财政支农政策促进了城乡经济一体化发展吗？

温 涛，董文杰，2 (.西南大学 经济管理学院，重庆 40075；2.重庆市财政局，重庆 402)

·财政与税收·

财政支农政策促进了城乡经济一体化发展吗？

温 涛1，董文杰1，2
(1.西南大学 经济管理学院，重庆 400715；2.重庆市财政局，重庆 401121)

本文通过构建空间计量模型，选取财政支农、金融支农、教育水平、城镇化率、固定资产投资和产业结构等指标，对全国30个省份1997—2015年财政支农政策对城乡经济一体化发展的效应进行检验。结果显示，城乡经济一体化发展指数具有显著的正向空间依赖性，即相邻省份的城乡经济一体化发展具有相互促进作用，反映出城乡经济一体化发展往往分块聚集的特征。但是，财政支农政策对城乡经济一体化发展指数的影响方向是正的，即财政支农政策并未有效促进城乡经济一体化发展，反映出财政支农资金存在错配或外溢等问题。需要按照坚持政府和市场共同着力、中央和地方共同作为、投入和管理共同推进“三位一体”措施，完善财政支农政策体系。

财政支农政策；城乡经济一体化；财政支农资金；空间聚集效应；空间计量模型

一、引 言

改革开放以来，我国经济快速发展，用“中国模式”创造了世界奇迹。从发展水平看，我国人均GDP在2003年已达到1 000美元，2010年达到4 400美元，2016年则达到8 100美元，越过了世界银行划分上中等收入的门槛，表明我国已经稳步迈入上中等收入行列[1]。但是，发达国家的经济发展历程告诉我们，经济进入中等收入行列后，往往会伴随着收入差距扩大、自然环境恶化等问题，将影响经济增长。数据显示，我国城乡居民收入差距从1978年的210元扩大到了2016年的21 253元，其中分别在1992年、2008年和2016年突破了千元大关、万元大关和两万元大关。城乡收入比由改革开放初期的2.570下降至1983年的1.820，之后在不断波动中上升到2009年的历史最大值3.330，然后逐年缓慢下降，2016年下降到2.720。由此可见，当前我国城乡收入差距依然较大[2]，若考虑到城乡居民所享受的社保、教育等方面的差距，我国甚至可能属于世界上城乡收入差距最大的国家之一[3]。目前，我国经济已经进入新常态，经济处于增速换挡期、结构调整阵痛期和前期刺激政策消化期“三期叠加”阶段，经济增速出现下滑，增长速度从10%左右转向7%左右，经济发展方式正从粗放型增长转向集约型增长，经济结构从增量扩张为主转向调整存量、做优增量并举的深度调整，经济发展动力正从传统增长点转向新的增长点。在这种宏观经济背景下，财政收支矛盾呈加剧之势，平衡收支压力较大。从收入方面看，2016年全国一般公共预算收入约16万亿元，比2015年增长4.5%，同比增长6.4%，延续了近年来增幅逐年回落的走势，为近二十年来最低增速。今后一个时期，财政收入潜在增长率下降，再加上近几年采取的增收措施基数较大，以及实施营改增等结构性减税措施，收入形势将更严峻。从支出方面看，财政支出刚性增长的趋势没有改观，增支需求多，支出结构僵化、财政资金使用效益不高问题仍然突出，中长期支出压力很大，特别是养老、医疗等社保支出前些年提标幅度大，财政补助比重大。2017年全国一般公共预算收入增长目标设为5%，支出比2016年增长6.5%，赤字为2.380万亿元，比2016年增加0.200万亿元。

为解决“三农”问题，缩小城乡收入差距，党的十六大提出要促进城乡经济统筹发展，十八大进一步指出城乡经济发展一体化是解决“三农”问题的根本途径，2017年中央经济工作会议指出要推进农业供给侧结构性改革，财政支农政策肩负着重要使命和职责[4]，在中央政策的强有力支持和引导下，财政支农的投入不断增加，扶持模式逐渐完善，制度障碍逐步破除，支农资金规模不断增加，“十二五”时期，全国财政支农资金累计达到6.670万亿元，是“十一五”时期的2.670倍，年均增长14.8%。由此，如何度量城乡经济一体化发展水平？财政支农政策是否有效地促进城乡经济一体化发展？是否存在空间聚集效应？考察这些问题是本文研究的动机。

