財政農資收入對農民的影響研究財政農業支出與農民收入增長關系研究

預算支出是政府調整經濟的主要手段。在中國社會主義市場經濟的建立和不斷完善的過程中，預算支出不僅承擔著支持文化和教育、科學和社會保障、醫療和衛生、流動和支付等任務，而且通過農業投資促進農業發展，提高農民收入。深入分析中國財政農業支出與農村居民收入增長之間的關系,對于充分發揮政府對農業發展的財政支持作用具有重要的意義。一、對財政農業支出與農村居民收入增長關系的實證分析國內學者在財政農業支出與農村居民收入增長關系方面所做的研究大多為定性研究,定量分析方面的文章并不多見,且模型選擇較為簡單。李煥彰、錢忠好在運用格蘭杰因果檢驗法驗證財政支農支出增長和農業產出增長之間關系的基礎上,認為農業公共產品投入不足極大地制約著中國農業可持續增長的潛力,為最大限度地提高財政支農資源的配置效率,必須大幅度增加農業科技投入,適度增加農業基礎設施投入,壓縮農業事業費支出,并在政策層面上進一步改革和完善財政支農政策的制定和執行機制。楊林娟、戴亨釗對甘肅省財政支農支出與農民收入增長之間的關系進行了實證研究,認為財政支農支出是甘肅農民收入增加的主要推動力,當財政對農業每增加1%的投入,農民人均收入將增加148.8元。石建平采用logit模型分析了財政支農資金中的各類支出對農民人均收入的影響關系,得出農業支農支出、農業科技三項投入和農業救濟支出對農民增長具有積極的推動作用。邢文洋采用邊際效應分析方法分析了財政支農支出與農民收入之間的關系,也認為財政支農支出對農民收入增長有正向的促進作用。在用VAR模型對財政農業支出與農村居民收入增長關系研究方面,劉宏杰基于VAR模型分析了中國財政農業支出與第一產業發展之間的關系。劉宏杰、李素娜運用VAR模型對1978~2007年中國財政農業支出與農村居民家庭人均純收入之間的關系進行經驗研究,結論表明:中國財政農業支出與農村居民家庭人均純收入之間有正相關關系,財政農業支出沖擊對農村居民家庭人均純收入具有正向影響;財政農業支出沖擊后的第8年,對農村居民家庭人均收入的正向影響達到最大,對其波動的貢獻份額也呈上升趨勢;農村居民家庭人均純收入沖擊對財政農業支出有一定的積極作用,第10年的影響最大,對財政農業支出波動的貢獻較小。但劉宏杰、李素娜只是用VAR模型研究了財政農業總支出與農村居民人均純收入之間的動態關系,并未分別研究各項財政農業支出與農村居民人均純收入之間的動態關系。陳燦煌以中國1980~2005年度數據為樣本,基于VAR模型檢驗了政府財政農業支出與農村貧困減少的動態關系。結果顯示,從長期看,財政農業支出是降低農村貧困發生率的有效途徑,但同時也加劇了貧困深度和貧困強度;從短期看,財政農業支出減少貧困的效果不明顯。劉玉川則利用誤差修正模型研究了各項財政農業支出對農民增收的影響,研究結論表明:財政支農對于增加我國農民收入具有十分重要的作用,但是各項財政農業支出對農民增收的影響存在一定的差異。崔姹利用河北省1978~2008年農業貸款、財政支農投入和農民收入的實際數據,通過平穩性檢驗、協整檢驗和格蘭杰非因果檢驗,進行脈沖分析和方差分解,研究表明:1978~2008年河北省財政農業支出和農業貸款對農民收入的提高的沒有起到應有的作用。李燕凌利用縣鄉政府2004~2006年的混合數據對縣鄉政府財政農業支出效率進行了實證分析,研究表明:目前縣鄉政府財政支農支出產生了較好的農業生產效率,但功能覆蓋面較窄、缺乏個性化公共服務、對農民收入水平反應不敏感。綜上可知,以往研究具有如下特點:一是采用的時間序列數據有限,主要運用這些數據對財政農業支出與農民收入進行相關性分析,并不能反映它們之間存在的動態關系;二是在研究中假定經濟數據平穩,但在實證研究中,大多數的宏觀經濟數據都是非平穩或者帶有趨勢的,如果直接進行回歸,極有可能導致偽回歸現象;三是沒有分別對各項財政農業支出與農民收入互動關系進行研究。由于傳統的相關(協整)分析和VAR分析可能產生誤導,國際學術界近年來普遍采用結構向量自回歸(SVAR)方法考察財政政策效應。