新常態(tài)下財政農業(yè)支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響研究

湯文華,　唐沿源,　段艷豐,　王　崢

(1.江西農業(yè)大學，江西 南昌 330045；2.景德鎮(zhèn)陶瓷學院，江西 景德鎮(zhèn) 333000；3.東華理工大學，江西 南昌 330013)

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新常態(tài)下財政農業(yè)支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響研究

湯文華1,唐沿源2,段艷豐3,王崢1

(1.江西農業(yè)大學，江西 南昌 330045；2.景德鎮(zhèn)陶瓷學院，江西 景德鎮(zhèn) 333000；3.東華理工大學，江西 南昌 330013)

摘要：城鄉(xiāng)收入差距較大依然是我國新常態(tài)下面臨的一個重要問題。在梳理我國財政農業(yè)支出和城鄉(xiāng)收入差距文獻的基礎上，運用1980—2013年時間序列數(shù)據對我國財政農業(yè)支出與城鄉(xiāng)收入差距關系進行了實證檢驗。檢驗結果表明，財政農業(yè)支出無論短期還是長期都有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。因此，為縮小城鄉(xiāng)收入差距，當前應進一步提高財政農業(yè)支出規(guī)模并提高財政支農資金使用效率。

關鍵詞：新常態(tài)；財政農業(yè)支出；城鄉(xiāng)收入差距

湯文華,唐沿源,段艷豐,等.新常態(tài)下財政農業(yè)支出對城鄉(xiāng)收入差距的影響研究[J].東華理工大學學報：社會科學版，2016，35(1)：29-35.

Tang Wen-hua, Tang Yan-yuan，Duan Yan-feng, et al.Study of the impact of government agricultural expenditure on urban-rural income gap in new normal[J].Journal of East China University of Technology(Social Science)，2016，35(1)：29-35.

改革開放以來，中國經濟保持了持續(xù)快速增長，一躍成為當前世界第二大經濟體。但在經濟快速發(fā)展過程中，也出現(xiàn)了一系列問題，如收入差距過大就是其中問題之一。而收入問題關系著一國經濟持續(xù)穩(wěn)定增長，縮小收入差距是促進經濟持續(xù)強勁增長的關鍵因素[1]。收入差距中，城鄉(xiāng)差距是一個重要來源[2]。城鄉(xiāng)收入差距過大不僅影響社會總體收入差距狀況，而且影響整體經濟持續(xù)穩(wěn)定增長[3]。因此，新常態(tài)下縮小城鄉(xiāng)收入差距依然是一個嚴峻的問題。

學者們認為城鄉(xiāng)收入差距過大的一個重要原因就是財政支農支出力度不足。如財政資金流出額的逐年擴大和財政支農比重的逐年降低使得我國城鄉(xiāng)收入不斷拉大[4]；農業(yè)財政支出占國家財政支出總額比重遠低于農業(yè)產值占國內生產總值的比重是造成城鄉(xiāng)差距擴大的重要因素[5]。財政支農與城鄉(xiāng)收入差距兩者之間是否真有較強的關聯(lián)性，一些學者對此進行了實證檢驗。

陸銘、陳釗在分析1987—2001年間不包括西藏和重慶的29個省級行政區(qū)的面板數(shù)據后，認為財政支持農業(yè)生產和事業(yè)的支出比重上升均有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距[6]。彭鍛煉在分析1985-2004年國家層面時間序列數(shù)據后，認為國家在農村地區(qū)的支農投入、義務教育投入和醫(yī)療衛(wèi)生投入，都與城鄉(xiāng)收入差距間存在長期均衡關系、能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距[7]。孫勇、李慧中在分析1978-2012年時間序列數(shù)據后，認為政府用于農村生產性支出的增加在短期和長期都顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距[8]。

一些研究結論則認為財政農業(yè)支出對縮小城鄉(xiāng)收入差距無明顯作用甚至擴大了城鄉(xiāng)收入差距。沈坤榮、張璟利用1978-2004年時間序列數(shù)據，得出國家財政農業(yè)支出對農民收入增長起到了一定的促進作用，但并不十分顯著[9]。張繼良等利用江蘇省1998-2006年13個地級市年度面板數(shù)據，得出財政支農資金投入對于城鄉(xiāng)收入差距有擴大作用，但缺乏持續(xù)性影響[10]。王藝明、蔡翔、陳麗華、李普亮等人的實證分析也表明我國財政農業(yè)支出擴大了城鄉(xiāng)收入差距[11-13]。

