財政農業支出對農民收入影響的實證分析
——以吉林省為例

楊國萍，郭雅嫻

（吉林財經大學財稅學院，長春 130117）

一、引言

統籌解決“三農”問題是我國的一項重要戰略決策，中央人民政府連續17 年將“三農”問題列入中央一號文件，其重要性和緊迫性毋庸贅述。吉林省是我國的農業大省，其農業發展關系到整個省份的經濟增長，解決好“三農”問題是吉林省的迫切之需，而解決“三農”問題的關鍵在于促進農民持續增收。根據《吉林統計年鑒》的數據，計算整理吉林省1998-2018 年農民人均可支配收入的構成，結果發現，1998-1999 年吉林省農民家庭經營純收入占農民人均可支配收入的比重達到85%以上，2001-2006 年該比重保持在70%-80%之間，2007-2016 年保持在60%-75%之間，2017-2018 年保持在55%-60%之間，這說明在吉林省農民人均可支配收入的構成中，農民家庭經營純收入的比重總體上雖呈下降趨勢，但作為最大收入來源的地位尚未動搖。而農民家庭經營純收入的提高又主要依賴于農業整體經營狀況的改善。農業整體經營狀況的改善單靠農民自身的力量是遠遠不夠的，國家財政的大力支持將發揮重要作用，其他產業的帶動發展效應也不可忽視。

改革開放至今，吉林省政府在促進農業創收、推進農村建設等方面實施了一系列措施，涉及農村改革、農村經濟等方方面面，并取得了顯著成效。《吉林統計年鑒》的數據顯示：1998 年至2018 年吉林省農村居民人均可支配收入由2 383.6 元增長至13 748.17元；城鎮居民人均可支配收入由4 206.64 元增長至30 171.94 元；城鄉居民收入差距由1 823.04 元擴大至16 423.77 元。由此可見，吉林省城鎮居民和農村居民的收入水平都在不斷提升，但農村居民收入的增長幅度明顯偏小，年均增長率也偏低，進而導致城鄉居民收入差距逐年擴大。我國積極倡導“縮小城鄉差距”，而收入水平差距是城鄉差距的重要表現之一，如何真正實現城鄉差距的逐步縮小，是吉林省政府面臨的一大挑戰。基于以上背景，研究吉林省財政農業支出對農民收入的影響，擬完善財政支農政策，帶動農民增收，具有現實意義。

二、文獻回顧

農民增收關乎我國經濟發展與社會穩定，是我國各級政府民生工作的重要內容之一。國內眾多學者就財政支農工作對農民收入影響的主題，展開了諸多研究。可大致分為以下幾類：一是僅考察財政支農資金總量對農民收入影響的。有學者發現兩者呈正相關關系，同時財政農業支出對農民收入的作用存在時滯性。[1]二是結合長期效應和短期效應，進一步考察財政支農資金總量對農民收入影響的。有學者認為，增加國家財政支農資金絕對量，能夠拉動農民人均家庭經營收入的增長，但拉動作用的長期效果和短期效果都不顯著；[2]也有學者發現財政支農資金是引起農民收入變化的格蘭杰原因，并且兩者之間存在長期協整關系，但短期內可能失衡；[3]還有學者得出結論，長期而言，財政支農資金對農民增收起微弱的促進作用。短期而言，財政支農資金會抑制農民增收，[4]與眾多學者的研究結論不一致。三是僅考察財政支農資金結構對農民收入影響的。有學者認為，財政支農各項目支出都能引起農民收入的變化，但其影響效果存在差異。其中，農村救濟費支出的積極影響最大，而農業基本建設支出甚至會產生負面效應；[5]也有學者認為，財政農業投入對農民收入的貢獻度從高到低的排序依次是基本建設投入、科技三項費用投入、支農支出；[6]還有學者認為，財政農業支出對農民收入增長的貢獻率最高的是農業科技三項費用支出，其次是支農支出，最后是農業基本建設支出，農村救濟費支出對農民增收幾乎沒有影響。[7]四是同時考察財政支農資金的總量和結構對農民收入影響的。有學者通過建立多元線性回歸方程分析我國財政農業總體支出及分項支出對農民收入的影響，結果證實財政支農支出對農民收入的增長起正向拉動作用，并且農村社會事業發展支出所起的拉動作用最明顯；[8]也有學者運用E-G 協整檢驗和似不相關回歸法分析我國財政農業總體支出及分項支出對農民收入的影響，其研究結論與上一位學者一致。[9]五是從收入來源角度考察支農資金總量對農民收入影響的。有學者發現，財政支農支出對農民轉移性及財產性收入的正向拉動作用最明顯，對農民家庭經營性收入同樣具有拉動作用，但對農民工資性收入的作用不顯著；[10]還有學者同時考慮了長期效應和短期效應：從長期來看，財政農業支出對農民工資性收入、轉移和財產性收入的正向拉動作用明顯，而對農民家庭經營收入的拉動作用相對較弱；從短期來看，財政農業支出會抑制農民工資性收入的增長，但作用微弱，同時，對其他來源的收入具有較強的促進作用，并且財政農業支出對不同來源收入的作用存在時滯差異。[11]此外，還有學者經過梳理我國財政支農政策中對農民收入產生影響的相關信息，進而提出完善財政支農政策的對策建議。[12]