二、文献综述

国外对财政政策与城乡关系的研究关注较早，主要有以下几个方面：Lewis[5]、Ranis和Fei[6]、Harris和Todaro[7]从西方经典经济理论出发，分析影响城乡经济关系的主要因素和变化趋势，形成了二元经济结构理论，并依据不同的模式分析如何从二元经济结构向一元经济结构即城乡经济一体化方向转变。Yao和Fan[8]研究地方财政支出与地方经济发展的关系，认为公共财政支出对收入分配均等化影响的效果不明显，但对促进基本公共服务均等化具有显著的效应。García-Pe¨nalosa和Turnovsky[9]依据经济人假设和委托代理理论，研究财政政策对经济增长和收入分配的作用，指出财政支出会促进经济增长，提高全社会的富裕程度，但也会导致收入分配的不公平，不利于经济可持续发展和社会稳定。Long等[10]指出我国的城镇化和工业化提升了整体生产力水平，带动了农业生产技术的进步，促进农村居民收入水平提高和城乡经济一体化发展。

国内学者对财政支农政策与城乡经济一体化研究的起步较晚，但关注度较高，开展的研究主要集中于城乡经济一体化发展的测度与财政支农政策对城乡经济一体化发展效应两个方面。对城乡经济一体化的测度，归纳起来大致可分为三类：一是多指标主观赋值法，即征求多个专家意见，对每一个指标人为赋予一定的权重，进行加总形成评价指数。此方法简单易行，但容易受到人为因素的影响，需要选择长期从事相关研究的专家给予赋值，如苏春江[11]等。二是多指标综合赋值法，即将多个指标按照主成分分析法或层次分析法进行客观赋值。此方法客观性较强，但是通过这种数学方法合成的综合指数是否能够准确地反映评价问题值得商榷。如周江燕和白永秀[12]、白永秀等[13]构建了包含城乡空间、城乡经济、城乡社会和城乡生态环境等多个维度指标的城乡发展一体化指数，并采用两步全局主成分分析法对区域城乡发展一体化水平进行了测度。三是单一综合指标法，即根据经济学原理用某一个指标来代替城乡经济协调水平，这类方法简单，且有经济理论支撑，代表性强，如刘红梅等[14]、欧阳志刚[15]。在研究财政支农促进城乡经济一体化发展方面，刘志刚[16]认为财政政策在促进城乡经济一体化发展中发挥着积极作用，但是依然受到许多现行财政体制机制因素的制约，亟待全面、系统分析财政政策促进城乡经济一体化发展中存在的问题，并找到改进方向，最终建立一套适合我国国情的促进城乡经济一体化发展的财政政策体系。苏明[17]认为近年来，财政支农政策体系不断完善，内容和模式不断创新，对推进城乡经济协调发展起到一定的积极作用，但存在一定的问题，需要在政策投向、制度设计和内容创新方面持续努力。刘家养和黄念兵[18]运用数据包络分析方法，研究财政支农对促进城乡公平效率的影响，结果显示，1995—2006年财政支农对促进城乡公平具有正的促进作用，但是效率值不是很高，且存在明显的区域特征，中部地区的效率值低于其他两个地区。徐志文等[19]通过DEA模型研究农村公共投入对城乡经济一体化的效率，指出2007—2011年的运行效率并不高，认为并不是农村公共产品的投入不足，更多的是管理水平和配置能力的问题，可以通过提升工业化和农业化水平来提高农村公共投入对城乡经济一体化的效率。

通过上述文献分析可以看出，现有对于财政支农与城乡经济关系的研究中，多数学者是从财政支农政策对农民增收、城乡收入差距影响等单一视角进行研究，亦或是仅仅通过多指标的层次法、主成分分析法测度出城乡经济一体化发展指数并进行比较分析，真正研究财政支农政策促进城乡经济一体化发展的综合视角还较少，更为重要的是现有研究方法较为薄弱，大多是采用描述性统计分析、Granger因果关系检验以及误差修正模型，少量学者运用了省级面板数据进行了检验，但尚未考虑空间效应，这必然造成模型设定偏差和估计结果的不准确。基于此，本文将利用空间计量模型研究1997—2015年全国30个省份财政支农政策促进城乡经济一体化发展的直接效应和空间外溢效应，对其进行全新探索。