目前用該方法考察農業財政政策效應在我國尚屬空白。本文使用SVAR方法就農業財政政策對農村產出與居民消費的影響進行沖擊響應、方差分解,同時考察財政農業支出的具體項目,包括支農支出、農業基本建設支出、農業科技三項費用、農村救濟費與農村居民收入的動態關系。基于上述原因,本文借鑒國內外學者關于財政農業支出與農村居民收入問題的研究成果,克服其研究方法的不足,將研究視角拓展到國家層面,運用結構式向量自回歸模型分別對各項財政農業支出與農村居民收入之間的關系進行研究,從動態的角度來分別考察各項財政農業變化對農民收入增長的促進作用。二、中國農業支出的現狀(一)改革開放以來中國財政農業支出占國家財政支出的比重日益下降國家財政對農業的支出總量幾乎呈逐年上升的趨勢(見圖1),但國家農業支出占財政總支出的比重卻存在一定的下降趨勢(見圖2)。財政用于農業的支出總量,是衡量政府對農業支持程度的重要標準,改革開放以來,中國財政農業支出從1978年的150.66億元增加到2010年的8579.7億元,是1978年財政農業支出的56.9倍。但是財政農業支出總額占國家財政支出總額的比重整體上呈現下降趨勢,1979年最高時達到13.7%,2003年最低時卻僅為7.12%。財政凈投入占財政農業支出的比重等指標也均呈下降趨勢,從這些指標來看,國家財政對農業的實際支持程度在不斷的下降,這說明相對于改革開放初期,我國近年來的財政支農力度并不大。(二)農業科技支出情況由圖3可以看出,中國財政農業支出中支農支出部分比重最大,從改革開放30多年以來平均水平維持在66.7%,最大值為74.8%(1995年),最小值為51.07%(1978年)。農業基本建設支出次之,平均水平達到了25%,最大值為39.9%(1998年),最小值為19.9%(2006年)。相對支農支出和農村基本建設支出部分而言,農業科技三項費用、農村救濟費在財政農業總支出中的比重較小,平均水平分別為0.9%和5.5%。可以概括為支援農村生產支出和農村基本建設支出是財政支農的重點,而財政支持農業科技和農村救濟的力度則相對較小。三、財政農業支出的性質財政農業支出與農村增收之間的關系其實質為投入與產出之間的關系。目前,我國財政支農資金,主要用于支農支出、農業基本建設支出、農業科技三項費用和農村救濟費等方面,不同性質的投入通過直接或間接的方式作用于最終的產出,又由于各項財政農業支出性質差別較大,對帶動農民收入增加的促進機制也各不相同,因此本文提出以下假設:1.財政農業支出中支農支出、農業基本建設支出、農業科技三項費用以及農村救濟費等對農民增收的帶動效果不同。2.不同時期各項財政農業支出對農民增收的運用效果不同。四、研究的基本支出在中國財政農業支出與農民收入增長的動態關系研究中,用農村居民人均純收入表示農民收入,記為SR。目前,我國財政支農資金,主要用于支農支出、農業基本建設支出、農業科技三項費用和農村救濟費等方面:1.支農支出。支農支出主要用于支援農村生產和農林水利氣象等部門,主要指對農村興辦的小型農田水利和打井灌溉,農村水土保持,農村開荒等的補助費以及農業事業單位人員機構經費。2.農業基本建設支出。農業基本建設支出主要指用于公路建設,農業水利設施等建設以及農業綜合開發的支出。3.農業科技三項費用。農業科技三項費用支出指用于農業科研方面的支出。4.農村救濟費。指通過轉移支付手段,直接給農村貧困以及失去勞動能力的居民的補貼。分別記為SCZC、JSZC、SXF、NCJJ。本研究原始數據來自《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》以及國研網數據中心,取樣時間段為1987~2010年。同時,為了消除異方差,對農村居民家庭人均純收入、支農支出、農業基本建設支出、農業科技三項費用、農村救濟費取自然對數以消除變化趨勢,記為LnSR、LnSCZC、LnJSZC、LnSXF、LnNCJJ,其相應的差分序列記為⊿LnSR(或DLnSR)、⊿LnSCZC(或DLnSCZC)、⊿LnJSZC(或DLnJSZC)、⊿LnSXF(或DLnSXF)、⊿LnNCJJ(或DLnNCJJ)。