改革开放后财政农业投入对农民增收的效应分析
2010-06-01李普亮贾卫丽
李普亮 贾卫丽
[摘要]从长期来看，财政农业投入对农民增收具有显著的正面效应，但短期内这一影响并不显著。不过。中央和地方财政农业投入对农民增收的贡献度有所不同，中央财政农业投入效果更佳。为此应继续加大财政对农业的投入力度，优化财政农业投入结构，提高财政资源配置和使用效率；明晰中央和地方财政的投入事权，理顺财政投入资金的管理体制；完善财政投入方式，提高农民直接补贴比重。
[关键词]财政农业投入；农民增收；中央财政；地方财政
[中图分类号]F323.9[文献标识码]A[文章编号]1004-9339(2010)03-0049-08
一、问题的提出
千方百计促进农民增加收入、努力建立农民增收的长效机制是当前“三农”工作的重点和难点所在。自2003年党中央和国务院把“三农”作为各项工作的“重中之重”以来，农民增收问题一直受到各级政府的高度重视，但城乡居民收入差距不断扩大的趋势并未得到根本扭转。2008年城乡居民收入比由上年的3.33:1扩大为3.36:1，绝对差距首次超过1万元；而2009年上半年，城镇居民人均可支配收入实际增长11.2％，同期农村居民人均现金收入实际增长仅为8.1％，增速仍低于城镇居民3.1个百分点。而且面对全球金融危机对我国经济的深刻影响，今后一定时期内，农民增收的不确定性因素将会进一步增加。十七届三中全会做出的《中共中央关于推进农村改革发展若干重大问题的决定》明确指出，现阶段“农民增收仍然困难，最需要加快”。因此，如何建立和完善农民增收的长效机制将是决策层和理论界亟待研究的重要课题。
由于农业是一个风险较高、比较利益偏低的产业，同时农户自身积累和投资能力十分有限，农村金融支持明显不足，在此背景下，强化财政投入力度对促进农民增收的积极意义不言而喻。从国内实际看，在经历多年的城乡二元经济、农业支持工业后，客观上需要工业反哺农业、财政反哺农民。2009年中央一号文件进一步指出，扩大内需、实施积极财政政策，要把“三农”作为投入重点。现阶段，我国实行的是分级财政管理体制，政府对农业的投入责任也相应地由中央和地方共同分担。但中央政府和地方政府在制度环境、利益函数、行为模式等多个方面存在显著差异，这些差异又可进一步影响其在财政支农领域的制度安排和相应绩效，因而中央和地方财政农业投入对农民收入的影响不可混为一谈。本文在分析财政投入对农民增收整体效应的基础上，试图通过相关实证分析将这种影响进行分离，以期为分税制财政体制框架下优化政府财政支农安排、提升财政投人对农民增收的贡献度提供参考。
二、相关文献回顾
近些年来，财政投入与农民增收的关系受到了国内理论界的高度关注。就财政投入对农民收入的总体效应来看，学术界出现了不同观点。黄小舟、王红玲(2005)基于1980～2002年的相关数据分析发现，财政资金对增加农民收入具有积极影响，财政支农资金每增加l亿元，农民纯收入将增加1.519元。陆文聪、吴连翠(2008)运用1978～2005年的国家统计数据也得出了类似结论。但温涛(2005)的研究结论与上述学者不同，他认为我国财政支农资金的增加并没有成为推动农民收入增加的关键因素，并指出财政支农资金向农业投资转化的过程中存在低效率问题。由于财政对农业的投入具有不同的类型，而不同类型的支出对农民增收的效应客观上可能会存在差异，对此，许多学者又进一步探讨了不同类型的财政投入对农民增收的影响。杜玉红、黄小舟(2006)的研究表明，支援农业生产支出、农村救济费成为农民增收的有利因素，而农业基本建设投资则阻碍农民收入增加。