顯然，已有研究結論存在較大分歧，因而此問題有進一步研究的必要。基于此，我們將使用1980年至2013年最近時期樣本數(shù)據對我國財政農業(yè)支出和城鄉(xiāng)收入差距關系進行實證檢驗。

1計量模型、變量與數(shù)據來源

根據研究目的及現(xiàn)有相關研究，我們擬采用如下計量模型：

其中，被解釋變量gap，代表城鄉(xiāng)收入差距，為城鎮(zhèn)人均可支配收入與農村人均純收入之比。其值越大，說明城鄉(xiāng)收入差距越大；反之越小。

解釋變量中，agr代表財政農業(yè)支出變量，為國家財政農業(yè)支出與財政總支出之比。該指標值的大小反映了財政對農業(yè)和非農業(yè)支持力度的相對大小。

lpgdp代表經濟發(fā)展水平，為人均GDP的對數(shù)，并通過GDP平減指數(shù)轉換成1980年價格。

gov代表財政支出比率，為財政總支出與國內生產總值之比。財政支出比率反映了政府對社會經濟資源的掌控和影響程度，政府支出的內容反映了其社會經濟目標。政府政策很好地考慮了社會收入分配公平，該值變大有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距；反之則相反。

各變量下標t代表時間，ε為隨機擾動項，反映非控制因素對模型的影響。使用樣本期為1980年至2013年。

數(shù)據來源：《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》和國家統(tǒng)計局網站。使用軟件為stata13.1。

各變量代碼、名稱及描述性統(tǒng)計見表1。

表1　變量代碼、名稱與描述性統(tǒng)計

2實證分析

時間序列數(shù)據有隨時間變化的特征，即使變量間不存在真實經濟聯(lián)系，通常也會表現(xiàn)出某種共同的變化趨勢，因此，為避免出現(xiàn)“偽回歸”問題，需先檢驗變量平穩(wěn)性。

2.1變量平穩(wěn)性檢驗與模型估計

2.1.1變量平穩(wěn)性檢驗。

表2是運用ADF法對各變量平穩(wěn)性的單位根檢驗結果?？梢钥闯觯髯兞克街刀加袉挝桓?，表明不平穩(wěn)；差分值都沒有單位根，表明是平穩(wěn)的，因而各變量均為I(1)序列。

表2　變量單位根(ADF)檢驗

注：變量中“d.”代表其差分形式。檢驗形式的括號中第一個數(shù)字是檢驗使用的滯后階數(shù)，第二個和第三個分別是是否包含時間趨勢和常數(shù)項。

2.1.2模型滯后階數(shù)檢驗。

如表3所示，包括Schwarz Bayesian信息標準(SBIC)、Hannan-Quinn信息標準(HQIC)、序貫似然比(LR)，以及FPE、AIC等檢驗方法都得出最優(yōu)滯后階數(shù)為四。因此，模型中使用四期滯后。

表3　模型滯后階數(shù)檢驗

注：標“*”的為各種檢驗選擇的最優(yōu)滯后期數(shù)。

2.1.3協(xié)整關系檢驗

表4為Johansen協(xié)整關系檢驗結果，結果表明變量間存在一個協(xié)整關系。

表4　Johansen協(xié)整關系檢驗

對模型回歸，可得經Johansen標準化后的協(xié)整向量，(1, 0.0304, 0.419,-6.257, -.027, 21.14)及回歸模型(括號中數(shù)字為標準差，上標“***”、“**”分別代表1%和5%水平顯著)。

gapt=-0.0304·argt(0.015)**-0.419·lpgdp2t(0.092)***+6.257·lpgdpt(1.355)***+0.027·govt(0.010)***-21.14

(Ⅰ)

2.2模型估計效果檢驗

2.2.1模型穩(wěn)定性檢驗。

圖1是模型穩(wěn)定性檢驗結果。由檢驗結果可知，模型變量各特征值的模所代表的點都位于單位圓內，表明模型沒有設定誤差的問題，模型具有良好的穩(wěn)定性。

圖1　模型穩(wěn)定性檢驗圖

2.2.2序列相關性檢驗

由表5可知，回歸模型不存在序列相關性。

表5　誤差項序列相關性檢驗

2.2.3參數(shù)的一致性與有效性檢驗

由表6可知，誤差項的Jarque-Bera正態(tài)性檢驗、偏度與峰度檢驗均表明，隨機擾動項呈正態(tài)分布，模型參數(shù)估計具有一致性和有效性。

2.3實證結果分析

2.3.1長期均衡關系

由協(xié)整方程[式(I)]可以看出，財政農業(yè)支出占財政總支出比重(agr)的系數(shù)估計值為-0.030 4，且較顯著，這表明其有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。具體的，財政農業(yè)支出占財政總支出比重每上升1個百分點，城鄉(xiāng)收入差距將下降0.030 4。因而在縮小城鄉(xiāng)收入差距方面上，提高財政農業(yè)支出比重具有重要意義。

