茆曉穎，成濤林

（蘇州大學(xué) 東吳商學(xué)院，江蘇 蘇州 215021）

0 引言

黨的十七大從中國(guó)特色社會(huì)主義事業(yè)總體布局出發(fā)，鮮明地提出要形成城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展一體化新格局的要求。黨的十八屆三中全會(huì)提出了“健全城鄉(xiāng)發(fā)展一體化新機(jī)制”的要求。蘇州是江蘇省唯一的城鄉(xiāng)發(fā)展一體化綜合配套改革試點(diǎn)地區(qū)。全面推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化改革發(fā)展，是推動(dòng)蘇州經(jīng)濟(jì)社會(huì)實(shí)現(xiàn)新跨越的重大戰(zhàn)略選擇。無(wú)論是統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展還是城鄉(xiāng)一體化，其中最重要、最核心、最關(guān)鍵的問(wèn)題之一就是農(nóng)民收入問(wèn)題。只有農(nóng)民收入上去了，城鄉(xiāng)一體化才可能成為現(xiàn)實(shí)。蘇州所轄五縣市縣域經(jīng)濟(jì)基本競(jìng)爭(zhēng)力全都進(jìn)入全國(guó)百?gòu)?qiáng)縣前十名，縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展在全國(guó)具有一定的代表性。近年來(lái)，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對(duì)農(nóng)民增收的影響進(jìn)行了一系列研究。因此，研究蘇州財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民增收的作用機(jī)制、效果，對(duì)促進(jìn)農(nóng)民增收、縮小城鄉(xiāng)差距以及為全國(guó)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展提供科學(xué)的樣板具有重要的現(xiàn)實(shí)意義，對(duì)創(chuàng)新財(cái)政支農(nóng)政策理論研究也具有重要的理論意義。

本文運(yùn)用蘇州所轄五個(gè)縣級(jí)市2007～2012年的全口徑支農(nóng)支出（即包括一般預(yù)算支農(nóng)支出、預(yù)算外支農(nóng)支出、政府性基金支農(nóng)支出、其他涉農(nóng)資金）各子項(xiàng)與各自的農(nóng)民收入面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，以此來(lái)檢驗(yàn)蘇州支農(nóng)支出的政策效果。

1 模型建立

1.1 數(shù)據(jù)說(shuō)明及來(lái)源

本文以2007～2012年為樣本區(qū)間，選取蘇州所轄昆山、常熟、張家港、太倉(cāng)、吳江五個(gè)縣級(jí)市農(nóng)民人均純收入、全口徑財(cái)政支農(nóng)支出及其各子項(xiàng)支出等變量，利用時(shí)間序列面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析此期間全口徑財(cái)政支農(nóng)支出各子項(xiàng)支出對(duì)農(nóng)民增收的貢獻(xiàn)度。其中，農(nóng)民人均純收入來(lái)自相應(yīng)年份的蘇州統(tǒng)計(jì)年鑒；全口徑財(cái)政支農(nóng)支出及各子項(xiàng)來(lái)自蘇州市財(cái)政部門(mén)歷年決算數(shù)。表1是農(nóng)民人均純收入及全口徑財(cái)政支農(nóng)支出數(shù)據(jù)。限于數(shù)據(jù)的保密性，本文沒(méi)有列出全口徑財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的各子項(xiàng)數(shù)據(jù)。

表1 蘇州各地農(nóng)民人均純收入及全口徑財(cái)政農(nóng)業(yè)支出

1.2 模型的建立與實(shí)證方法

基于相關(guān)經(jīng)濟(jì)和計(jì)量理論，構(gòu)建如下計(jì)量模型：

i表示個(gè)體，t表示時(shí)間，本文中 yit為lnincome，代表農(nóng)民純收入的對(duì)數(shù)，對(duì)數(shù)變換為了增加數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。x1,it=lnnongye,x2,it=lnlinye,x3,it=lnshuili,x4,it=lnfuping,x5，it=lnzonghe,x6,it=lnother，分別表示第i地區(qū)，第t期的財(cái)政支持農(nóng)業(yè)、林業(yè)、水利、扶貧、綜合開(kāi)發(fā)以及其他支出的對(duì)數(shù)，αit為常數(shù)項(xiàng)，βk,it是面板數(shù)據(jù)回歸系數(shù)，μit為代表個(gè)體異質(zhì)性的變量，εit為面板隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