刘旦(2006)运用VAR模型对财政支农结构与农民收入增长关系的研究结果显示，长期而言，农民收入与农村基本建设支出呈负相关关系，而与支农支出和科技三项费用支出呈正相关关系，并且在财政支农支出结构对农民增收效应高低的次序中，科技三项费用支出最高，其次是支农支出，农村基本建设支出最差。王敏(2007)的研究显示，长期而言，农村生产支出和农林水利气象支出是影响农民纯收入的最重要因素，农村基本设施建设次之，农村救济费位居第三，农业科技三项费用支出并未像众多学者通常认为的那样是促进农民增收效率最高的因素；短期内支援农村生产支出和农林水利气象事业费以及农村基本设施建设投入增长对于农民纯收入增长具有一定的促进作用，但不如长期的明显。而在短期内农业科技三项费用和农村救济费对农民纯收入增长并不能产生预期中的促进作用，相反还具有微弱的阻碍作用。
不过，针对现有的研究，赵霞、穆月英(2009)指出，多数定量分析的文献仅在考虑促进农民增收效率的基础上对中国公共财政农业支出进行绩效评估，其判断和结论有失偏颇，同时这些研究均忽略了财政支农支出对农民内部收入分配公平性的影响，而且相当的定量研究对各项财政支农支出与农民纯收入进行简单的线性回归，实际上这种分析方法并不恰当，存在伪回归问题，导致分析结果有待商榷。为此，两位学者采用灰色关联度分析方法，从效率与公平两个方面评估了1998～2006年我国公共财政农业支出的绩效，结果表明：我国公共财政农业支出额度与促进农民增收效率倒挂，即农业科技支出份额最少但其对农民增收作用最强，而支农支出份额最多但对农民增收作用最弱；各项公共财政农业支出未能很好地起到促进农民收入公平分配的作用；我国公共财政农业支出绩效在低水平层次上运行。此外，崔元锋、严立冬(2006)还运用数据包络分析(DEA)模型，对1995～2004年财政农业支出资金绩效分别做了DEA检验，结果证实我国财政农业支出资金整体效率不高，并存在逐年下降的趋势，指出财政农业支出资金结构偏差是其整体绩效低水平运行的最主要原因。
由于不同学者选取的研究方法和数据不尽相同，得出的研究结论也存在较大差异。已有研究尚存在明显不足：一是仅仅注重分析财政农业投入对农民收入的总体效应和结构效应。事实上，由于我国实行分级财政管理体制，中央财政和地方财政投入对农民增收的效应也应该有所不同，这一点没有引起学术界重视。二是多数学者在研究中将支援农村生产支出和农林水利气象等部门的事业费混为一体，而这两类支出影响农民增收的机理并不完全相同，进而影响了研究结论的指导性。三是多数学者对财政农业投入的滞后效应考虑不足，从而可能会低估财政投入对农民增收的效应。本文重点从以上三个层面对现有研究进行拓展。
三、模型设定与数据描述
(一)模型设定
本项研究借鉴了C-D生产函数的分析框架，并将函数两边选取了对数形式，这样一方面可以减少各个变量异方差的影响，另一方面待估参数可以反映出各个变量的产出弹性，为分析财政投人对农民增收的效应提供了一个较好的度量指标。模型形式设定如下：
其中，LNY为因变量的对数值，在本文即为LNrine(农民年人均纯收入的对数值)，LNXi为每期影响农民纯收入的各个解释变量的对数值，u为随机扰动项，模型中各解释变量的待估参数反映了其对农民收
入的弹性大小。本文首先分析财政农业投入对农民增收的整体效应，在此基础上又将财政农业投入划分为中央和地方两个层面，探讨不同层次的财政农业投入对农民增收的具体效应。在确定解释变量时，除了重点考察的财政农业投入(LNtotal)、中央财政农业投入(LNcfa)和地方财政农业投入(LNpfa)外，还选取了家庭经营费用(LNfexp)和第一产业从业人数(LNpop)作为控制变量。因此，本文的模型形式可分别表述为：
LNrinct=β0+β1LNtotalt+β2LNfexpt+β3LNpopt+ut(1)
LNrinct=γ0+γ1LNcfat+γ2LNpfat+γ3LNfexpt+γ4LNpopt+ut(2)
