地方财政支农支出对农民收入影响的实证分析——基于1994年-2009年省级面板数据

孙致陆 肖海峰

（中国农业大学，北京 100083）

一、引言及文献综述

农业和农村的发展以及农民收入的增加是我国经济社会发展中必不可少的重要组成部分（陈锡文，2010）。但在新中国建国初期“百废待兴”的现实国情下，为了使国民经济快速恢复和发展，中央政府确立了优先发展工业和城市的政策，而在国内物资财富匮乏且又无法获得国外资金援助的情况下，只能通过控制农产品贸易和压低农产品价格的“价格剪刀差”方式转移“农业剩余”来积累发展工业和城市所需的资本，并且还在户籍制度、金融体制等方面制定了一系列限制劳动力、资本等要素资源在城乡间自由流动的政策措施，以使这些要素资源集中配置用于发展工业和城市。这些政策措施确实在较短的时期内使我国的工业和城市得到了较快的发展，但与此同时，“农业剩余”的过多转出也导致“三农”的资本自我积累能力越来越弱，而政府在同期对“三农”的投入却相对不足，最终导致农业和农村的发展愈加落后于工业和城市，农民收入增速缓慢。当前，我国的“三农”问题越来越突出，而农民增收难问题是“三农”问题的核心问题（陈锡文，2001）。为了解决“三农”问题特别是促进农民收入增加，中央政府相继提出了“工业反哺农业、城市支持农村”、“统筹城乡发展”等方针政策，2004年以来的中央“一号文件”也都连续关注了“三农”问题，具体涉及到农民收入、农业综合生产能力、社会主义新农村建设、现代农业、农业基础设施、水利、农业科技创新等方面，还出台实施了一系列促进农业和农村发展以及农民收入增加的具体举措。但是当前，促进农民收入持续增长的长效机制尚未形成，农村的医疗、社会养老保险等社会公共事业还不健全，一系列城市偏向的社会经济体制和相关政策也仍未得到有效调整。因而，在改革要素资源配置制度和纠正国民收入“重城市轻农村”的分配偏向的基础上增加对“三农”的财政投入应是当前促进农民收入增加的最有效途径（陆铭、陈钊，2004；李晓嘉、李玉山，2006；Dirk、Derek，2008）。

当前，我国农民增收难问题越来越严峻，并且已经成为当前最受瞩目的社会问题之一，而财政支农支出在促进农民增收方面的效果到底如何?目前，国内关于我国财政支农支出对农民收入影响的经验研究还较少，相关研究得出的结论认为，从财政支农支出总量来看，财政支农支出对农民增收起到了一定的促进作用（沈坤荣、张璟，2007；李建军，2008；朱春奎等，2010），从分项的财政支农支出来看，支援农业生产及农村水利气象等部门事业费支出、农村救济费支出和农业科技三项费支出对农民收入均具有显著的正向影响（王敏、潘勇辉，2007；陆文聪、吴连翠，2008；李树培、魏下海，2009）。这些研究在数据方面采用的主要是全国层面的时间序列数据，在分析方法方面主要是运用因果关系检验或者简单回归估计法，并且在分析过程中大多未考虑其它影响农民收入的重要变量以及各个地区在政策、经济社会条件、资源禀赋、地理区位等方面存在的差异。考虑到采用面板数据进行研究时，可以获得比时间序列数据更多的动态信息和实现对地区差异的分析与探讨，同时还可以通过增加观测对象样本数来提高估计和检验的抽样精度以及估计结果的稳健性，因此，本文根据我国1994-2009年的省级面板数据，实证分析了地方财政支农支出对农民收入的影响，得出的研究结论可为政府制定有效的促进农民增收的财政支农政策提供经验依据。

