財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民增收的效應(yīng)分析：1978—2014

孔祥智 黃博 劉同山

摘要：文章利用1978年-2014年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)考察我國(guó)財(cái)政支農(nóng)政策對(duì)農(nóng)民增收的影響效果。采用E-G兩步法和似不相關(guān)回歸法檢驗(yàn)和評(píng)估財(cái)政支農(nóng)資金總量及各類支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)民增收的影響;通過財(cái)政支農(nóng)增收系數(shù)反映我國(guó)財(cái)政支農(nóng)增收效果的階段特征。結(jié)果顯示：財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民增收有顯著影響;21世紀(jì)以來，我國(guó)財(cái)政支農(nóng)政策效果呈平穩(wěn)改善趨勢(shì);農(nóng)村社會(huì)事業(yè)支出對(duì)農(nóng)民增收影響最大。

關(guān)鍵詞：財(cái)政支農(nóng);農(nóng)民增收;效應(yīng)分析

改革開放以來，我國(guó)居民收入不斷提高，但在工業(yè)優(yōu)先、城市偏向政策下，城鄉(xiāng)收入差距不斷拉大（孔祥智、何安華，2009）。有鑒于此，新世紀(jì)以來，國(guó)家實(shí)施了諸多強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)政策，并實(shí)現(xiàn)了糧食產(chǎn)量十二連增和農(nóng)民收入增長(zhǎng)十二連快。為評(píng)估國(guó)家財(cái)政支農(nóng)的效果，本文采用Engle-Granger（E-G）兩步法和財(cái)政支農(nóng)增收系數(shù)法，分別從整體效果、分階段效果、分類別效果三個(gè)角度具體分析國(guó)家財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)村居民人均純收入的影響效果。

一、 國(guó)家財(cái)政支農(nóng)資金及其構(gòu)成變化

由表1可知，總體來看，自1980年以來，國(guó)家財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的總支出持續(xù)增加，至2014年已經(jīng)增加為14 173.8億元。支農(nóng)資金占國(guó)家財(cái)政支出的比重也明顯增加，從新世紀(jì)之初的7.7%左右，增加為2014年的9.3%。分項(xiàng)來看，統(tǒng)計(jì)口徑改變后，從2007年到2013年，除農(nóng)產(chǎn)品儲(chǔ)備費(fèi)用和利息支出沒有太大變化外，農(nóng)村社會(huì)事業(yè)發(fā)展支出、農(nóng)業(yè)四項(xiàng)補(bǔ)貼、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出的額度都有了顯著增加。其中，農(nóng)村社會(huì)事業(yè)發(fā)展支出的比重從32.8%增加為45.3%;糧食、農(nóng)資、良種、農(nóng)機(jī)具四項(xiàng)補(bǔ)貼支出的比重從11.9%小幅增加到12.7%;農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性支出、農(nóng)產(chǎn)品儲(chǔ)備費(fèi)用和利息支出占國(guó)家支農(nóng)資金的比重則有所降低。這表明，支持農(nóng)村社會(huì)事業(yè)發(fā)展已經(jīng)成為國(guó)家財(cái)政支農(nóng)的主要渠道和方式。

二、 財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)民增收的整體作用

為了考察財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民收入變化的整體影響，本文使用1978年～2014年的數(shù)據(jù)，以農(nóng)村居民人均純收入為被解釋變量（Y），國(guó)家財(cái)政支農(nóng)資金總支出為總體解釋變量（X）建立回歸模型。由于財(cái)政支出和農(nóng)民人均純收入都以當(dāng)年價(jià)格計(jì)算，故可以不考慮通貨膨脹因素的影響。本文對(duì)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對(duì)數(shù)處理，可以使時(shí)間序列相對(duì)平穩(wěn)，且不改變變量之間的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)。為了保證模型的有效性和計(jì)量結(jié)果的可信性，我們采用ADF方法對(duì)各變量的數(shù)據(jù)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，滯后1期后，財(cái)政支農(nóng)資金（X）和農(nóng)民人均純收入（Y）的一階差分△X和△Y都在5%的置信水平下大于臨界值，表明兩個(gè)變量的一階差分序列的平穩(wěn)性良好，均為一階單整序列，因此可對(duì)自變量和因變量進(jìn)行E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)。

（1）式中的括號(hào)中的+1表示當(dāng)期的X對(duì)下一期Y的影響（下同），以考慮到國(guó)家財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)民增收效應(yīng)的滯后性。計(jì)量結(jié)果顯示，財(cái)政支出X參數(shù)在1%水平下顯著，R2值超過0.9，數(shù)據(jù)擬合度較好，說明國(guó)家財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)民收入有顯著的正向作用。