三、模型设计、指标选择与数据来源

(一)模型设计

为了推导财政支农政策实施及其要素配置对城乡经济一体化发展的影响模型，本文参照Greenwood 和 Jovanovic[20]与Odedokun[21]的做法，在传统生产函数分析框架下，运用产出增长率模型、新古典Ramsey-Cass-Koopmans模型[22-23]和经济效率模型展开研究。

农村总生产函数为：

YR=f(KR,LR)

(1)

其中，YR表示农村总产出，KR和LR分别表示农村资本投入和农村劳动力投入。

根据Ramsey-Cass-Koopmans模型，农村生产中单位劳动力产出增长率满足：

(2)

又由于稳态总产出是稳定状态下影响因素的函数，即：

(3)

其中，XR表示农村初始禀赋、教育卫生和地方政府管理等，β表示影响系数。

而根据定义，农村人均产出可表示为：

(4)

对式(4)取自然对数后再对时间求导，可得：

(5)

将式(2)、式(3)和式(4)带入式(5)，可得到农村人均产出增长率计量模型：

(6)

(7)

我们根据Odedokun[21]关于“经济增长取决于资本的增加和效率的提高”的观点，进一步引出经济的效率模型，可表示为：

ΔY/Y=Ε(ΔK/Y)

(8)

其中，ΔY表示经济的产出水平增量，Y表示经济的总产出，ΔK表示资本要素投入的增量，Ε表示经济效率，即资源要素利用效率，我们用增加的产出—资本比率(ΔY/ΔK)来表示效率。

由式(8)可知，资源要素利用效率(Ε)的变化可以引致经济增长，可投资资源(ΔK/Y)的变化也可以引致经济增长，资源利用要素效率和可投资资源二者共同变化也可以引致经济增长。

(9)

其中，θ表示农村劳动力要素投入在每单位资本条件下的产出弹性。

由于当期资本要素的形成取决于前一期资本的存量和本期投入资金的转化量，同时考虑到我国农村资金的正规来源主要包括财政政策引导的资金流入[26]，则农村资本可变为：

KRt=(1-δ)KR(t-1)Ε(DKt,CZt)

(10)

其中，δ表示资本的折旧率，KRt和KR(t-1)分别表示农村的当期和前一期的资本，DKt表示金融政策引导投入的农业信贷资金量，CZt表示财政政策引导投入的支农资金与补贴资金。

YR(t+1)=PR(1-δ)KRt+PR×Ε(DKt,CZt)

(11)

Ε的一阶泰勒展开式为：

(12)

将式(12)代入式(11)，进一步得出农村人均产出增长为：

(13)

从上述理论分析来看，如果说一国的宏观经济政策所引导的财政配置是有效率的，那么财政变量的系数将显著为正，即农民收入增加，农村经济发展，城乡经济一体化程度提高。考虑到城乡经济一体化过程中所涉及的资源要素较多，有必要对式(13)进一步引入相应的控制变量，控制财政、金融等经济政策变量以外的非核心变量的影响，由此，我们建立如下计量分析模型：

lnYit=C+β1LnCZit+β2LnXDit+ΘCONit+μit

(14)

其中，Yit表示i地区t时期城乡经济一体化指数，CZit表示i地区t时期财政支农数据，XDit表示i地区t时期金融支农数据，ΘCONit表示控制变量，μit表示随机误差项，C表示常数，β1、β2表示变量系数。