二、模型构建、变量说明与数据来源

（一）模型构建与变量说明

为了研究地方财政支农支出对农民收入的影响，本文构建了如下的面板数据模型：

式（1）中，FIit表示 i省在第 t年的农民收入（i=1，2，…，28；t=1994，1995，…，2009），本文用各省农民人均纯收入来表示农民收入，主要指农村住户当年从各个来源得到的总收入相应地扣除所发生的费用后的收入总和；LGESAit表示i省在第t年的地方财政支农支出；Xit表示一组可能影响农民收入的控制变量；c表示截距项；α和β分别表示地方财政支农支出和控制变量的估计系数；εit为随机误差项。根据资金的用途和作用发挥方式的不同，广义的财政支农支出可以划分为生产性支农支出和补贴性支农支出两个大类；其中，生产性支农支出是政府为了提高农业综合生产能力和促进农村公共事业发展而对农业和农村进行的投入，补贴性支农支出是政府对粮食生产、农业生产要素投入等进行的补贴投入，包括粮食生产直接补贴、农资综合补贴、良种补贴、农机购置补贴等。考虑到补贴性支农支出大多直接或间接地形成了农民收入，因此，本文主要研究了用生产性支农支出表示的地方财政支农支出对农民收入的影响。由于部分省在早期的分项财政支农支出数据缺失较多，并且其统计口径近年来也进行了一定的调整，为了保证数据的完整性和可比性，本文未采用分项的财政支农支出，而是采用地方财政支农支出总量进行研究，具体是用各省财政支农支出总量与农村年底总人口数的比值来表示地方财政支农支出。

由于农民收入实际上还要受到农业生产要素投入情况、农村经济发展形势、地区差异等因素的影响，因此，本文还选取了下列控制变量，以提高模型估计结果的稳健性。

1.农村劳动力人力资本水平（RH）。本文用各省农村劳动力人均受教育年限来表示该变量，具体是将农村劳动力受教育程度划分为文盲或半文盲、小学、初中、高中及中专和大专及以上五个阶段，并将各个受教育阶段的累计受教育年限分别定为1.5年、7.5年、10.5年、13.5年和17年，然后通过加权平均计算得到农村劳动力人均受教育年限。农村劳动力人力资本水平的提高可以通过智力支持作用和知识溢出效应促进农民收入的增加。所以，该变量的估计系数的预期符号为正。

2.农业物质资本存量（AK）。本文用估算得到的各省农业物质资本存量与农村年底总人口数的比值来表示该变量。首先，参考王金田等（2007）的研究，基于公式AKi1994=Ii1994/（gi+δ）计算得到作为初始年份的1994年的农业物质资本存量，其中，Ii1994表示i省在1994年的农林牧渔业固定资产投资额，gi表示i省的实际农林牧渔业总产值在1994年-2009年的年均增长率，δ表示折旧率，δ的取值参考吴卫方（1999）的研究定为5.42%；然后，根据核算物质资本存量普遍采用的永继盘存法，采用公式AKit=Iit+（1-δ）AKit-1计算得到各省历年的农业物质资本存量。农业物质资本存量的提高可以促进农业及农村基础设施等的改善，从而使得各种要素资源可以更好地在城乡间自由流动，有利于促进农业农村经济的发展和农民收入的增加。所以，该变量的估计系数的预期符号为正。

3.农村经济发展水平（RGDP）。本文用各省农林牧渔业总产值与农村年底总人口数之比来表示该变量。农村经济的平稳运行和较快发展，有利于增强政府的宏观调控能力和收入再分配能力，进而有利于直接或间接地促进农民收入水平的提高，所以，该变量的估计系数的预期符号为正。

4.农村金融发展水平。本文设置了两个变量来反映农村金融发展水平：用各省农村存贷款余额之和与农林牧渔业总产值的比值来反映农村金融发展规模（RFS），用各省农村存款余额与农村贷款余额的比值来反映农村金融发展效率（RFE）；其中，农村存款余额由农户储蓄存款余额和农业存款余额构成，农村贷款余额由乡镇企业贷款余额和农业贷款余额构成。当前，资金缺乏仍是我国“三农”发展面临的主要难题，而随着农村信贷资金投放规模的扩大和使用效率的提高，可以有效地缓解“三农”发展的资金不足问题，有利于促进农民收入的增加。所以，这两个变量的估计系数的预期符号均为正。