第二步，對(duì)第一步回歸得到的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果在5%的置信水平下拒絕了存在單位根的原假設(shè)，表明殘差序列是平穩(wěn)的，故變量Y序列和X序列之間存在協(xié)整關(guān)系，即兩者存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

上述結(jié)果表明，整體來看，改革開放以來國(guó)家財(cái)政支農(nóng)資金的數(shù)量會(huì)對(duì)農(nóng)民的人均純收入產(chǎn)生顯著的正向作用。具體而言，（由于所有數(shù)據(jù)已經(jīng)取對(duì)數(shù)）結(jié)果意味著財(cái)政支農(nóng)資金每提高1個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)促進(jìn)農(nóng)民人均純收入增加0.918個(gè)百分點(diǎn)。

三、 財(cái)政支農(nóng)增收效應(yīng)的階段分析

假定國(guó)家財(cái)政支出的增收作用要滯后一期才能顯現(xiàn)，可以通過增收系數(shù)來考察不同時(shí)期國(guó)家財(cái)政支農(nóng)資金的增收效果：

該指標(biāo)表示當(dāng)期每單位財(cái)政支出引發(fā)的下一期農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)情況，系數(shù)值越大表明國(guó)家財(cái)政的增收效果越好;反之，則表明財(cái)政支農(nóng)的增收效果差。表2顯示了1990年～2014年的財(cái)政支農(nóng)的增收系數(shù)。

由表2可知，在20世紀(jì)的最后10年間，我國(guó)財(cái)政支農(nóng)資金的增收系數(shù)波動(dòng)較大，標(biāo)準(zhǔn)差為0.969，最大時(shí)達(dá)到2.805，最低時(shí)為負(fù)的0.326（因1999年的國(guó)家財(cái)政支農(nóng)資金低于1998年）。這表明，這一時(shí)期國(guó)家尚未形成穩(wěn)定連續(xù)的財(cái)政支農(nóng)政策。新世紀(jì)以來，隨著國(guó)家“工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市支持農(nóng)村”方針的制定，財(cái)政支農(nóng)資金的增收系數(shù)趨于平穩(wěn)，21世紀(jì)的第一個(gè)十年，該系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差降為0.540，近十年來進(jìn)一步降為0.352，這反映了我國(guó)財(cái)政支農(nóng)政策效果趨于穩(wěn)定。從財(cái)政支農(nóng)增收效應(yīng)的大小來看，近年來國(guó)家財(cái)政的增收效應(yīng)穩(wěn)中有升，特別是增收系數(shù)在2013年躍升至1.44后，于2014年繼續(xù)保持在這一高水平。因此，近年來我國(guó)財(cái)政支農(nóng)效果有改善趨勢(shì)。

四、 不同類別支農(nóng)資金的具體效果

總體考察國(guó)家財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)民收入的作用有助于我們理解財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)民增收的整體影響效果，為分析財(cái)政支農(nóng)資金中各具體支出項(xiàng)目對(duì)農(nóng)民收入的作用，還必須對(duì)各項(xiàng)支農(nóng)資金進(jìn)行細(xì)分。因此，本文進(jìn)一步構(gòu)建不同類型支農(nóng)資金影響農(nóng)民增收模型?？紤]到統(tǒng)計(jì)口徑的變化，把時(shí)間序列分為兩組，2006年（含）以前的數(shù)據(jù)為一組，2007年～2014年的數(shù)據(jù)為另一組。被解釋變量仍為農(nóng)民人均純收入（Y），2006年以前（含），解釋變量為各項(xiàng)農(nóng)業(yè)事業(yè)費(fèi)（M1）、基本建設(shè)支出（M2）和農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用（M3）;2007年以后（含），解釋變量為農(nóng)村社會(huì)事業(yè)發(fā)展支出（X1）、農(nóng)業(yè)四項(xiàng)補(bǔ)貼（X2）和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出（X3）。

1. 不同類別支農(nóng)資金的增收效應(yīng)：1978年～2006年。首先檢驗(yàn)各細(xì)分變量的平穩(wěn)性。ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示，滯后1期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出和各項(xiàng)農(nóng)業(yè)事業(yè)費(fèi)（M1）和基本建設(shè)支出（M2）的一階差分序列（△M1、△M2）分別在5%、10%的置信水平下通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，均為一階單整序列。但農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用（M3）的一階差分在給定置信水平下未通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，故只能考察Y與M1、M2之間的協(xié)整關(guān)系。

