財政支農對農村居民收入的影響研究

于叢艷 王紅

[摘要]根據《統計年鑒》中2007至2015年相關數據，通過構建VAR模型，從財政支農角度研究分析農村居民收入情況，結果顯示，財政支農支出與農民收入之間呈正相關關系，但是存在著一定的滯后性。在基礎上，提出促進農村居民收入增加的建議。

[關鍵詞]財政支農;農民收入;VAR

[中圖分類號]F812.8;F323.8 [文獻標識碼]A

引言

農業、農村、農民是我國發展的最基層力量，其中農民收入是我們最為關心的問題。雖然目前我國財政支農資金絕對規模在不斷增加，據統計，2015年財政支農資金量已達到17380.49億元，比2014年增長了3206.66億元。近年來，我國經濟的快速發展，提高了農村居民的人均純收入，和2014年相比，2015年農村居民人均純收入增加了近880元。但是，各地域之間受經濟發展速度的制約，地域之間的發展存在不平衡性，東中西部農村居民的收入不盡相同，財政支農資金的績效也各不相同。對于該問題，諸多學者已經進行了研究，主要研究財政支農支出對農村居民收入的影響。孟志興、孟會生等人通過對山西財政支農進行研究，分析農民收入的變化，發現增加支農資金總量能夠有效提升農民收入。而羅東先分析了目前財政支農狀況下的農民收入情況，然后在此基礎上構建了財政支農支出與農民收入的關系模型。財政支農支出績效的衡量，不能只看投入總量絕對規模，還應該要分析支出結構的各個績效。厲偉、姜玲等學者則運用數據包絡分析法分析了我國2007～2011年的財政支農效率，發現在這段時間內雖然支農效率在不斷下降，但是支農效果卻在不斷提高。支農資金的投入方式也不可小覷，不同投入方式效果也有所不同，因此，楊建利等人認為應該通過創新投入方式來有效利用支農資金，進而推動農村居民收入的增加。朱迎春學者還針對支農資金帶來的收入效益分配進行了分析，發現就從長遠角度來看，支農資金與基尼系數之間具有一定的關系，而且隨著各項支出比例的不同，所帶來的收入效益也是不同的。最后，汪海洋等人也對該問題進行了研究，和朱迎春學者得出結論一致：不同支農支出帶給農村居民的收入效益是不同的，而且具有一定程度上的滯后性。新形勢新氣象，同樣也要有新目標，胡德仁、劉亮等人認為財政支出重點應該要從增加農產品產量轉移到增加農民收入上來。

本文通過梳理相關文獻，對財政支農與農村居民收入之間的關系有了一定程度的理解。因此，本文將借鑒前人研究成果，借助2007至2015年相關數據，對財政支農資金與農民收入之間的關系進行研究，在此基礎上，提出相關政策建議，促進農村居民收入的增加。

1 數據來源分析與模型構建

1.1 數據來源分析

本文從《中國統計年鑒》中選取2007至2015年的數據，分析我國財政支農資金和農民收入增長之間的關系，其中財政支農資金單位為億元，農民收入單位為元。通過對其簡單的描述性分析，由圖1可以看出，農村居民收入已經從2007年的4140.4元增加到2015年的10772元，與此同時，財政支農資金總量也增長了約5倍。從圖1中可以看出，在這9年內，不論是財政支農資金還是農村居民人均收入都呈現出不斷上升趨勢。從圖2可以看出，近年來，國家財政支農資金所占的比重仍逐年提高，但增幅逐漸趨于平穩，表明對于財政支農的支持力度逐漸增加，只是支持幅度基本保持一致。

1.2 模型構建

本文在構造模型分析農民人均純收入與財政支農支出之間關系時，以國家財政支農資金（CZZN）為自變量，以農村居民人均純收入（INC）為因變量，具體模型建立如下：

這種時間序列常常會出現偽回歸，為了避免偽回歸，需要對數據進行單位根檢驗，判斷數據是否平穩。若數據是平穩的，則可以對數據進行協整檢驗，判斷農村居民人均純收入與財政支農之間是否存在長期關系。接著，通過格蘭杰因果檢驗來判斷農民人均純收入與財政支農之間是否存在因果關系。最后運用脈沖響應函數評判財政支農資金的變動對農村居民收入所造成的沖擊。