5.城镇化水平（URB）。目前，我国的城镇人口统计仍是建立在城镇户籍制度的基础上，由于有部分城镇居民并没有获得城镇户籍，所以，采用城镇人口比重实际上会低估城镇化的真实水平（陆铭、陈钊，2004），但由于受到统计资料来源的限制，还没有更好的指标予以代替，因而在本文中仍用各省户籍人口数或常住人口数中城镇人口数所占比重来衡量城镇化水平。在我国，长期以来主要表现为由政府主导的以发展大中城市为主的倾向性的城镇化进程，实际上与“三农”形成了对于经济发展所需各种要素资源的竞争性需求关系（陆铭、陈钊，2004），虽然近年来政府着力强调通过大中城市和中小城镇协调发展的城镇化发展模式来带动和促进农业农村经济的发展，但在长期以来形成的城乡二元社会经济结构尚未得到有效破解和农村在基础设施、获利机会、获利能力等方面仍均处于劣势的背景下，各种要素资源的配置仍主要偏向于城市，城镇化难以有效地发挥对于农业农村经济发展及农民收入增加的辐射和带动作用。所以，该变量的估计系数的预期符号为负。

6.地区虚拟变量。改革开放以来，我国先后实施了“东部沿海地区对外开放”、“西部大开发”、“中部崛起”等重大地区发展战略，这些地区发展战略有力地促进了各地区经济的快速发展，但它们在实施时间、支持力度等方面存在的差异也在一定程度上造成地区之间出现了较大的经济发展差距，而这种发展差距又影响到地方政府的财力和财政支农政策的实施效果，并对农民收入产生了不同的影响；此外，不同地区在资源禀赋、地理区位等方面存在的差异也会影响地区经济发展水平，进而会影响到各地区财政支农政策的实施效果。因此，本文以中部地区省份作为参照对象，设置了两个反映政策、经济社会条件、资源禀赋、地理区位等方面差异的地区虚拟变量：dumDB和dumXB。①四川和重庆以及广西和海南的早期数据由于无法拆分而分别进行合并，西藏由于缺失较多年份的指标数据而没有包括在内，香港、澳门和台湾也未包括在本文的研究中。所以，在本文的研究中，东部地区省份包括：北京、天津、辽宁、河北、山东、江苏、上海、浙江、福建和广东；中部地区省份包括：山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地区省份包括：广西（包括海南）、四川（包括重庆）、贵州、云南、陕西、甘肃、宁夏、青海和新疆。其中，dumDB表示东部地区虚拟变量，其具体取值方法是东部地区省份等于1，其它地区省份等于0；dumXB表示西部地区虚拟变量，其具体取值方法是西部地区省份等于1，其它地区省份等于0。基于设置的地区虚拟变量，本文进一步构造了地区虚拟变量与地方财政支农支出的交互项：dumDB×ln LGESA和dumXB×ln LGESA。本文根据这两个交互项来分析地方财政支农支出对农民收入影响的地区差异。

7.滞后一期的农民收入（FI（-1））。为了减小估计误差，本文参考Wooldridge（2005）提出的方法，将前期农民收入作为影响当期农民收入的其他未知或遗漏变量的代理变量也设为控制变量。考虑到前期农民收入对当期农民收入的内生影响，该变量的估计系数的预期符号为正。