其中(1)式用于估计财政农业投入对农民增收的整体效应；(2)式用于比较中央和地方财政农业投入对农民增收效应的差异。
(二)数据来源及相关说明
本项研究所分析的财政农业投入包括“支援农村生产支出和农林水利气象等部门事业费”。1978～2006年，在国家财政用于农业的各项投入中，上述两项支出一直占据主导地位，比重最低年份为51.1％，最高年份高达75％，平均比重达67.1％，如图1所示。因此，可以认为，上述两项投入在相当程度上影响了国家财政农业投入对农民增收的效应，以此为分析对象具有较强的代表性和现实意义。
本项研究中，1978～1995年的中央与地方财政支援农村生产和农业事业费数据源于《国家财政用于农业支出统计资料》(1949～1995)，1996～2006年的相应数据源于《中国财政年鉴》(1997～2007)，家庭经营费用源于相关年度的《中国农村住户调查年鉴》，第一产业从业人数源于《中国统计年鉴》(2008)。为消除价格变动的影响，本文对农民人均纯收入按照农村居民消费价格指数进行了调整(以1978年为基期)，中央和地方财政农业投入以及家庭经营费用均按照商品零售价格指数进行了调整(以1978年为基期)。
但财政对农业投入作用的发挥可能是一个渐进的过程，即当年某些投入的作用很有可能在以后年度才能显现，因此，研究财政投入对农民增收的影响不能忽视这一滞后效应。何振国(2005)、李琴(2006)等虽然通过引入相关投入的滞后项探讨了滞后效应的存在，但他们对滞后项的选择比较随意，其能否客观、准确地反映出财政投入的滞后效应值得商榷，而且滞后项的引入会使得时间序列的自由度受到较大影响。还有重要一点，农民人均纯收入的增长与宏观经济形势密切相关，宏观经济的波动会在相当程度上影响农民人均纯收入的波动，分析财政投入对农民增收的效应时应当剔除这种波动的影响。Carsten Colombier(2008)在研究公共支出结构对经济增长影响时指出，HP滤波法可以用来平滑经济周期波动，并能捕捉各项支出对长期经济增长的影响，它不仅考虑到了解释变量的滞后效应，而且还能够避免分布滞后模型引起的自由度的过度损失。众多研究者均指出，HP滤波法是一个纯粹的时间序列平滑统计方法，它的优点在于简单、透明，不依赖于任何特殊的假设，也不依赖于任何经济理论，并且从该方法所获得的结果能够得到迅速而有效的复制。为此，本文运用HP滤波法对农民人均纯收入进行了平滑，这一方法是建立在下列惩罚函数的基础上：
其中，zt是指t时点的实际人均纯收入，ztrt是指t时点趋势人均纯收入，T为时间序列的最后一个时点，λ为平滑参数，采用年度数据时λ一般敢值为100。图2给出了实际人均纯收入(Income)和趋势人均纯收入(HPIncome)以及两者的缺口(Gapincome)。
可以看出，农民人均纯收入的增长与我国宏观经济的波动具有较强的一致性。比如，1997～2002年，受东南亚金融危机影响，我国宏观经济跌入波谷，农民实际人均纯收入与趋势人均纯收入缺口不断拉大；进入2003年以来，宏观经济开始复苏并开启了新一轮经济增长，两者缺口不断缩小。本文在用HP滤波法对农民人均纯收入平滑后，选择了趋势人均纯收入作为被解释变量，文中相关数据和模型处理运用了Stata10.0软件。
(三)数据平稳性检验
传统多元回归分析要求所选数据必须是平稳的，非平稳时间序列数据的“变化趋势”带来的“伪回归问题”会导致错误估计变量之间的关系。通常情况下，宏观经济变量往往因具有某种趋势而呈现出非平稳特征。对此，本文运用扩展的迪基一富勒检验方法(ADF)对各个时间序列的数据平稳性进行检验，结果见表1。