2實證檢驗

2.1 平穩性檢驗

時間序列很大程度上都存在隨機性，統計的數據不一定是平穩的，如果用非平穩序列直接進行回歸，則回歸結果會出現偽回歸。因此，為了避免偽回歸，需要事先對數據進行ADF檢驗。

由表1可知，ln INC和ln CZZN在5%水平下是平穩的，且Prob.值分別為0.0318、0.0297，都是小于0.05，因此，原假設不成立，數據是平穩的。

2.2 協整檢驗

由表1可知，本文選取數據是平穩的，故而進一步檢驗兩變量之間是否具有協整關系，分析結果如表2所示。

由表2可以看出，ln INC和ln CZZN兩個變量在95%水平下存在2個協整關系，且P值小于0.05，即從長期角度來看，農村居民人均純收入的對數與財政支農支出的對數之間是有一定關系的。

2.3 格蘭杰因果檢驗

由協整檢驗可知，農村居民收入與支農支出之間是存在關系的，為了進一步確定兩者之間是否存在因果關系，本文在此基礎上再次進行因果檢驗，檢驗結果如下：由表3可知，在5%的水平下，拒絕“Y不是X的格蘭杰原因”的假設，但不拒絕“X不是Y的格蘭杰原因”的假設。因此，財政支農資金投入是農村居民人均純收入增長的原因，而農村居民人均收入不是財政支農資金增加的原因。

2.4 基于VAR模型的脈沖響應函數分析

對ln INC和ln CZZN做自回歸分析，結果如表4所示：財政支農資金能夠促進農民人均收入的增加，滯后一期和滯后兩期的財政支農系數分別為0.228747和0.173733，表明財政支農資金數額與農村居民人均純收入之間呈正相關關系。

由圖3可以看出，單位根是全部落在單位圓內的，也就是說，本文所構建的VAR模型是有效的，可以對財政支農與農村居民收入進行脈沖響應分析。

圖4中橫坐標代表追蹤期數，本模型中設定為10年，縱坐標代表農民人均純收入對財政支農資金的響應程度。4張折線圖分別表示財政支農資金對自身的響應路徑、財政支農資金對農民人均純收入的響應路徑、農民人均純收入對財政支農資金的響應路徑以及農民人均純收入對自身的響應路徑。由圖4可以表明財政支農資金和農民人均純收入的正向沖擊都有利于自身的改善，但農民人均純收入的改善較小;財政支農資金的正向沖擊對農民人均純收入一直有正面效應，但不同時期這種影響的程度不同，且這種正面效應在之后3期達到頂點，隨后有所減緩，表明財政支農資金對農民人均純收入有正向影響，但在一定的滯后期后才發揮出最大影響，且從長期來看，這種影響會趨于穩定。

3 結論與建議

3.1 結論

本文通過VAR模型對我國2007～2015年農村居民人均純收入與財政支農支出的關系進行研究與分析，主要得出下列結論：1、從長期來看，國家財政支農支出與農村居民收入增加之間是存在關系的;2、財政支農資金與農民收入之間是存在因果關系的，財政支農資金投入增加能夠提高農民收入;3、財政支農資金對農民人均純收入有正向影響，但在一定的滯后期后才發揮出最大影響，且從長期來看，這種影響會處于一個穩定水平。

3.2 建議

我國在進行財政支農支出時，不能只局限于絕對規模，還要考慮支農支出的相對規模，即支出結構績效;國家財政支農資金的投入增加是農民增收的有效保障，投入越多，農村居民收入增加的越多;同時，還要合理配置財政支農資金，依據實際情況，確定財政支農支出項目的前后順序，以農村百姓急需解決的問題為導向，有效分配資金，進而拉動農民收入。

[參考文獻]

[1] 孟志興，孟會生.山西財政支農支出與農民收入關系實證研究[J].經濟研究，2011（03）：57.

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[7] 胡德仁，劉亮.我國財政支農政策績效及政策選擇[J].調研世界，2003（10）：20.

于叢艷，等：財政支農對農村居民收入的影響研究

[收稿日期]2018-11-16

[作者簡介]于叢艷（1994—），女，江蘇泗洪人，碩士研究生，研究方向：農業理論與政策;王紅（1994—），女，江蘇如皋人，碩士研究生，研究方向：農村金融。