引入上述控制变量后，模型（1）可以进一步扩展为如下所示的模型（2）。本文接下来将基于模型（2）来分析地方财政支农支出对农民收入的影响。

（二）数据来源

考虑到1994年我国实行分税制改革以来，中央和地方的财政收支比重发生了较大变化，地方财政支出所占比重以及总体规模一直处于稳步上升的状态，地方政府获得了不断增大的财政权力和财政责任（陈诗一、张军，2008），因而本文的样本期定为1994年—2009年，横截面包括了我国28个省（市、区）。为了消除价格波动因素的影响，本文采用各省经过调整的固定资产投资价格指数（以1994年作为基期）对用于估算农村物质资本存量的农林牧渔业固定资产投资额进行了消胀处理，还采用各省经过调整的农村居民消费价格指数（以1994年作为基期）对其他变量的数据进行了消胀处理（对于直辖市以及部分省区在部分早期年份里缺失的农村居民消费价格指数，本文用该直辖市或省区在同期的全社会居民消费价格指数进行替代）。各变量以及固定资产投资价格指数和农村居民消费价格指数的数据来源于《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中国农业年鉴》、《中国金融年鉴》和《新中国五十五年统计资料汇编》。

三、实证研究

（一）面板数据检验

为了避免直接对面板数据模型进行估计时可能出现的虚假相关和伪回归问题，确保估计结果的有效性，本文先对各个变量的面板数据序列是否具有平稳性进行面板单位根检验，并在此基础上对面板数据序列中作为被解释变量的农民收入和作为解释变量的地方财政支农支出以及控制变量之间是否存在长期稳定的协整关系进行面板协整检验。

1.面板数据单位根检验

面板数据单位根检验法主要包括同质面板单位根检验法和异质面板单位根检验法两个大类。其中，具有代表性的同质面板单位根检验法包括：LLC检验和Breitung检验，这两种检验法的原假设均为“各个截面单元序列存在同质单位根”；具有代表性的异质面板单位根检验法包括：IPS检验、ADF-Fisher检验和PP-Fisher检验，这三种检验法的原假设均为“各个截面单元序列具有异质单位根”。本文同时采用这五种面板单位根检验法对各个变量的水平序列及其一阶差分序列进行检验。根据表1可知，在1%的水平上，各个变量的水平序列在总体上都接受了“各个截面单元序列存在同质或异质单位根”的原假设，但它们的一阶差分序列都拒绝了“各个截面单元序列存在同质或异质单位根”的原假设。所以，在1%的水平上，各个变量的面板数据均为一阶单整的平稳序列。

2.面板数据协整检验

本文接下来对农民收入和地方财政支农支出以及控制变量之间是否存在长期稳定的均衡关系进行协整检验。关于面板数据协整检验的早期研究大多采用最小二乘虚拟变量法和传统的统计量进行分析，尽管得到的估计结果与回归系数一致，但由于其t值是发散的，会导致回归系数估计值的渐近分布是错误的。为了避免了以往的面板数据协整检验法存在的上述缺陷，基于传统的Engle-Granger两步法，通过构造服从渐近标准正态分布的ADF检验统计量，Kao（1999）提出了Kao ADF面板数据残差协整检验法，该检验的原假设为“面板数据序列之间不存在协整关系”。根据表2所示的检验结果可知，t统计量值的相伴概率小于 1%，Residual variance和HACvariance的值也均非常小，这表明，农民收入与地方财政支农支出以及控制变量之间存在着长期稳定的协整关系。

表1 变量水平序列及其一阶差分序列的面板单位根检验结果

表2 Kao ADF面板数据残差协整检验结果

（二）模型设定形式检验

根据面板数据建立的模型通常有三种不同的设定形式：混合估计模型、固定效应模型和随机效应模型。其中，混合估计模型在模型设定过程中未考虑面板数据自身可能存在的个体效应和时期效应，容易导致得出有偏的估计结果，因此，混合估计模型在实际研究中极少被采用。所以，本文利用Hausman检验法，在固定效应模型和随机效应模型中确定适合的面板数据模型设定形式。根据表3所示的Hausman检验结果可知，检验统计量H的相伴概率均小于1%，这表明，随机效应模型不适合本文的研究，所以，本文接下来采用固定效应模型进行分析。