(二)指标选择与数据来源

本文对全国30个省份1997—2015年数据进行空间计量分析(由于西藏数据不全，基于数据可得性，故未将其纳入考察范围)。根据式(14)，选取以下变量进行分析。

城乡经济一体化发展指数：本文用两个指标来具体衡量。一是根据一价定律确定的城乡经济一体化发展指数(Y1,it)，Y1,it=ln(p1it/p2it)，为更加真实地反映城乡居民消费价格指数变化情况，采用定基居民消费价格指数，即分别将1985年城镇居民消费价格指数和农村居民消费价格指数定义为100，以此计算以后年度的居民消费价格指数。二是从多指标赋值合成确定的城乡经济一体化发展指数(Y2,it)，采用城乡居民收入差距和城乡居民消费差距两个指标具体反映，并采用城乡泰尔指数来测度城乡差距，Y2,it=αTheili,st+βTheili,xt，鉴于收入和消费在城乡一体化中都非常重要，其权重均为0.500。无论是Y1，it还是Y2，it，都是一个反向指标，即数值越小，表明城乡经济一体化程度越高。但是需要说明的，城乡经济一体化发展是一个社会经济发展的综合结果，任何衡量指标都有一定的局限性，得出的结果只是一定程度的参考。数据来源于1998—2016年《中国统计年鉴》。

财政支农(CZit)：选取《2017年政府收支分类科目》、以功能划分的农业相关支出，为消除区域间的差异，用各地财政支农支出除以财政支出总额计算，数据来源于1998—2016年《中国统计年鉴》。1997—2002年的财政支农支出为支援农村生产支出、农业综合开发支出和农林水利气象等部门的事业费支出三者之和，2003—2006年的财政支农支出为农业支出、林业支出和农林水利气象等部门的事业费支出三者之和，2007—2015年的财政支农支出为农林水事务支出。

金融支农(XDit)：用农业贷款代替金融支农指标，为消除区域间的差异，用农业贷款占总资产的比重来衡量金融支农情况，具体为各地农业贷款除以金融机构信贷总额。1997—2008年的数据来源于《中国财政六十年统计资料汇编》，2009年之后的数据来源于《中国农村金融服务报告》。

教育水平(Eduit)：用农民家庭劳动力的文化状况来测算，将他们的文化程度转化成平均受教育年限来衡量，即平均受教育年限=文盲比重×1+小学比重×6+初中比重×9+高中比重×12+中专比重×12+大专及其以上比重×15.500。数据来源于1998—2016年《中国农村统计年鉴》。

城镇化率(Cityit)：用常住人口占该地区总人口的比重来衡量。数据来源于1998—2016年《中国统计年鉴》。

固定资产投资(Investit)：用农村固定资产占总资产的比重来衡量，数据来源于1998—2016年《中国统计年鉴》。

产业结构(Strit)：用第一产业产值占比来衡量，即农业总产值除以国内生产总值。

四、经验检验

(一)空间计量模型构建

一般来说，空间数据基本都会同时存在空间依赖性*空间依赖性也叫空间自相关性，指不同位置的观测值在空间上不是独立存在的，而呈现出某种非随机的空间模式，即yi=f(yj),i=1,2,…,n,i≠j，是空间效应识别的第一个来源，它产生于对空间组织观测单元之间缺乏依赖性的考察。如果相邻区域的观测值分布具有相似性则说明观测值之间存在正的空间自相关，如果不具有相似性则说明观测值之间存在负的空间自相关，还有一种可能就是不存在空间相关性。和空间异质性，*空间异质性，也可以称之为空间差异性，指地理空间上的区域缺乏均质性，是经济行为和经济关系在空间上不稳定，从而导致经济社会发展和创新行为存在较大的空间差异，是空间效应识别的第二个来源。而空间统计与空间计量经济方法为空间依赖性和空间异质性的分析提供了合适的工具。

按照Elhorst[27]、Lesage 和 Cashell[28]的研究，关于空间面板数据模型的选择方法，一般的面板数据模型均可以使用杜宾模型进行回归，第一步采用LR检验判断模型固定效应类型，第二步采用Hausman检验确定该杜宾模型的空间固定效应是否看做空间随机效应更为合适，第三步采用Wald检验空间杜宾模型是否可以简化为空间滞后模型或空间误差模型，最终确定合适的空间计量模型。本文分别以Y1,it和Y2,it作为被解释变量，形成对于模型(1)和模型(2)的LR检验、Hausman检验和Wald检验，结果如表1所示。

表1 LR检验、Hausman检验和Wald检验结果

注：括号内为P值。

从表1可以看出，本文的两个空间回归模型均应为时点—空间双固定效应杜宾模型，由于本文解释变量和被解释变量均为比重数据，故未对变量取对数。具体空间计量模型如下：

Yit=C+λ1CZit+λ2XDit+λ3Eduit+λ4Cityit+λ5Str+λ6Investit+λ7WCZit+λ8WXDit+λ9WEduit+λ10WCityit+λ11WStr+