由表1看出，上述五个经济变量的水平值在10％的显著水平上均呈现一阶单整，而其一阶差分至少在5％的显著水平上平稳。尽管如此，这些变量之间仍有可能存在一定的协整关系，即各变量之间可能存在着一个长期稳定的比例关系，这需要进一步通过协整检验加以验证。
四、实证结果及解释
(一)实证结果
本文采用Engle-Granger方法对各个变量间的协整关系进行检验。估计财政农业投入对农民增收的整体效应的协整方程如(3)式所示，估计中央与地方财政农业投入对农民增收效应差异的协整方程如(4)式所示。
LNHPine=-*1.90+0.354LNtotal+0.27LNfexp+0.46LNpop(3)
P=(0.407)(0.00)(0.00)(0.049)
LNHPine=2.37+0.348LNcfa+0.129LNpfa+0.08LNfexp+0.17LNpop(4)
P=(0.259)(0.00)(0.032)(0.18)(0.394)
方程(3)的残差水平值在1％的显著水平上具有平稳性(ADF=-2.95，临界值为-2.66)，方程(4)的残差水平值在5％的显著水平上表现平稳(ADF=-2.42，临界值为-1.95)，说明两个方程均没有出现伪回归，即上述各个变量间存在长期均衡关系。不难看出，我国财政农业投入对农民增收在1％的显著水平上总体表现出了显著的正面影响，前者每增加1％，农民收入相应增长0.354％，这与理论上的预期一致。但进一步来看，不同层次的财政投入对农民增收的效应存在显著差异。其中，中央财政农业投入对农民收入在1％的显著水平上具有正面影响，其弹性数值为0.348，地方财政农业投入对农民收入的弹性在5％的水平上也显著为正，但小于前者0.219个单位。
上述协整检验分析的是变量间的长期静态均衡关系，但不能反映变量间的短期动态关系，本文将在(3)、(4)协整检验的基础上建立反映短期波动的误差修正模型，采用的误差修正模型分别为：
其中，ecm为误差修正项，其系数反映了长期均衡对短期波动的影响。各原始时间序列样本数据经过一阶差分以后都是平稳的，因而可以对上式进行回归分析，逐步剔除统计上不显著的解释变量，得到的误差修正模型，结果如表2所示：
表3显示，(5)和(6)两个误差修正模型中的ecm系数均显著为负，说明当变量因短期波动偏离长期均衡关系时能够自动得到矫正并逐步恢复到长期均衡状态。同时，误差修正模型还表明，财政农业投入的短期波动对农民增收的效果并不明显。
(二)模型解释：为什么中央财政农业投入对农民增收的效应优于地方财政
一般认为，地方政府在地方经济发展中有着明显的信息优势，能够按照公共产品的稀缺程度和农民的偏好来提供产品或服务，因此，投入的效率理应较高。孙文祥和蔡方(2005)、李琴(2006)以第一产业增加值为被解释变量，探讨了中央和地方财政农业投入的绩效，结果发现，中央财政农业投入比地方财政更有效。但本文并未支持这一结论，我们试图从以下两个层面寻求背后的机理：一是中央和地方财政投入结构的差异；二是地方财政投入资金的配置和使用状况。
1.中央和地方财政农业投入结构存在显著差异
如前所述，本文所指的财政农业投入包括支援农村生产和农林水利气象等部门事业费两个部分。学术界在探讨财政农业投入的绩效时，往往将两者视为一个整体，但事实上，支援农村生产支出和农林水利气象等部门事业费发挥的作用并不完全相同。一般来说，支援农村生产支出主要通过转移支付补贴农户，降低其生产成本，调动农民农业生产的积极性，增加农业产出。而农林水利气象等部门事业费主要支撑农业事业单位的运转，并通过农业事业单位提供的各项服务，扩大农户生产及交易的规模，加强农户对自然灾害的防御，减少农户生产成本和交易成本，增加农业产出。从理论上讲，这两项支出对促进农民增收应该具有积极作用，但其效应大小却不能简单地混为一谈。李琴等(2006)在分析各项财政农业投入对农林牧渔总产值的影响时，曾将支援农村生产支出、农林水利气象等部门事业费进行了分离，结果显示，农林水利气象等部门事业费的产出弹性(0.93)远大于支援农村生产支出(0.15)。但这一结论对于农民收入是否同样有效不能冒然作出判断。为此，我们需要进一步探讨支援农村生产支出(zy)和农林水利气象等部门事业费(qx)对于农民增收的具体效应。