對(duì)回歸的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)殘差序列是平穩(wěn)的，因此Y與M1、M2之間存在協(xié)整關(guān)系。

綜合上述結(jié)果，發(fā)現(xiàn)國(guó)家財(cái)政支農(nóng)資金不同的支出類別對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響力度和方向存在差異。當(dāng)期的農(nóng)村生產(chǎn)支出和各項(xiàng)農(nóng)業(yè)事業(yè)的費(fèi)用支出（M1）對(duì)下一期的農(nóng)民收入增長(zhǎng)有顯著的正向作用，其每變動(dòng)1%，會(huì)促進(jìn)農(nóng)民人均純收入增加0.88.6%;當(dāng)期的農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出（M2）對(duì)下一期的農(nóng)民收入增長(zhǎng)有負(fù)向作用，不過，這種負(fù)向作用很小，且在給定水平下未通過顯著性檢驗(yàn);農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用支出（M3）具有很大的不確定性，因而它與農(nóng)民收入變化之間并不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)聯(lián)性。

2. 不同類別支農(nóng)資金的增收效應(yīng)：2007年～2014。由于改變統(tǒng)計(jì)口徑后細(xì)分的財(cái)政支農(nóng)只有7年的數(shù)據(jù)，樣本太少無(wú)法進(jìn)行協(xié)整分析，而且變量間可能存在同期相關(guān)性（即當(dāng)期隨即誤差項(xiàng)？滋與解釋變量存在相關(guān)性），為了定量分析新的統(tǒng)計(jì)口徑下各項(xiàng)財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入的影響，可以使用似不相關(guān)回歸法（SUR）對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，求出各變量的反應(yīng)彈性（羅東、矯健，2014）。設(shè)定回歸模型如下：

在10%顯著性水平下，三個(gè)變量的t值檢驗(yàn)都大于臨界值，R2達(dá)到0.998，且卡方檢驗(yàn)的p值小于0.01，說明模型較好地?cái)M合了樣本，回歸系數(shù)具有統(tǒng)計(jì)意義。計(jì)量結(jié)果表明，國(guó)家的農(nóng)村社會(huì)事業(yè)發(fā)展支出（X1）會(huì)對(duì)下一期的農(nóng)村居民人均純收入產(chǎn)生正向作用，其增收系數(shù)為0.357，即農(nóng)村社會(huì)事業(yè)發(fā)展支出每提高1%，下一期農(nóng)民人均純收入提高0.357%;國(guó)家的糧食、農(nóng)資、良種、農(nóng)機(jī)具四項(xiàng)補(bǔ)貼（X2）會(huì)對(duì)下一期農(nóng)民的人均純收入提高產(chǎn)生負(fù)向作用，四項(xiàng)補(bǔ)貼每提高1%，下一期農(nóng)民人均收入降低0.2%;國(guó)家支持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的支出資金（X3）會(huì)對(duì)農(nóng)村居民下一期的人均純收入產(chǎn)生正向作用，其增收系數(shù)為0.399，即支持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出每提高1%，下一期農(nóng)民人均純收入提高接近0.4%?？梢姡驮鍪招Ч?，不同的財(cái)政支農(nóng)資金的作用方向和作用力度都存在明顯差異。

3. 不同類別支農(nóng)資金增收效應(yīng)差異的原因分析。同樣是以財(cái)政支農(nóng)實(shí)現(xiàn)城市“反哺”農(nóng)村，為什么不同支農(nóng)方式的增收效果會(huì)存在如此大的差異？為什么糧食、農(nóng)資、良種、農(nóng)機(jī)具四項(xiàng)補(bǔ)貼甚至還會(huì)抑制農(nóng)民增收？要理解上述問題，必須把財(cái)政支農(nóng)資金的具體使用方向和當(dāng)前農(nóng)村居民收入構(gòu)成及其增量來源結(jié)合起來分析。