（三）估计结果分析

在固定效应下，为了消除模型可能存在的异方差性，本文在控制了滞后一期农民收入的内生影响以及地区因素的影响后，逐步引入其它控制变量，采用加权的广义最小二乘法（EGLS）来进行估计，估计结果如表3所示。根据表3可知，估计结果⑥中各个解释变量估计系数在1%或5%的水平上均是统计显著的，与估计结果①～⑤相比总体上也均未发生较大变化，并且影响方向也均是一致的，因而估计结果⑥具有较高的稳健性和较好的拟合效果；对地区虚拟变量与地方财政支农支出交互项进行的Wald检验结果表明，交互项的设置是合理和有效的。所以，本文基于估计结果⑥来分析地方财政支农支出对农民收入的影响。

根据估计结果⑥可知，在1%的水平上，地方财政支农支出对农民收入具有显著的正向影响，即地方财政支农支出对农民收入增加产生了一定的促进作用，但lnLGESA的估计系数仅为0.087，这表明，地方财政支农支出在促进农民收入增加方面所发挥的作用总体上还非常有限，其使用效率和整体绩效还比较低。近年来，虽然我国各级财政支农支出规模一直保持着较快的增长速度，但财政支农支出总量及其占财政支出总量的比重仍然偏低（何振国，2006；王胜，2010），财政支农支出规模与转型期“三农”快速发展对资金投入形成的大量需求相比还存在较大差距；从财政支农支出结构来看，目前，支援农业生产支出和农林水利气象事业费是财政支农支出的主体，占财政支农支出总量的比重基本上维持在65%左右，但该项支出中实际上有相当大的比重是用于政府农业行政事业的运转费用，财政支农支出中真正用于农业基本建设、农业科研、农业技术推广、农业综合开发等方面的资金投入还较少（陈立双、张谛，2004；陆文聪、吴连翠，2008）；此外，由于财政支农资金监管体制不健全、不完善造成的财政支农资金监管缺失或不到位，有限的财政支农资金在实际使用过程中被闲置甚至被挤占挪用的现象较为严重（叶翠青，2008；彭克强、陈池波，2008）。因此，财政支农支出存在总量偏低、结构不合理、监管缺失或不到位等方面问题，导致地方财政支农支出的使用效率和整体绩效比较低，进而限制了地方财政支农支出在促进农民增收方面作用的发挥。

从各地区来看，地区虚拟变量与地方财政支农支出的交互项的估计系数在1%或5%的水平上也均是统计显著的，这表明，各地区在政策、经济社会条件、资源禀赋、地理区位等方面存在的地区差异会显著影响各个地区地方财政支农支出对农民收入增加的促进作用。具体来看，dumDB×ln LGESA的估计系数为0.015，这表明，东部地区地方财政支农支出在促进农民收入增加方面的整体绩效总体上要显著高于中部地区；dumXB×ln LGESA的估计系数为-0.023，这表明，西部地区地方财政支农支出在促进农民收入增加方面的整体绩效总体上要显著低于中部地区。因此，地方财政支农支出对农民收入增加的促进作用总体上还呈现出显著的地区差异和梯度特征，在东部地区、中部地区和西部地区逐渐降低。

表3 面板数据模型估计结果

根据估计结果⑥还可知，在1%或5%的水平上，各个控制变量对农民收入的影响均是统计显著的，并且它们的估计系数的符号与预期也均是一致的。ln FI（-1）的估计系数为0.373，这表明，农民的前期收入对当期收入水平的提高具有显著的内生效应和较强的促进作用；ln RH和ln AK的估计系数分别为0.603和0.178，这表明，农村劳动力人力资本水平和农业物质资本存量也均是促进农民增收的重要因素，并且前者在促进农民增收方面所发挥的作用要显著大于后者；ln RGDP、ln RFS和 ln RFE的估计系数分别为 0.224、0.158和0.193，这表明，农村经济发展水平和农村金融发展水平的提高均有利于促进农民收入水平的提高；ln URB的估计系数为-0.062，可见，我国持续推进的城镇化进程不仅未发挥对农民收入增加的辐射和带动作用，反而还在一定程度上制约了农民收入水平的提高。