λ12WInvestit+ρWYit+si+vt+μit

(15)

其中,si和vt表示空间和时期固定效应，μit表示随机误差项，W表示空间权重矩阵。

(二)检验结果与分析

空间计量模型的估计结果与非空间计量模型估计结果存在差异，不能简单地进行等同比较。因为空间计量模型中，解释变量的系数估计值包含两层含义：一是解释变量对被解释变量的直接效应；二是解释变量的溢出效应，即反馈效应(Feedback Effects)，也就是解释变量对周边省份产生影响，反过来，其他省份又会影响目标省份。本文借鉴Elhorst[27]、Lee 和Yu[29]的方法，运用偏差修正的ML方法对模型进行估计，结果如表2所示。

表2 空间计量模型估计结果

注：括号内为t值(或z值)，*、**和***表示在10%、5%和1%显著性水平下显著。下同。

从表2可以看出，模型(1)中WY1,it在1%的显著性水平下拟合值为0.225，表明模型(1)的城乡经济一体化发展指数具有显著的正向空间依赖。模型(2)中WY2,it在1%的显著性水平下拟合值为0.159，表明模型(2)的城乡经济一体化发展指数具有显著的正向空间依赖。可见，一个省份的城乡经济一体化发展可以促进相邻省份的城乡经济一体化发展，这也反映出城乡经济一体化发展往往分块聚集的特征。

为进一步分析财政支农政策促进城乡经济一体化发展的空间效应，我们将估计系数剔除反馈效应，得到直接效应和间接效应值，结果如表3所示。

表3 空间计量效应分解结果

从表3中直接效应看，模型(2)的回归结果要优于模型(1)，模型(2)的财政支农、教育水平、城镇化率和固定资产投资均显著，而模型(1)的相关指标显著度较低，但是我们仍然可以对两个模型系数的方向进行综合分析。模型(1)和模型(2)除教育水平和城镇化率方向不一致外，其他变量的方向均一致，模型(1)的教育水平和城镇化率影响方向为正，表示农村地区教育水平的提高不利于城乡经济一体化的发展，相反模型(2)的教育水平和城镇化率影响方向为负，表示农村地区教育水平的提高促进了城乡经济一体化的发展，符合经济假设，且模型(2)的教育水平和城镇化率是在10%和1%的显著性水平下显著，而模型(1)的教育水平不显著，所以，笔者认为农村地区教育水平和城镇化率的提升可以有效促进城乡经济一体化发展。在两个模型中，财政支农影响方向均为正，模型(1)的系数为0.060，但不显著，模型(2)的系数为0.089，且在1%的显著性水平下显著，表明财政支农政策并未有效促进城乡经济一体化发展，这一结果并不是否认财政支农政策对城乡经济一体化发展的促进作用，而是反映出现行的财政支农政策存在一定的问题：一是财政支农资金总量不足、结构失衡和管理欠佳，致使财政支农政策的运行效率不高，导致其对城乡经济一体化发展的直接效应未能显现。二是按照现行的预算管理规定，财政收支包括“四本预算”，即一般公共预算收入、政府性基金预算、国有资本经营预算和社保基金预算，“四本预算”均有对“三农”领域的支出，但按照研究惯例，财政支农支出仅包括一般公共预算中“农林水”支出，未涵盖其他方面的农业支出，也影响统计结果。三是财政支农政策效果发挥还与收入分配政策高度相关，若财政支农资金未能得到有效的分配，导致财政支农资金错配或外溢，影响财政支农资金的效果。除以上变量外，金融支农、固定资产投资和产业结构均对城乡经济一体化发展具有促进效应，但金融支农、产业结构在两个模型中均不显著。

从表3中间接效应看，模型(1)中除城镇化率具有正向外溢效应外，即一个省份城镇化水平的提升有利于促进相邻省份的城乡经济一体化发展，其他变量均是负向外溢效应，即阻碍了相邻省份的城乡经济一体化发展，与经济假设不符。模型(2)除了产业结构具有负向外溢效应，其他变量均具有正向外溢效应，符合经济假设。另外，需要说明的是模型(1)变量的显著性不够，且部分与经济假设相违背，表明受现行城乡市场交易体制、交易税费和运输成本等相关因素的制约，按照一价定律确定的城乡经济一体化发展指标还无法准确测度城乡经济一体化发展程度。