表6　隨機擾動正態(tài)分布檢驗

經濟發(fā)展水平(lpgdp)的系數(shù)顯著為正，其平方項(lpgdp^2)的系數(shù)顯著為負。這與相關理論假說相符。即，城鄉(xiāng)收入差距與經濟發(fā)展水平呈倒“U”型關系：經濟發(fā)展初期，城鄉(xiāng)收入差距擴大；經濟發(fā)展到一定階段后，城鄉(xiāng)收入差距逐漸縮小。

財政支出比率(gov)的系數(shù)顯著為正，表明政府支出占GDP比重擴大，或者政府所支配經濟資源比重的提高，擴大了城鄉(xiāng)收入差距。其原因，正如前文已指出，可能受政府政策目標和功能定位所影響。

2.3.2短期效應——脈沖響應分析

根據向量誤差修正模型①可得各變量隨機擾動對其它變量的影響路徑。其中，圖2和圖3分別為各變量沖擊對城鄉(xiāng)收入差距和財政農業(yè)支出的影響。

首先，對城鄉(xiāng)收入差距的影響。如圖2所示，財政農業(yè)支出比率一個單位的隨機擾動，在所有期都有負向影響，但大小呈波動變化。第一期為微弱負向(-0.006 5)，第二期有所下降，之后幅度不斷增大，第八期達到-0.101 2的最大值；之后持續(xù)下降，第25期時為-0.017 2；之后又不斷上升。

城鄉(xiāng)收入差距一個單位的隨機擾動對其自身影響，在期初為較大正值，0.085；之后不斷減??；第4期時變?yōu)樨摚?0.057；第5期進一步下降到-0.074。之后雖有所上升，但都是負數(shù)，并呈微弱波動變化，最后穩(wěn)定在-0.033左右。

經濟發(fā)展水平一個單位的隨機擾動，在第11期之前的影響都為正，但值有大小差別。這表明經濟發(fā)展水平的變化在短期內會導致城鄉(xiāng)收入差距的擴大。從第11期開始，影響為負，到第15期到達負的最大值-0.102 2。之后有所上升，最后穩(wěn)定在-0.091 2左右。

財政支出比率一個單位的隨機擾動，在第9期之前影響都為負。這表明財政支出比率的提高短期內有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。從第9期開始，影響變?yōu)檎?，并不斷上升，最后穩(wěn)定在0.046 7的水平。

其次，對財政農業(yè)支出的影響。如圖3所示，財政農業(yè)支出比率一個單位的隨機擾動對自身的影響，在所有期都為正。如，第一期為0.566；之后上升到第3期0.89的極大值；之后下降到第13期0.557的最小值；之后持續(xù)上升，第30期時達到約0.99。

城鄉(xiāng)收入差距一個單位的隨機擾動，在第14期之前影響都為正；之后到第19期為負；第20期開始又變?yōu)檎徊粩嗖▌有在呌?。

經濟發(fā)展水平一個單位的沖擊，除第一期為負外，其余各期影響都為正且數(shù)值較大。在第10期達到最大值1.3，之后雖有所下降，但也在0.5以上。這表明經濟發(fā)展水平的提高對提高財政農業(yè)支出比率有重要意義。

財政支出比率一個單位的隨機擾動，在第22期之前的影響都為負。其中，第9期時達到-0.294的最小值。第22期開始影響為正，但數(shù)值較小，大多在0.03左右。