四、结论与政策启示

本文根据1994年-2009年的省级面板数据，分析了地方财政支农支出对农民收入的影响。研究结果表明，地方财政支农支出对农民收入增加产生了一定的促进作用，但这种作用总体上还非常有限，地方财政支农支出在促进农民收入增加方面的使用效率和整体绩效还比较低；地方财政支农支出对农民收入增加的促进作用还呈现出显著的地区差异和梯度特征，在东部地区、中部地区和西部地区逐渐降低。此外，农村劳动力人力资本水平、农业物质资本存量、农村经济发展水平和农村金融发展水平对农民收入增加均具有显著的促进作用，而城镇化水平对农民收入增加具有显著的抑制作用。

基于上述研究结论，本文认为，应在进一步扩大地方财政支农支出规模的基础上，通过调整地方财政支农支出结构、加强对地方财政支农资金的监管和健全并完善相关配套体系或制度，来进一步提高地方财政支农资金的使用效率和整体绩效，从而更有效地发挥地方财政支农支出对农民收入增加的促进作用，逐渐形成农民收入持续增长的长效机制。应采取的具体政策措施是：继续加大生产性财政支农支出的投入力度，特别应加强对中小型农田水利基础设施建设和维护、农业科研、农业技术推广等的投入；健全和完善地方财政支农资金监管机制，切实加强对地方财政支农资金的监管和审计，确保相关资金用到实处；中央财政应进一步加大对中西部地区“三农”的扶持力度。此外，还应制定更加科学合理的城镇化发展战略，尽快建立健全以市场服务为主体、以政府公共服务为依托、以农民专业合作社为重要组成部分的农业技术、信息、金融、保险等方面的农业综合社会化服务体系，大力发展农村教育，进一步健全和完善新型农村合作医疗制度和新型农村社会养老保险制度，促进农村各项社会公共事业的发展，来为更好地发挥地方财政支农资金的作用创造良好的外部环境。

〔1〕陈锡文.当前农业和农村经济形势与“三农”面临的挑战[J].中国农村经济，2010（1）：4-9.

〔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（4）：50-58.

〔3〕李晓嘉，李玉山.新时期农民增收的财税政策研究[J].财经科学，2006（4）：61-68.

〔4〕沈坤荣，张璟.中国农村公共支出及其绩效分析——基于农民收入增长和城乡收入差距的经验研究[J].管理世界，2007（1）：30-40.

〔5〕李建军.城镇居民收入、财政支出与农民收入——基于1978-2006年中国数据的协整分析[J].农业技术经济，2008（4）：34-40.

〔6〕朱春奎，梁耀盛，耿育.财政农业投入、农业增产与农民增收——基于VAR模型对中国的经验分析[J].地方财政研究，2010（12）：23-28.

〔7〕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.

〔8〕陆文聪，吴连翠.国家财政支农与农民增收的实证研究[J].华南农业大学学报（社会科学版），2008（1）：19-24.

〔9〕李树培，魏下海.改革开放以来我国财政支农政策的演变与效率研究[J].经济评论，2009（4）：13-17.

〔10〕王金田，王学真，高峰.全国及分省份农业资本存量K的估算[J].农业技术经济，2007（4）：64-70.

〔11〕吴卫方.我国农业资本存量的估计[J].农业技术经济，1999（6）：34-38.

〔12〕陈诗一，张军.中国地方政府财政支出效率研究：1978-2005[J].中国社会科学，2008（4）：65-78.

〔13〕何振国.中国财政支农支出的最优规模及其实现[J].中国农村经济，2006（8）：4-16.