五、研究结论与政策建议

(一)研究结论

本文通过构建空间计量模型，选取了财政支农、金融支农、教育水平、城镇化率、固定资产投资和产业结构等指标，对全国30个省份1997—2015年财政支农政策对城乡经济一体化发展的效应进行了检验。结果显示，从直接效应看，城乡经济一体化发展指数具有显著的正向空间依赖，表明一个省份的城乡经济一体化发展可以促进相邻省份的城乡经济一体化发展，这也反映出城乡经济一体化发展往往分块聚集的特征。财政支农政策对城乡经济一体化发展指数的影响方向为正，由于城乡经济经济一体化发展指数是反向指标，表明财政支农政策并未能有效促进城乡经济一体化发展，这一结果并不是否认财政支农政策对城乡经济一体化发展的促进作用，而是反映出现行的财政支农政策存在一定的问题。从间接效应看，除产业结构具有负向外溢效应外，其他变量均具有正向外溢效应，符合经济假设，且受到现行城乡市场交易体制、交易税费和运输成本等相关因素的制约，按照一价定律确定的城乡经济一体化发展指标，还无法准确测度城乡经济一体化发展程度。

(二)政策建议

根据上述研究结论，要提高财政支农政策促进城乡经济一体化发展的效应，需要进一步改进财政支农资金的分配和管理方式。

第一，坚持政府和市场共同着力。农业作为国民经济的基础，其发展具有一定的特殊性，特别是现阶段农业领域普遍投入大、回报慢、收益低，需要政府引导和扶持，同时，农业也有市场化程度较高的领域，需要发挥市场在资源配置中的决定性作用，因此，农业发展要重点平衡好政府和市场的关系。财政扶持政策要划清政府与市场的作用边界，不能“越位”，也不能“缺位”，不能“大包大揽”，也不能“不闻不问”，对农业基础性领域，要加大财政直接投入力度，对农业竞争性领域，要更多发挥市场机制作用。

第二，坚持中央和地方共同作为。农业领域的事权主要在地方，按照事权和支出责任相适应和简政放权的要求，中央要加大对地方一般性转移支付和支农专项转移支付的支持力度，推动财力下沉、权力下放。财政支农资金分配要坚持和完善地方与中央审批相结合的方式：对农业基础性项目资金，中央负责确定资金的使用方向和原则，按因素法和绩效评价结果下达到地方，由地方自主分配使用，中央实行备案制管理，并加强资金监管；对跨区域布局和产业链延伸打造的项目资金，由地方组织申报，中央负责审批管理。

第三，坚持投入和管理共同推进。经济发展新常态下，中央明确取消农业等重点支出同财政收支增幅或生产总值挂钩事项，财政支农投入增速放缓趋势明显，做好农业财政保障工作，既要继续加大投入，又要盘活存量，更要强化预算管理。在长期形成的“先定总量、后定项目”的支农资金预算管理方式下，支农资金存在项目安排迟、执行进度慢、结转结余大的现象。因此，财政支农资金预算管理要改“先定总量、后定项目”为“先有项目、后有预算”，改“当年项目、当年申报”为“当年项目、头年确定”。

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2017-08-19

国家社会科学基金重点项目“农村金融制度创新研究”(14AZD034)；国家自然科学基金项目“农村金融市场‘精英俘获’困境破解与包容性成长研究”(71773099)；国家社会科学基金青年项目“普惠金融体系构建与农村反贫困战略协同研究”(16CJY075)；重庆市博士后科研项目 “普惠金融体系构建与农村精准扶贫战略协同研究”(Xm2016040)

温 涛(1975-)，男，重庆人，教授，博士，博士生导师，主要从事农村金融与财政研究。E-mail:wtwyy@163.com董文杰(1983-)，男，河南商丘人，博士研究生，主要从事农村金融与财政研究。E-mail:dwenjie310@163.com

F812.4

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1000-176X(2017)12-0068-08

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