財政支農問題一直是經濟學界的熱議話題，國內諸多學者對其進行過研究。通過整理相關文獻不難看出，大部分學者的研究結論支持增加財政支農資金正向拉動農民收入增長的觀點，僅少部分學者的研究結論與之相反。但是，以上研究都是基于全國層面的相關數據所做的分析，而針對地方性財政農業支出對農民收入影響問題的研究則相對鮮見。就全國而言，各個地區的經濟發展狀況、自然環境條件等方面存在較大差異，各個地區的適用政策也不盡相同。再者，地方政府因為工作需要，實地調研農業、走訪農村的機會更多，更了解當地農村居民亟待解決的難題，能夠做到具體問題具體分析，進而有效利用地方財政，因地制宜地解決該地區的農民問題。此外，我國的財政支農體制是以中央政府為主導、地方政府為主體的支出體制，[13]這也說明地方財政對農民收入的影響是舉足輕重的。因此，綜合以上研究成果，擬從吉林省的實際情況出發，淺析吉林省財政農業支出與農民人均可支配收入之間存在的相關關系，以及財政農業支出與農民家庭經營純收入、工資性收入、轉移性收入、財產性收入四種不同來源收入之間是否存在相關關系，并對這些相關關系的長短期效應作出分析。

三、實證分析

（一）指標選取及數據來源

現選取吉林省財政農業支出作為解釋變量，用吉林省每年政府財政預算支出中的農業支出來表示；選取吉林省農民人均可支配收入及家庭經營純收入、工資性收入、轉移性收入、財產性收入分別作為被解釋變量。在建立模型時，用yi（i=0、1、2、3、4）（下同）代表被解釋變量，用x 代表解釋變量。數據從《吉林統計年鑒》的相關統計指標獲取（詳見表1）。

（二）實證分析

先對（yi）與（x）進行對數處理，以消除可能存在的異方差，再建立模型。本文對農民收入與財政農業支出的時間序列取對數代表原序列，用ln（yi）與ln（x）表示，用D［ln（yi）］與D［ln（x）］表示取對數后的一階差分序列。數據全部運用Eviews7.0 軟件來處理和實現。

1.平穩性檢驗。在討論吉林省財政農業支出與吉林省農民收入之間是否存在經濟關系之前，必須要檢驗相關時間序列變量的平穩性，以防出現“偽回歸”。同時，對于不平穩的時間序列變量，一般可以通過差分法將其轉換為平穩的時間序列變量。本文采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗法來判斷ln（yi）與ln（x）的平穩性（詳見表2）。ADF 檢驗是通過三個模型完成的。