首先，農(nóng)村社會(huì)事業(yè)發(fā)展支出的主要目的促進(jìn)農(nóng)村教育發(fā)展、做好農(nóng)民合作醫(yī)療及低保、五保供養(yǎng)工作等。這具有雙重作用：一是通過教育和就業(yè)培訓(xùn)提高農(nóng)村勞動(dòng)力素質(zhì)，促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力向城市部門轉(zhuǎn)移;二是保障農(nóng)村低水平收入群體的正常生活。顯然，無(wú)論“促高”，還是“保低”，都可以增加農(nóng)民的收入。其次，支持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的支出主要用于健全農(nóng)業(yè)服務(wù)體系、強(qiáng)化農(nóng)田水利建設(shè)和綜合開發(fā)等。這部分支出可以提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，因此對(duì)農(nóng)民增收有正向作用。最后，與上面兩種方式不同，糧食、農(nóng)資、良種、農(nóng)機(jī)具四項(xiàng)補(bǔ)貼，或者是直接向農(nóng)民發(fā)放種糧補(bǔ)貼，或者是讓市場(chǎng)向農(nóng)民提供更廉價(jià)、優(yōu)質(zhì)的農(nóng)資、良種和農(nóng)機(jī)服務(wù)，提高農(nóng)民務(wù)農(nóng)的積極性。孤立地從農(nóng)業(yè)農(nóng)村來看，四項(xiàng)補(bǔ)貼顯然有利于提高農(nóng)民收入，但是一旦考慮到城鄉(xiāng)一體化背景下農(nóng)村居民的收入構(gòu)成及其增收來源，我們就可能得出截然不同的結(jié)論。

五、 結(jié)論與建議

本文利用1978年～2014年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)檢驗(yàn)和評(píng)估我國(guó)財(cái)政支農(nóng)政策對(duì)農(nóng)民增收的影響效果。首先采用E-G兩步法檢驗(yàn)和評(píng)估財(cái)政支農(nóng)資金總量對(duì)農(nóng)民增收的影響;然后通過對(duì)歷年財(cái)政支農(nóng)增收系數(shù)的計(jì)算和統(tǒng)計(jì)分析我國(guó)財(cái)政支農(nóng)增收效果的階段特征;最后采用E-G兩步法和似不相關(guān)回歸法（SUR）檢驗(yàn)和評(píng)估各類支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民增收的影響。結(jié)果顯示：財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民增收有顯著影響，財(cái)政支農(nóng)資金每提高1個(gè)百分點(diǎn)，將會(huì)促進(jìn)農(nóng)民人均純收入增加0.918個(gè)百分點(diǎn)。新世紀(jì)以來，我國(guó)財(cái)政支農(nóng)政策效果呈平穩(wěn)改善趨勢(shì)。在各類財(cái)政支農(nóng)支出中，農(nóng)村社會(huì)事業(yè)支出對(duì)農(nóng)民增收影響最大，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施和農(nóng)業(yè)服務(wù)體系支出對(duì)農(nóng)民增收影響次之，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)民增收的影響最小。

以上結(jié)論的政策啟示如下：一是穩(wěn)定的、強(qiáng)有力的財(cái)政支農(nóng)政策會(huì)顯著提高財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民增收的促進(jìn)效果，在當(dāng)前城鄉(xiāng)居民收入差距依然較大的情況下，應(yīng)該繼續(xù)穩(wěn)定并不斷加強(qiáng)財(cái)政支農(nóng)政策;二是農(nóng)村社會(huì)事業(yè)支出對(duì)農(nóng)民增收影響相對(duì)較大，在今后的促進(jìn)農(nóng)民增收政策選擇中要進(jìn)一步發(fā)揮農(nóng)村社會(huì)事業(yè)支出的作用。

參考文獻(xiàn)：

[1] 孔祥智，何安華.新中國(guó)成立60年來農(nóng)民對(duì)國(guó)家建設(shè)的貢獻(xiàn)分析[J].教學(xué)與研究，2009，（9）.

[2] 羅東，矯健.國(guó)家財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)民收入影響實(shí)證研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2014，（12）.

[3] 譚智心，周振.農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼制度的歷史軌跡與農(nóng)民種糧積極性的關(guān)聯(lián)度[J].改革，2014，（1）.

基金項(xiàng)目：國(guó)家社科基金重點(diǎn)項(xiàng)目“農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化體制機(jī)制創(chuàng)新與工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化同步發(fā)展研究”（項(xiàng)目號(hào)：13AZD003）。

作者簡(jiǎn)介：孔祥智（1963-），男，漢族，山東省臨沂市人，中國(guó)人民大學(xué)農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)楹献鹘?jīng)濟(jì)、農(nóng)業(yè)政策分析;黃博（1987-），男，漢族，遼寧省沈陽(yáng)市人，中國(guó)人民大學(xué)農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院博士生，研究方向?yàn)榧彝マr(nóng)場(chǎng)、農(nóng)業(yè)政策分析;劉同山（1983-），男，漢族，內(nèi)蒙古自治區(qū)阿榮旗人，中國(guó)社會(huì)科學(xué)院農(nóng)村發(fā)展研究所研究員，中國(guó)人民大學(xué)管理學(xué)博士，研究方向?yàn)檗r(nóng)村土地制度、農(nóng)業(yè)政策分析。

收稿日期：2016-10-16。