财政农业支出、农民收入与农村经济发展

张鲁滕

（青岛大学 经济学院，山东 青岛 266071）

发展中国家的农业、农村和农民问题一直是学术界研究的热点问题，同时也是争议比较多的一个领域，尤其是我国这样一个城乡割据明显的发展中大国.可以说，如果农村不能实现现代化，也谈不上全国的现代化；而城乡间诸多要素的自由流动也难以实现，那么农村现代化就只是空谈.

现阶段，我国农村集体和农户投资以及农村金融信贷发展还比较缓慢，财政支农的作非常重要，所以对财政支农支出的规模和结构进行研究，对二者和农业发展以及农民增收的关系进行分析就成为学术研究的热点.在已有文献中，就支出规模来讲，李焕彰、钱忠好（2004）依托格兰杰因果检验法研究得出财政支农支出与农业产出存在正相关关系；沈坤荣等（2007）采用多变量回归模型，研究得出政府规模（财政支农支出占第一产业产值比例）对农村家庭人均可支配收入水平起到了促进作用.曾国平等（2009）的实证研究表明，财政农业支出是农村经济增长的Granger原因；温涛等（2005）通过实证分析研究指出财政支农资金的数额与我国农业经济的发展以及农民收入水平存在负相关关系；王敏等（2007）研究指出财政农业投资和农民纯收入之间存在的长期协整关系以及短期修正关系.就支出结构和效率来说，李焕彰、钱忠好（2004）运用生产函数测定对财政支农所涉及的各类支出的边际产出效应后进行了排序，从高到低分别为农业科技三项费、农业基建、支农生产支出以及农林水气部门事业费，同时指出当今的财政支农支出结构存在偏差较大；而王敏等（2007）通过分析研究却指出，实践表明，在很长一段时间内农林水利气象支出以及农村生产支出是对农民纯生如产生重大影响的两个因素，之后是农村基建以及农村救济费，与以前诸多研究成果不同的是王敏等并不认为农业科技三项费用支出对农民增收效率的提高产生了最大影响；杜玉红、黄小舟（2006）通过OLS法分析支农生产、农村救济费和农民年纯收入之间存在的的关系，结果表明前两者和农民纯收入存在典型的正相关关系，而农村基本建设支出和农村事业费支出阻碍农民收入增加；李琴等（2006）的研究指出，在狭义财政农业投入方面，投入产出比排在第一位的是农林水利气象等部门事业费，位列第二的是支农生产支出.

1 统计性描述

1.1 财政支农支出总规模和相对规模

第一，由图1观察可知，改革开放后的近三十年，我国财政支农的总规模是逐年上升的，同时，波动幅度也比较大，1998、2004和2006年的财政农业支出规模相较上一年有一个比较大的增幅，而随后的年份，支农支出出现平稳甚至下滑的趋势.究其原因，财政政策作为国家宏观调控政策的一部分，宏观调控会显著地影响财政支农支出的规模.

图1 财政农业支出

第二，由图2财政农业支出占财政支出的比重，可以发现，国家对农业的财政支持力度是不断减小的，尤其是进入新千年，除了2004年的比例达到9.7%外，其余年份这个比例都稳定在8%以下.综合图1和图2，我们发现，财政支农支出的总规模是不断上升的，但相比总的财政支出，相对规模则是不断下降的.

图2 财政农业支出占财政支出的比例

此外，还有学者（朱钢，1998）比较了财政支农支出增长率和财政经常性收入的增长率，得出“除个别年份外，财政支农支出增长均未超过财政经常性收入的增长”的结论.

1.2 中央和地方支出结构

由于数据的原因，我们将使用中央支农生产支出以及农林水气部门事业费替代中央财政支农支出，同样以地方的两项支出代替地方财政支农支出.一方面，这类支出占财政支农支出的比例比较大（70%左右），另一方面，其它各类支农支出在中央和地方的支出结构也大体相似，所以这种描述是比较客观的.

由图3可以发现，中央财政支农支出占中央财政总支出的比例维持在一个相对稳定的水平，但是地方财政的这一比例却加速下降，而这还只是在预算内资金的范畴进行考察，考虑预算外资金后的实际比重会更小.很显然，地方政府并没有中央政府那种对农业和农村发展的紧迫感.究其原因，城市化倾向的经济政策（陆铭等，2004）、不合理的政绩考核机制，都使地方政府更有激励将资源配置到那些能快速带来GDP增长和创造利税多的项目上，而相对忽略了对农业的投资.

图3 中央和地方财政支农变化趋势

2 变量的选取

为了验证财政支农支出与农民人均收入的长期关系，本文选取以下几个变量.

2.1 收入变量

本文采用农村家庭经营纯收入作为收入变量，用income表示.大多数学者采用农村居民年人均纯收入作为收入变量，不过，笔者认为这并不是一个准确的指标.由图4，可以清楚观察到，伴随着中国卷入全球化并成为世界工厂，有越来越多的农民工从第一产业转到二、三产业.这样，农村居民年人均纯收入的构成发生了重大变化，工资收入占比不断攀升，而家庭经营纯收入占比则不断降低，因此，在反映农业发展、以务农为主业的农民收入的情况时，农民年人均纯收入不如家庭经营纯收入这个变量客观.还有学者使用第一产业增加值除以农村劳动力总数作为度量收入的指标，其缺点是不直接.