面板模型根據(jù)不同個(gè)體之間截距、系數(shù)是否相同又分為混合效應(yīng)模型、變截距模型、變系數(shù)模型?；旌闲?yīng)模型認(rèn)為不存在個(gè)體異質(zhì)效應(yīng)，即所有的個(gè)體擁有相同的回歸方程，通過(guò)OLS模型進(jìn)行回歸。變截距模型則認(rèn)為有個(gè)體異質(zhì)因素存在，根據(jù)個(gè)體異質(zhì)與自變量與控制變量是否相關(guān)又分為固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。變系數(shù)模型認(rèn)為所有個(gè)體之間沒(méi)有共性，結(jié)構(gòu)因素和個(gè)體因素均存在。

本文通過(guò)使用Stata12.0對(duì)2007～2012年蘇州吳江、常熟、張家港、昆山、太倉(cāng)的財(cái)政支持農(nóng)業(yè)、林業(yè)、水利、扶貧、農(nóng)業(yè)綜合開(kāi)發(fā)、其他支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民純收入進(jìn)行回歸?；谶@五市在經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)以及發(fā)展水平上的差異，筆者認(rèn)為其存在個(gè)體異質(zhì)性，因此通過(guò)Hausman檢驗(yàn)，以比較固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的優(yōu)劣。Hausman統(tǒng)計(jì)量如下：(βFE-βRE)’[VAR(βFE)-VAR(βRE)]-1(βFE-βRE)～χ2(K)

βFE，βRE分別為固定和隨機(jī)效應(yīng)模型的回歸系數(shù)，如果該統(tǒng)計(jì)拒絕原假設(shè)，則說(shuō)明個(gè)體異質(zhì)性與自變量或者控制變量相關(guān)，使用固定效應(yīng)模型更優(yōu)。反之使用隨機(jī)效應(yīng)模型更優(yōu)。

2 實(shí)證結(jié)果分析

通過(guò)Hausman檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)量為9.29，P值為0.0256，即在5%的水平上顯著，說(shuō)明個(gè)體異質(zhì)性與自變量存在顯著的相關(guān)性，因此選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如表2所示。

表2 實(shí)證模型估計(jì)結(jié)果一覽表

從回歸結(jié)果來(lái)看，財(cái)政農(nóng)業(yè)支出、水利支出、扶貧支出、綜合開(kāi)發(fā)支出均對(duì)農(nóng)民人均收入提升有顯著正的影響。財(cái)政支持農(nóng)業(yè)、水利、扶貧、綜合開(kāi)發(fā)支出每增加1%，農(nóng)村居民純收入分別增加0.21%、0.267%、0.086%、0.097%。而林業(yè)支出每增加1%，農(nóng)村居民純收入反而減少0.122%，但是在5%的水平上不顯著。

3 結(jié)論及政策建議

通過(guò)上述實(shí)證分析可以得出以下結(jié)論：水利支出、農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)村收入增長(zhǎng)影響幅度最大；扶貧和農(nóng)業(yè)綜合開(kāi)發(fā)支出次之；林業(yè)支出表現(xiàn)為負(fù)影響或者說(shuō)對(duì)農(nóng)民增收影響不大，這一方面可能是由于蘇州林業(yè)規(guī)模比較小，對(duì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)民增收作用有限；另一方面可能是本文研究樣本時(shí)間序列較短，林業(yè)支出對(duì)促進(jìn)農(nóng)民增收存在滯后效應(yīng)；這些需要進(jìn)一步觀察和驗(yàn)證?；诖耍疚奶岢鲆韵抡呓ㄗh：