模型1：

模型2：

模型3：

其中，α 為常數項；t 為時間趨勢項；m 為滯后階數。

原假設H0：ρ=0，備擇假設H1：ρ≠0。

實際檢驗時，依次檢驗模型3、模型2、模型1。在給定顯著性水平下，依據時間序列變量的統計值與ADF 分布臨界值的大小關系，判斷檢驗結果是否拒絕原假設，進而確定時間序列變量是否存在單位根，是否具有平穩性。若變量的統計值大于ADF 分布臨界值，則變量非平穩；若變量的統計值小于ADF分布臨界值，則變量平穩。檢驗結束，表2 的檢驗結果顯示：ln（y0）、ln（y1）、ln（y2）、ln（y3）、ln（y4）與ln（x）在給定的顯著性水平下為非平穩序列。差分序列D［Ln（y0）］、D［Ln（y1）］、D［Ln（y2）］、D［Ln（y3）］、D［Ln（y4）］與D［Ln（x）］在給定的顯著性水平下為平穩序列。綜上，ln（y0）、ln（y1）、ln（y2）、ln（y3）、ln（y4）與ln（x）均為一階單整序列。

表2 單位根檢驗結果

2.Johansen 協整檢驗。平穩性檢驗結果顯示，ln（yi）與ln（x）均為非平穩時間序列變量，不能直接建立回歸模型分析變量之間的相關關系，需要先檢驗變量之間是否存在長期的穩定關系，即變量之間是否協整。協整檢驗同樣是為了防止“偽回歸”問題。ln（yi）與ln（x）同為一階單整，它們之間可能存在協整關系。[14]本文基于向量自回歸模型，運用Johansen 協整檢驗來考察ln（yi）與ln（x）之間的協整關系。先確定協整檢驗的滯后階數，在建立向量自回歸模型后，可根據AIC 值和SC 值確定模型的滯后階數p，即選取AIC 值和SC 值最小時模型對應的滯后階數。協整檢驗的滯后階數為向量自回歸模型的滯后階數減一。本文分別將ln（y0）、ln（y1）、ln（y2）、ln（y3）、ln（y4）與ln（x）建立向量自回歸模型，前兩對變量和后兩對變量確定的滯后階數都為1，中間一對變量ln（y2）與ln（x）確定的滯后階數為4，因此，相應的協整檢驗的滯后階數確定為0 或3（詳見表3）。

表3 Johansen 協整檢驗結果

檢驗結果顯示：ln（y0）與ln（x）協整，這說明1998-2018 年間兩者存在長期穩定的均衡關系。根據標準化協整方程式（4），吉林省財政農業支出每增加1 個百分點，農民人均可支配收入將增加0.5346 個百分點，可見，增加財政農業支出對農民人均可支配收入增長有較為明顯的正向拉動作用。

檢驗結果顯示：ln（y1）與ln（x）協整，說明1998-2018 年間兩者存在長期穩定的均衡關系，而ln（y2）、ln（y3）、ln（y4）與ln（x）均不協整。可見，僅家庭經營純收入與財政農業支出具有相關關系，其他來源的農民收入不受其影響。根據標準化協整方程式（5），財政農業支出每增加1 個百分點，經營純收入將增加0.4550 個百分點，即財政農業支出的增加同樣能夠促進農民經營純收入的增長，但作用相對較弱。

3.誤差修正模型。誤差修正模型是協整關系的另一種表達形式，數學方程式如下：

ecmt-1是誤差修正項，反映變量之間的長期均衡關系，系數矩陣反映變量之間的均衡關系偏離長期均衡狀態時，將調整到均衡狀態的調整速度。[15]

由上文檢驗結果可知，ln（y0）與ln（x）之間存在協整關系，用誤差修正模型表示如下：

由式（7）可知，誤差修正項的系數為-0.3941，符合負反饋機制，表明ln（y0）有39.41%的當期非均衡部分可在下期被調整至均衡。由于存在60.59%的非均衡部分未得到調整，可見這種修正作用相對不明顯，即ln（y0）的當期失衡對下期水平變化會產生較大影響。從模型來看，吉林省財政農業支出對農民人均可支配收入的促進作用短期效果不如長期效果好。