图4 农民人均纯收入构成

2.2 财政支出变量

财政支农支出总规模变量采用净投入变量，也就是财政支农支出减去农业税收，取消农业税的2006-2010年，则采用财政支农支出的原始数据，用net表示.财政支农各类支出的选取，直接采用原始数据，另外，农村家庭经营纯收入和通过救济获得的收入是并列的变量，因而本文省略了农村救济费对收入变量的实证分析.

本文采用的数据全部来源于《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》和《新中国农业六十年统计资料》.

3 实证分析

3.1 单位根检验

首先，进行变量的单位根检验.在检验之前，对数值取自然对数.检验结果如表1.从表中可以看出，水平序列net和income在10%的显著性水平下不能拒绝单位根假设，是非平稳的时间序列.两个变量的一阶差分则在1%的显著性性水平下拒绝单位根假设，是平稳的时间序列.因此，net和income都服从一阶单整过程，可以进行协整检验.

表1 单位根检验结果

3.2 协整检验

由单位根检验可知，两个变量都服从一阶单整过程，所以二者之间可能存在协整关系.下面用Johansen协整检验来检验变量之间的协整关系.Johansen协整检验是一种基于VAR模型的检验方法，在检验之前，首先确定VAR模型的结构.在VAR模型滞后期的选择上，五个评价统计量的值一致给出了最优滞后期数为一，从而确定建立VAR（1）模型.确立VAR模型的结构后，输出协整检验的结果，见表2.由表2可知，两个变量之间存在协整关系.参考向量误差对模型进行修正得到均衡向量如下β=（1-0.321511），则这两个变量之间的协整方程如下：

表2 协整检验

由协整方程可知，农村家庭经营纯收入与财政支农净投资具有正向关系，这表明从长期来看，增加财政支农净投资有利于农民家庭经营纯收入的增加，进而促进农业和农村的发展.财政支农投资每增加一个百分点，可使农民经营纯收入增加0.32个百分点.

3.3 Granger因果关系检验

对变量进行格兰杰因果关系检验，输出结果如下表.二者都未拒绝原假设，因而短期内，财政支农净投入并不是农民家庭经营纯收入变化的原因，农民家庭经营纯收入也不是财政支农净投入变化的原因.所以，短期来看，财政支农净投入对农业生产和农民增收的作用不显著.

表3 Granger因果关系检验

4 结论

首先，财政支农支出可以促进农民增收，因此要继续加大财政支农，特别是中央财政支农.通过前文的分析可以明显看出，财政支农投资与农民家庭经营纯收入之间存在正相关关系，而我国除个别年份外，农业投入的增幅都低于财政收入的增幅，财政支农远未达到预期的水平.另外，由于农业本身的特性以及地方政府的发展策略，调整中央和地方的支出比重，直接加大中央财政支农的投资无疑是一个合理的选择.尤其是科技投入这种特殊的要素支出，必须改革地方政府分散投资的模式.

其次，加大对农村流通体系的投入.我国对真正的促进流通的投入几乎为零，如对提供各种市场信息、检测、分级和标准化、市场保护和促销、批发市场的发展和运输服务等根本没有投人.而从国际经验看这方面的投资正是农业进入供给平衡阶段后促进农业发展、提高农产品质量、增加农民收人的主要途径.

最后，对于中国这样一个农村人口占多数的发展中大国，真正能够实现农村现代化和促进农民持续增收的根本性举措，只能是稳步地推进城市化和工业化进程，一方面由经济集聚进一步释放规模优势，另一方面统筹城乡发展，形成合理的分工体系.

〔1〕王敏，潘勇辉.财政农业投入与农民纯收入关系研究[J].农业经济问题，2007(5)：99-105.

〔2〕陆铭，陈钊.城市化、城市倾向的经济政策与城乡收入差距[J].经济研究，2004(6)：50-58.

〔3〕朱钢.我国财政支农规模问题分析[J].中国农村经济，1998(10)：15-22.

〔4〕李焕彰，钱忠好.财政支农政策与中国农业增长:因果与结构分析[J].中国农村经济，2004(8)：38-43.

〔5〕温涛，王煜宇.政府主导的农业信贷、财政支农模式的经济效应—基于中国1952-202年的经验验证[J].中国农村经济，2005(10)：18-27.

〔6〕杜玉红，等，财政资金农业支出与农民收入关系研究[J].统计研究，2006(9)：47-50.

〔7〕陈立双，张谛.对我国改革开放以来农业投资的实证分析[J].中国农村经济，2004(4)：40-46.

〔8〕王倩.农村金融、财政支农和农村经济增长的协整分析:1978—2007[J].吉林大学社会科学学报，2010(3)：138-145.

〔9〕李琴，等.财政农业投入的结构分析，中国农村经济，2006(8)：10-16.