從1998年開始,“農業基本建設支出”包括增發國債安排的支出;從2007年起,國家財政支農支出因報表制度調整,口徑與往年不同,2007~2010年中的支農支出僅為中央財政用于“三農”的支出。五、示范分析(一)結構式殘差類型化c首先建立支農支出、農業基本建設支出、農業科技三項費用、農村救濟費與農村居民家庭人均純收入的五元結構VAR(3)模型(即SVAR(3)模型):其中:SCZCt、JSZCt、NCJJt、SXFt、SRt分別為支農支出、農業基本建設支出、農村救濟費、農業科技三項費用與農村居民家庭人均純收入序列,ξ1t、ξ2t、ξ3t、ξ4t、ξ5t分別為作用在支農支出、農業基本建設支出、農村救濟費、農業科技三項費用與農村居民家庭人均純收入上的結構式沖擊,即結構式殘差,ξt是協方差為單位矩陣的白噪聲向量,即ξt~(0.)。如果B是可逆的,可將結構式方程轉化為簡化式方程:一般而言,簡化式殘差是結構式殘差的線性組合,是一種復合沖擊,比如式(2)中的殘差可以看作是5種沖擊的線性組合。所謂的結構沖擊和簡化式殘差不同,它們互不相關且與其他的沖擊不相關。(二)模型單位根檢驗由于向量自回歸模型的運用要求系統中的變量具有平穩性,因此,本文首先采用ADF檢驗法對相關數據進行單位根檢驗,以檢驗其平穩性。檢驗結果見表1。由表1可知,LnSR、LnSCZC、LnJSZC、LnSXF、LnNCJJ的ADF檢驗統計量均大于顯著性水平0.05時的臨界值,不能拒絕原假設,序列LnSR、LnSCZC、LnJSZC、LnSXF、LnNCJJ都存在單位根,是非平穩時間序列。因此,進一步將序列LnSR、LnSCZC、LnJSZC、LnSXF、LnNCJJ分別進行一階差分,得到⊿LnSR、⊿LnSCZC、⊿LnJSZC、⊿LnSXF、⊿LnNCJJ,再分別對其進行單位根檢驗。由檢驗結果可以知道,⊿LnSR、⊿LnSCZC、⊿LnJSZC、⊿LnSXF、⊿LnNCJJ的ADF檢驗統計量均小于顯著性水平0.05時的臨界值,說明在5%的顯著性水平下拒絕原假設,序列LnSR、LnSCZC、LnJSZC、LnSXF、LnNCJJ均不存在單位根,系平穩時間序列,這說明LnSR、LnSCZC、LnJSZC、LnSXF、LnNCJJ均為一階單整序列。根據AIC和SC取值最小的原則來選擇模型的滯后階數。不同滯后階數下模型的AIC和SC取值比較見表2。分析可知,各序列均為一階差分平穩的,即各序列均為一階單整序列。因此,需要對模型包含的變量進行協整檢驗。通過檢驗,結果顯示在1%和5%的顯著性水平下各存在一個協整方程,模型中各內生變量之間具有協整關系。由表3可知,被估計的模型所有根的模小于1并且位于單位圓內,因此模型是穩定的。因此,該模型的穩定性條件得以滿足,根據其得出的脈沖響應函數的結果是穩健和可靠的。(三)農民增收支出的關聯度為了分析農民收入對農業投資的1單位標準差沖擊的反應,在上述已建立的SVAR模型基礎上建立廣義脈沖響應函數,圖4是基于模型和漸進解析法模擬的廣義脈沖響應函數曲線。其中橫軸代表響應函數的追蹤期數,縱軸代表因變量對解釋變量的響應程度,同時,將模型中響應函數的追蹤期設定為15年。1.農村居民家庭人均純收入對農村救濟新息的響應路徑。考察農村居民家庭人均純收入增長對其自身的一個標準差新息的響應情況和響應路徑,而這實際上顯示了農民收入波動自身的慣性機制。從圖4a可以看出,農村居民家庭人均純收入增長對其自身的一個標準差新息的響應路徑整體上呈現出較明顯的波動性。在當期給農民人均純收入一個標準差的沖擊后,在前三期顯示出負向響應,第四期到第五期表現為正向響應,但這種響應并不具有持續性,從第五期開始,呈現出波動性的緩慢衰減,最終趨于穩定。這說明,當前的農民人均純收入的增長與其滯后期有一定的關聯度,且其關聯度呈弱化趨勢,最終趨于零。