同樣，ln（y1）與ln（x）之間存在協整關系，用誤差修正模型表示如下：

由式（8）可知，誤差修正項的系數為-0.4071，符合負反饋機制，表明ln（y1）有40.71%的當期非均衡部分可在下期被調整至均衡。由于存在59.29%的非均衡部分未得到調整，可見這種修正作用同樣不是很明顯，即ln（y1）的當期失衡對下期水平變化還是會產生一定影響。從模型來看，吉林省財政農業支出對農民家庭經營收入的促進作用短期效果同樣不如長期效果好。

四、結論與建議

（一）結論

吉林省農民人均可支配收入與財政農業支出之間存在長期的均衡關系，這與諸多學者根據國家層面的數據分析后得出的結論相一致。但按不同來源劃分，僅家庭經營純收入與財政農業支出之間存在長期的均衡關系，這與吳振鵬、胡艷、張笑寒和金少涵等學者所得到的結論存在差異。在不考慮其他影響因素的情況下，財政農業支出每增加1 個百分點，農民人均可支配收入將增加0.5346 個百分點，農民家庭經營純收入將增加0.4550 個百分點。并且，誤差修正模型顯示，吉林省財政農業支出對農民人均可支配收入的正向拉動作用短期效果不如長期效果好，對農民家庭經營純收入的影響也是如此。

（二）發展建議

一是加大財政支農力度。吉林省政府應進一步加大財政支農力度，分兩方面來闡明：一方面，在支出規模上，確保達到國家規定的財政農業總投入的增長幅度要求，基于研究結論長期而言，吉林省財政農業支出每增加1 個百分點，農民人均可支配收入將增加0.5346 個百分點，從總量方面保證支農資金的需求。另一方面，在支出比重上，需要進一步提高財政農業支出在一般預算支出中的比重。統計數據顯示，2009 年以前，吉林省財政一般預算支出中農業支出的比重在10%以下，2009 年開始才達到10%以上，且近兩年又開始出現下降趨勢，提高財政農業支出的比重是政府對“三農”問題主動作為的重要體現，頗為必要。

二是加強財政支農資金的監管。中央和地方財政預算中，用于農業支出的資金相對有限，而如何將有限的資金用在“刀刃上”，這不僅要確保支農資金的安全，更應提高支農資金的使用績效，而有效的監督管理可以促成上述目標的順利實現。首先，政府職能部門應根據預算內已審批農業財政支出項目嚴格落實資金分配工作，特別強調減少現金使用。其次，財政部門應進一步加強對支農資金的監督管理，逐步建立包含多主體在內的資金使用監管體系，實現撥款單位與收款單位之間相互監督及最終付款單位嚴格把控資金支付的管理模式，保障資金安全，提高使用效率。再次，各級政府應進一步完善考核制度和加強懲防體系的建設，嚴格的考核制度不僅是政府衡量預算執行結果實際成效的標尺，還是側面反映政府預算工作缺陷的工具。懲防體系主要是為了預防腐敗，強調“誰簽字誰負責”。最后，為了提高資金使用的透明度，地方各級財政支農資金管理部門應及時對外披露項目進程和資金使用狀況。政府部門應積極引導農民群眾主動參與財政支農資金的預算管理工作。可以先試行“以村為單位，通過民主選舉的方式推選村代表組成監管機構，參與縣級地方財政支農資金的預算和審計工作”的辦法。

三是轉變財政支農方式。現代化是目前吉林省農業發展要達成的重要目標，而現代化離不開產業化，產業化又需要一批經濟效益良好、競爭優勢明顯的規模化企業來帶動發展。因此，積極引進或建設產業化經營主體是地方財政主動作為的重要體現。農業產業化以農戶為基礎，政府可以先將引進或建設產業化經營主體的財政支農資金進行量化處理，再以股份的形式分配給農戶持有。在這種集體資產股權量化模式下，農戶享有股份權利。一方面，農戶可以按股比以分紅的形式獲得集體經濟組織的經營收入；另一方面，農戶可以通過全部或部分轉讓其股權的形式獲得財產性收入。綜上，構建新型農業經營主體，應轉變財政支農方式，以創新農民收入渠道的辦法有效促進農民持續增收。