圖2　脈沖響應分析——對城鄉(xiāng)收入差距的影響

圖3　脈沖響應分析——對財政農業(yè)支出的影響

3穩(wěn)健性檢驗

以上分析表明財政農業(yè)支出有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。這一結論是否穩(wěn)??？為此，從以下方面進行穩(wěn)健性檢驗：(1)不同時期結論是否具有顯著差異。以1994年為界，因為1994年分稅制改革對我國中央和地方財政關系產生重要影響。(2)不同替代變量下結論是否具有顯著差異。這里主要使用按城鄉(xiāng)消費價格指數(shù)調整的1980年不變價格計算的實際差距指標替換前文按當年價格計算的城鄉(xiāng)收入差距指標，用人均財政農業(yè)支出指標替換前文的財政農業(yè)支出占財政總支出比重指標。為篇幅所限，僅報告協(xié)整方程估計結果。具體估計結果見表7和表8。檢驗結果表明，財政農業(yè)支出，無論是使用財政支出比率，還是人均實際財政農業(yè)支出指標，無論對名義還是實際城鄉(xiāng)收入差距，以及不同時間段的樣本，對城鄉(xiāng)收入差距的影響都顯著為負。這表明財政農業(yè)支出有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，結論穩(wěn)健。

表7　分時期協(xié)整向量系數(shù)估計結果：財政農業(yè)支出比率

表8　分時期協(xié)整向量系數(shù)估計結果：人均實際財政農業(yè)支出

注：1.括號中的為標準差，“*”、“**”、“***”分別代表1%、5%和10%的顯著性水平；2.表中報告的為協(xié)整向量(而非回歸方程)系數(shù)，因而各變量的影響為其系數(shù)的相反數(shù)。

4結論及對策建議

筆者對我國財政農業(yè)支出和城鄉(xiāng)收入差距關系進行了實證檢驗，檢驗結果表明，財政農業(yè)支出能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距。

城鄉(xiāng)收入差距、財政農業(yè)支出比率、經濟發(fā)展水平、財政支出比率等變量間存在長期均衡的穩(wěn)定關系。財政農業(yè)支出的提高，有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，且這一結論具有較強的穩(wěn)健性。而且從不同指標看，使用人均指標的財政農業(yè)支出對縮小名義城鄉(xiāng)收入差距效應更明顯。

財政農業(yè)支出一個單位的隨機沖擊，在短期所有各期都有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，但其影響在數(shù)值上有大小之別，從而呈現(xiàn)波動性變化趨勢，最后收斂到一個小的負值。這說明其隨機擾動并不會隨時間而消失，而具有長期影響。

政策建議是：首先，由于財政農業(yè)支出無論是短期還是長期都有縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用，因而在新常態(tài)下，我國當前城鄉(xiāng)收入差距仍然較大并具有一定緊迫性的情況下，財政支出應進一步向農業(yè)傾斜，以促進農民增收、縮小城鄉(xiāng)收入差距。

其次，不同時期的分析表明，財政農業(yè)支出在縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應上，后一個時期相比前一個時期較小，因而在提高財政農業(yè)支出規(guī)模的同時，需完善涉農體制機制與配套設施建設，提高當前我國財政支農資金的使用效率。

最后，城鄉(xiāng)收入差距與經濟發(fā)展水平間的倒“U”型關系表明，縮小城鄉(xiāng)收入差距不但要加大財政農業(yè)支持力度，還應通過大眾創(chuàng)新、萬眾創(chuàng)業(yè)促進我國經濟持續(xù)向前發(fā)展。

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收稿日期：2015-12-14

基金項目：國家社會科學基金項目(14BJY157);江西省社科規(guī)劃項目(13YJ11、14YJ37);江西省教育科學規(guī)劃項目(14YB030);江西農業(yè)大學創(chuàng)新發(fā)展基金項目(CX11JJ03)。

作者簡介：湯文華(1977—)，男，江西撫州人，博士，講師，主要從事財政金融研究。

中圖分類號：F124.7；F812.45

文獻標識碼：A

文章編號：1674-3512(2016)01-0029-07

Study of the Impact of Government Agricultural Expenditure on Urban-rural Income Gap in New Normal

TANG Wen-hua1,TANG Yan-yuan2，DUAN Yan-feng3,WANG Zheng1

(1.JiangxiAgriculturalUniversity,Nanchang330045,China; 2.JingdezhenCeramicInstitute,Jingdezhen333000,China; 3.EastChinaUniversityofTechnology,Nanchang330013,China)

Abstract:In new normal the enlarged urban-rural income gap is a significant problem in China. Based on the examining of literature on government agricultural expenditures and urban-rural income gap, the article investigates the relationship between them empirically strictly with the data of time series from 1980 to 2013.The result shows that government agricultural expenditures are conducive to narrow the income gap between urban and rural areas in whether long or short run. So, in order to narrow the urban-rural income gap, government should further increase the size of agricultural expenditures, and at the meantime improve its efficiency.

Key Words:new normal; government agricultural expenditures; urban-rural income gap