2.考察農村居民家庭人均純收入增長對支農支出增加的響應情況和響應路徑。從圖4b可以看出,在本期給支農支出一個標準差的沖擊后,在前四期表現出明顯的負向響應,整體上呈現出逐漸下降的趨勢,并在第四期達到谷底。從第四期開始,負向響應程度逐漸減小,并于第六期開始出現了正向響應,在第八期達到最大的正向響應,隨后又逐漸下降,并與第九期再一次出現負向響應,在第十一期負向響應開始減弱,在第十四期又出現正向響應。這說明,農民人均純收入對支農支出的響應極具波動性。短期內支農支出對農村居民人均純收入有消極影響,但長期來看,其將波動性地趨于穩定。整體而言,支農支出的增加對促進農民收入的增加的正向拉動效應并不顯著,且很不穩定。政府在應考慮建立持續穩定的長效機制充分發揮支農資金對農民收入的促進作用。3.考察農村居民家庭人均純收入增長對農業基本建設支出增加的響應情況和響應路徑。從圖4c可以看出,農村家庭人均收入增長對農業基本建設支出變化一個標準差新息的響應,整個期間基本上都呈現出負向響應關系,并具有明顯的波動性,且波動頻率較大。在本期給財政農業支出資金一個標準差的沖擊后,從第二期開始,負向響應程度逐漸增大,并在第四期達到谷底,出現了最大的負效應。其后負向響應程度逐漸減弱,在第八期與第九期期間呈現出短暫的正向響應關系。隨后又表現出一定的負向響應關系。這說明無論在長期或是短期農業基本建設支出在增加農民收入上的長期效果并不穩定和顯著,但這并說明農業基本建設對于提高農民收入作用不大,恰好說明政府應進一步提高農業基本建設支出方面的資金使用效率,且提升空間很大。4.考察農村居民家庭人均純收入增長對農業科技三項費增加的響應情況和響應路徑。從圖4d可以看出,在本期給農業科技三項費一個標準差的沖擊后,一開始對農村居民人均純收入有一個較強的正向拉動作用,但隨后正向拉動效應逐漸減弱,并于第四期出現負向響應關系,且負向響應程度逐漸增大,于第六期達到谷底,負向響應程度達到最大。隨后負向響應逐漸減弱,并于第九期又表現為正向響應,最終收斂于零。這說明,農村科技三項費的增加對農民收入的增加并不存在長期的正向拉動效應,政府應充分發揮農村科技三項費的資金使用效率,并建立穩定可行的長效機制促進其對農村收入的正向拉動作用。5.考察農村居民家庭人均純收入增長對農村救濟增加的響應情況和響應路徑。從圖4e可以看出,在本期給農村救濟一個標準差的沖擊后,在前五期呈現出了負向響應關系。從第六期開始,出現了正向響應關系,但這種正向相應并不具有持續性,從第十一期開始又出現了負向響應,隨后逐漸趨于穩定,且收斂于零。這說明無論在長期或是短期,農村救濟費的增加并沒有對農民收入的增加起到顯著的正向拉動效應。(四)財政農業支出資金。在一定范圍內,農村居民家庭官脈沖響應函數描述的是SVAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響,而方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度,進一步評價不同結構沖擊的重要性。因此,方差分解給出對SVAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。本文在以下的分析中,利用預測方差分解技術分析不同性質的財政農業支出資金對農民收入增長的貢獻率。分解結果見表4和圖5。從表4和圖5可以看出,農村居民家庭人均純收入的波動在第一期只受自身波動的影響,各項財政農業支出資金變化對農民人均純收入波動的沖擊在第二期才得以顯現。同時,方差分解結果到第五年以后趨于穩定。由表4可以看出,農村居民家庭純收入自身沖擊對農村居民家庭純收入變動的影響最大,其對農民收入增長的最大貢獻度為59.802%,即此時農村居民家庭人均純收入預測方差59.802%可由自身的變動來解釋。這說明農村居民收入的增加有其自身的慣性,在一定程度上可解釋為資本對收入的正向影響作用,即富裕家庭收入的增