（1）持續(xù)加大財(cái)政支農(nóng)投入

長(zhǎng)期以來(lái)，財(cái)政部門(mén)一直按照《農(nóng)業(yè)法》及中央“一號(hào)文件”規(guī)定的“三個(gè)高于”（財(cái)政支農(nóng)投入的增量要高于上年、國(guó)家固定資產(chǎn)投資用于農(nóng)村的增量高于上年、政府土地出讓收入用于農(nóng)村建設(shè)的增量高于上年）安排農(nóng)業(yè)支出，逐年加大了對(duì)農(nóng)業(yè)的投入，對(duì)促進(jìn)農(nóng)民增收發(fā)揮了重要作用。黨的十八屆三中全會(huì)提出，要清理規(guī)范重點(diǎn)支出同財(cái)政收支或生產(chǎn)總值掛鉤事項(xiàng)。但這并不意味著要削減這些重點(diǎn)支出，當(dāng)前蘇州正處在推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化的關(guān)鍵階段，財(cái)政支農(nóng)投入不能削弱，只能加強(qiáng)。應(yīng)跳出傳統(tǒng)的財(cái)政一般預(yù)算支出視角，從多角度統(tǒng)籌考慮支農(nóng)支出，充分發(fā)揮財(cái)政資金桿杠帶動(dòng)作用，形成多元化的農(nóng)業(yè)投資渠道，發(fā)揮對(duì)農(nóng)民增收的促進(jìn)作用。

（2）調(diào)整和優(yōu)化財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)，重點(diǎn)將資金投向?qū)r(nóng)民增收貢獻(xiàn)大的領(lǐng)域

在增加農(nóng)業(yè)投入的基礎(chǔ)上，要不斷優(yōu)化支出結(jié)構(gòu)。首先是加大對(duì)水利的支出。長(zhǎng)期以來(lái)，農(nóng)業(yè)水利建設(shè)欠賬很多，諸如農(nóng)村河道疏浚、小型水利灌溉設(shè)施等建設(shè)滯后。而這些是提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力和效率的重要途徑，可以有效降低自然環(huán)境對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所帶來(lái)的不確定性和風(fēng)險(xiǎn)，因此應(yīng)加大對(duì)水利的投入，使之適應(yīng)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的要求。其次是加大對(duì)農(nóng)業(yè)防災(zāi)減災(zāi)體系建設(shè)，變?yōu)暮笱a(bǔ)助為災(zāi)前預(yù)防，將風(fēng)險(xiǎn)消滅在萌芽狀態(tài)。例如要加大對(duì)農(nóng)業(yè)病蟲(chóng)害防治、農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全等方面的投入力度。第三，加大對(duì)農(nóng)業(yè)科技的投入力度，充分發(fā)揮科技是第一生產(chǎn)力的作用。加大對(duì)農(nóng)業(yè)新產(chǎn)品、新技術(shù)的運(yùn)用和推廣力度，發(fā)展壯大農(nóng)村科技人員隊(duì)伍。

（3）加強(qiáng)財(cái)政支農(nóng)資金管理

首先，制定出臺(tái)更多的直接有利于促進(jìn)農(nóng)民增收的支農(nóng)政策，減少中間環(huán)節(jié)，減少漏損效應(yīng)。其次，嚴(yán)格控制支農(nóng)行政事業(yè)（一般）性支出，努力將節(jié)約的支農(nóng)財(cái)力更多地投向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、促進(jìn)農(nóng)民增收等環(huán)節(jié)。第三，加強(qiáng)財(cái)政支農(nóng)資金監(jiān)管。從完善預(yù)算編制、管理制度建設(shè)、集中支付、績(jī)效評(píng)價(jià)、投資評(píng)審、審計(jì)等多角度入手，創(chuàng)新思路，切實(shí)提高支農(nóng)資金對(duì)促進(jìn)農(nóng)民增收的作用。

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[5]王敏，潘勇輝.財(cái)政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)民純收入關(guān)系研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2007,（5）.

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