方財政的同一比例。如前所述，農林水利氣象等部門事業費對農民收入的貢獻顯著為正，而支援農村生產支出對農民增收沒有顯著影響，這就在一定程度上解釋了為什么中央財政農業投入對農民增收的貢獻優于地方財政。近些年來，農林水利氣象等部門事業費飽受爭議，許多學者認為這一支出項目中用于“養人”的支出比重過高，對農業和農村發展的貢獻非常有限。本文的研究結論表明，盡管這一支出中用于維持機構運轉和發放工資的比例較高，但這并不能抹殺其對農民增收的積極效應。事實上，農林水利氣象等部門事業費除了用于人員供養的工資性支出外，還包括各農口事業單位的農業技術推廣、良種推廣示范、農業事業專項經費等，由于農業技術推廣和良種推廣示范對農民生產具有較高的產出彈性和較強的示范效應，農戶采用優良品種能顯著增加農作物的產出。

2.地方政府財政投入資金的配置和使用狀況不容樂觀

1994年的分稅制財政體制改革在有效實現“分稅”的同時，對中央和地方的事權劃分懸而未決，財政支農領域的事權劃分同樣模糊不清。從實際執行情況看，中央政府憑借其政治優勢傾向于“財權集中，事權下放”，致使地方財政承擔的支農份額偏高。分稅制改革以來，地方總的財力一直以20％以上的年增長率增長，然而，地方財政的非農支出需求由于種種原因也在不斷增加。基于農業比較利益偏低，地方政府在財力有限的條件下，更偏好于將財政資源投向非農產業和城鎮。由于中央政府難以完全掌控地方政府對農業投入的信息，致使價值取向并不完全相同的地方政府與中央政府間充斥著動態的博弈。盡管說中央政府可以采用獎勵、懲罰等選擇性激勵措施，但具有信息優勢的地方政府在與中央政府的博弈中占據著主導地位，因而有可能削減或挪用財政投入資金。其財政支農支出行動常常表現為：更偏好于投資見效快、易出政績的項目，而不是期限長、具有戰略意義的項目；熱衷于提供看得見、摸得著的“硬性”公共產品，而不愿提供農業技術推廣等“軟性”公共產品。而且，政府主導的項目規劃出于政績方面的考慮，往往更傾向于把資金投給發展基礎較好的地區，建設所謂“示范點”、“樣板工程”，而基礎設施較差、對支農資金需求最為迫切的地區和項目反而很難獲得相應的扶持，進一步加劇“窮者愈窮、富者愈富”的馬太效應，進一步削弱了地方財政資金對農民增收的貢獻能力。

相比之下，近些年來，中央專項資金的管理工作得到了逐步加強。一是地方各級政府和有關部門高度重視支農專項資金的管理，逐級建立了責任制。二是加強了建章立制工作。據不完全統計，中央財政共出臺了60多項財政支農資金的管理辦法，為支農專項資金規范化管理提供了制度保障。三是支農資金整合力度有所加強。從中央和省級的33個試點縣的情況看，各地根據本地的條件和特點，采取不同方式，以縣為主推進支農專項資金整合，按照縣域經濟的發展目標來確定支農專項資金的重點投向，取得初步成效。這些可能是中央財政支農資金對農民增收的貢獻度較高的重要原因。

五、政策建議

(一)繼續加大財政對農業的投入力度，注重優化財政農業投入結構，提高財政資源配置和使用效率

財政農業投入對農民增收具有積極效應，今后必須繼續強化財政對農業的投入力度，應盡快出臺《農業投入法》，實現財政對農業投入的制度化和法制化。但在總量穩定增長的同時，更應注重結構的優化。在財政對農業的各項投入中，農林水利氣象等部門事業費對農民增收表現出了積極的正面效應，其人員經費比例偏高并不能成為縮減這一支出的充分理由；恰恰相反，今后這一類型的支出還應當進一步增加。不過，應當注重優化其內部支出結構，適當壓縮人員經費支出，將更多的資金用于各項事業費。支援農村生產支出對農民收入沒有表現出預期的積極效應，這并非否定了這一支出項目的必要性，而是印證了支援農村生產支出配置和使用的低效性。今后應當加強對支援農村生產支出的整合，進一步向農村中小型水利設施、植物保護等領域傾斜，降低農業生產成本。

(二)明晰中央和地方財政的投入事權，理順財政投入資金的管理體制

根據財力與事權統一的基本原則，進一步完善分稅制財政體制，以法律的形式將中央和地方財政的支農事權進行明確的界定。由于農業是國民經濟的基礎產業，對于宏觀經濟的又好又快發展具有舉足輕重的特殊意義，中央政府應當承擔更多的穩定農業發展的責任。本文的研究結論表明，中央財政對農業投入的績效優于地方財政，但現階段我國中央財政投入比重過低，以本文研究的狹義財政農業投入來看，1978～2006年，中央財政投入的平均比重尚不足10％，今后應進一步提高中央財政對農業的投入比例。與此同時，改革政府官員考核機制，通過經濟、行政、法律等手段刺激各級財政增加農業投入的積極性，取消欠發達地區中央財政支農專項資金的配套要求。完善涉農資金管理體制，整合現有的政府涉農機構，進一步歸并農業財政資金，可以考慮設立一個專職機構從事涉農資金的管理和協調工作。同時，減少財政資金劃撥的中間環節，強化財政支農資金的后續管理和績效評價工作，將財政支農資金的使用狀況與以后撥付財政支農資金的數量掛鉤。

(三)完善財政投入方式，提高農民直接補貼比重

受國際金融危機的影響，今后一定時期內，保持農產品價格合理水平的難度更加凸顯，保持農民收入較快增長的制約更加突出。傳統的財政支農支出主要通過間接方式對農民收入產生影響，這種間接支持方式對農民增收的貢獻相對有限，面對國內外嚴峻的經濟形勢，要保持農民收入穩定增長，應當較大幅度提高農民直接補貼的比重，尤其是注重提高糧食主產區的種糧直補力度，這既可以顯著提高農民收入水平，又可激發農戶種糧積極性，確保我國糧食安全。

責任編輯：紀國義