此处，我们仍然立足于C-D生产函数的分析框架，并将各个变量取对数，将模型设定为：
LNHPinct=β0+β1LNzyt+β2LNqxt+β3LNfexpt+β4LNpopt+ut(7)
通过ADF检验发现，序列LNzy和LNqx均表现为一阶单整。如前所述，非平稳序列的线性组合可能为平稳序列，因此变量LNHPinc、LNzy、LNqx、LNfexp和LNpop之间可能存在长期稳定的均衡关系，协整方程如下：
LNHPinc=-0.002+0.092LNzy+0.387LNqx+0.30LNfexp+0.48LNpop(8)
P=(0.999)(0.184)(0.00)(0.00)(0.095)
方程(8)的残差水平值在1％的显著水平上拒绝存在单位根的零假设(ADF=-3.741，临界值为-2.66)，说明没有出现伪回归，也即上述变量间存在长期均衡关系。可以发现，农林水利气象等部门事业费对于农民增收具有明显的促进作用，该项支出每增加1％可以促使农民收入增长O.387％，支援农村生产支出对农民收入的产出弹性虽为正，但统计上并不显著，可以认为，其对农民收入没有显著影响。
上述回归结果表明，支援农村生产支出和农林水利气象等部门事业费对农民增收的效应显著不同，而这两类支出在中央和地方财政农业投入中的构成存在较大差异，如图3所示。
1978～2001年，农林水利气象等部门事业费占中央财政农业投入的平均比重高达82.8％，支援农村生产支出的平均比重仅为17.2％。同期，地方财政农业投入的这两个比重分别为48.9％和51.1％。可见，中央财政农业投入中农林水利气象等部门事业费比例远远高于地方财政的同一比例。如前所述，农林水利气象等部门事业费对农民收入的贡献显著为正，而支援农村生产支出对农民增收没有显著影响，这就在一定程度上解释了为什么中央财政农业投入对农民增收的贡献优于地方财政。近些年来，农林水利气象等部门事业费饱受争议，许多学者认为这一支出项目中用于“养人”的支出比重过高，对农业和农村发展的贡献非常有限。本文的研究结论表明，尽管这一支出中用于维持机构运转和发放工资的比例较高，但这并不能抹杀其对农民增收的积极效应。事实上，农林水利气象等部门事业费除了用于人员供养的工资性支出外，还包括各农口事业单位的农业技术推广、良种推广示范、农业事业专项经费等，由于农业技术推广和良种推广示范对农民生产具有较高的产出弹性和较强的示范效应，农户采用优良品种能显著增加农作物的产出。
2.地方政府财政投入资金的配置和使用状况不容乐观
1994年的分税制财政体制改革在有效实现“分税”的同时，对中央和地方的事权划分悬而未决，财政支农领域的事权划分同样模糊不清。从实际执行情况看，中央政府凭借其政治优势倾向于“财权集中，事权下放”，致使地方财政承担的支农份额偏高。分税制改革以来，地方总的财力一直以20％以上的年增长率增长，然而，地方财政的非农支出需求由于种种原因也在不断增加。基于农业比较利益偏低，地方政府在财力有限的条件下，更偏好于将财政资源投向非农产业和城镇。由于中央政府难以完全掌控地方政府对农业投入的信息，致使价值取向并不完全相同的地方政府与中央政府间充斥着动态的博弈。尽管说中央政府可以采用奖励、惩罚等选择性激励措施，但具有信息优势的地方政府在与中央政府的博弈中占据着主导地位，因而有可能削减或挪用财政投入资金。其财政支农支出行动常常表现为：更偏好于投资见效快、易出政绩的项目，而不是期限长、具有战略意义的项目；热衷于提供看得见、摸得着的“硬性”公共产品，而不愿提供农业技术推广等“软性”公共产品。而且，政府主导的项目规划出于政绩方面的考虑，往往更倾向于把资金投给发展基础较好的地区，建设所谓“示范点”、“样板工程”，而基础设施较差、对支农资金需求最为迫切的地区和项目反而很难获得相应的扶持，进一步加剧“穷者愈穷、富者愈富”的马太效应，进一步削弱了地方财政资金对农民增收的贡献能力。
相比之下，近些年来，中央专项资金的管理工作得到了逐步加强。一是地方各级政府和有关部门高度重视支农专项资金的管理，逐级建立了责任制。二是加强了建章立制工作。据不完全统计，中央财政共出台了60多项财政支农资金的管理办法，为支农专项资金规范化管理提供了制度保障。三是支农资金整合力度有所加强。从中央和省级的33个试点县的情况看，各地根据本地的条件和特点，采取不同方式，以县为主推进支农专项资金整合，按照县域经济的发展目标来确定支农专项资金的重点投向，取得初步成效。这些可能是中央财政支农资金对农民增收的贡献度较高的重要原因。
五、政策建议
(一)继续加大财政对农业的投入力度，注重优化财政农业投入结构，提高财政资源配置和使用效率
财政农业投入对农民增收具有积极效应，今后必须继续强化财政对农业的投入力度，应尽快出台《农业投入法》，实现财政对农业投入的制度化和法制化。但在总量稳定增长的同时，更应注重结构的优化。在财政对农业的各项投入中，农林水利气象等部门事业费对农民增收表现出了积极的正面效应，其人员经费比例偏高并不能成为缩减这一支出的充分理由；恰恰相反，今后这一类型的支出还应当进一步增加。不过，应当注重优化其内部支出结构，适当压缩人员经费支出，将更多的资金用于各项事业费。支援农村生产支出对农民收入没有表现出预期的积极效应，这并非否定了这一支出项目的必要性，而是印证了支援农村生产支出配置和使用的低效性。今后应当加强对支援农村生产支出的整合，进一步向农村中小型水利设施、植物保护等领域倾斜，降低农业生产成本。
(二)明晰中央和地方财政的投入事权，理顺财政投入资金的管理体制
根据财力与事权统一的基本原则，进一步完善分税制财政体制，以法律的形式将中央和地方财政的支农事权进行明确的界定。由于农业是国民经济的基础产业，对于宏观经济的又好又快发展具有举足轻重的特殊意义，中央政府应当承担更多的稳定农业发展的责任。本文的研究结论表明，中央财政对农业投入的绩效优于地方财政，但现阶段我国中央财政投入比重过低，以本文研究的狭义财政农业投入来看，1978～2006年，中央财政投入的平均比重尚不足10％，今后应进一步提高中央财政对农业的投入比例。与此同时，改革政府官员考核机制，通过经济、行政、法律等手段刺激各级财政增加农业投入的积极性，取消欠发达地区中央财政支农专项资金的配套要求。完善涉农资金管理体制，整合现有的政府涉农机构，进一步归并农业财政资金，可以考虑设立一个专职机构从事涉农资金的管理和协调工作。同时，减少财政资金划拨的中间环节，强化财政支农资金的后续管理和绩效评价工作，将财政支农资金的使用状况与以后拨付财政支农资金的数量挂钩。
(三)完善财政投入方式，提高农民直接补贴比重
受国际金融危机的影响，今后一定时期内，保持农产品价格合理水平的难度更加凸显，保持农民收入较快增长的制约更加突出。传统的财政支农支出主要通过间接方式对农民收入产生影响，这种间接支持方式对农民增收的贡献相对有限，面对国内外严峻的经济形势，要保持农民收入稳定增长，应当较大幅度提高农民直接补贴的比重，尤其是注重提高粮食主产区的种粮直补力度，这既可以显著提高农民收入水平，又可激发农户种粮积极性，确保我国粮食安全。
责任编辑：纪国义
