改革開放后財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民增收的效應(yīng)分析

李普亮 賈衛(wèi)麗

[摘要]從長期來看，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民增收具有顯著的正面效應(yīng)，但短期內(nèi)這一影響并不顯著。不過。中央和地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民增收的貢獻(xiàn)度有所不同，中央財(cái)政農(nóng)業(yè)投入效果更佳。為此應(yīng)繼續(xù)加大財(cái)政對農(nóng)業(yè)的投入力度，優(yōu)化財(cái)政農(nóng)業(yè)投入結(jié)構(gòu)，提高財(cái)政資源配置和使用效率；明晰中央和地方財(cái)政的投入事權(quán)，理順財(cái)政投入資金的管理體制；完善財(cái)政投入方式，提高農(nóng)民直接補(bǔ)貼比重。

[關(guān)鍵詞]財(cái)政農(nóng)業(yè)投入；農(nóng)民增收；中央財(cái)政；地方財(cái)政

[中圖分類號]F323.9[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A[文章編號]1004-9339(2010)03-0049-08

一、問題的提出

千方百計(jì)促進(jìn)農(nóng)民增加收入、努力建立農(nóng)民增收的長效機(jī)制是當(dāng)前“三農(nóng)”工作的重點(diǎn)和難點(diǎn)所在。自2003年黨中央和國務(wù)院把“三農(nóng)”作為各項(xiàng)工作的“重中之重”以來，農(nóng)民增收問題一直受到各級政府的高度重視，但城鄉(xiāng)居民收入差距不斷擴(kuò)大的趨勢并未得到根本扭轉(zhuǎn)。2008年城鄉(xiāng)居民收入比由上年的3.33:1擴(kuò)大為3.36:1，絕對差距首次超過1萬元；而2009年上半年，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入實(shí)際增長11.2％，同期農(nóng)村居民人均現(xiàn)金收入實(shí)際增長僅為8.1％，增速仍低于城鎮(zhèn)居民3.1個百分點(diǎn)。而且面對全球金融危機(jī)對我國經(jīng)濟(jì)的深刻影響，今后一定時期內(nèi)，農(nóng)民增收的不確定性因素將會進(jìn)一步增加。十七屆三中全會做出的《中共中央關(guān)于推進(jìn)農(nóng)村改革發(fā)展若干重大問題的決定》明確指出，現(xiàn)階段“農(nóng)民增收仍然困難，最需要加快”。因此，如何建立和完善農(nóng)民增收的長效機(jī)制將是決策層和理論界亟待研究的重要課題。

由于農(nóng)業(yè)是一個風(fēng)險(xiǎn)較高、比較利益偏低的產(chǎn)業(yè)，同時農(nóng)戶自身積累和投資能力十分有限，農(nóng)村金融支持明顯不足，在此背景下，強(qiáng)化財(cái)政投入力度對促進(jìn)農(nóng)民增收的積極意義不言而喻。從國內(nèi)實(shí)際看，在經(jīng)歷多年的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)、農(nóng)業(yè)支持工業(yè)后，客觀上需要工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、財(cái)政反哺農(nóng)民。2009年中央一號文件進(jìn)一步指出，擴(kuò)大內(nèi)需、實(shí)施積極財(cái)政政策，要把“三農(nóng)”作為投入重點(diǎn)?，F(xiàn)階段，我國實(shí)行的是分級財(cái)政管理體制，政府對農(nóng)業(yè)的投入責(zé)任也相應(yīng)地由中央和地方共同分擔(dān)。但中央政府和地方政府在制度環(huán)境、利益函數(shù)、行為模式等多個方面存在顯著差異，這些差異又可進(jìn)一步影響其在財(cái)政支農(nóng)領(lǐng)域的制度安排和相應(yīng)績效，因而中央和地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民收入的影響不可混為一談。本文在分析財(cái)政投入對農(nóng)民增收整體效應(yīng)的基礎(chǔ)上，試圖通過相關(guān)實(shí)證分析將這種影響進(jìn)行分離，以期為分稅制財(cái)政體制框架下優(yōu)化政府財(cái)政支農(nóng)安排、提升財(cái)政投人對農(nóng)民增收的貢獻(xiàn)度提供參考。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

近些年來，財(cái)政投入與農(nóng)民增收的關(guān)系受到了國內(nèi)理論界的高度關(guān)注。就財(cái)政投入對農(nóng)民收入的總體效應(yīng)來看，學(xué)術(shù)界出現(xiàn)了不同觀點(diǎn)。黃小舟、王紅玲(2005)基于1980～2002年的相關(guān)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，財(cái)政資金對增加農(nóng)民收入具有積極影響，財(cái)政支農(nóng)資金每增加l億元，農(nóng)民純收入將增加1.519元。陸文聰、吳連翠(2008)運(yùn)用1978～2005年的國家統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)也得出了類似結(jié)論。但溫濤(2005)的研究結(jié)論與上述學(xué)者不同，他認(rèn)為我國財(cái)政支農(nóng)資金的增加并沒有成為推動農(nóng)民收入增加的關(guān)鍵因素，并指出財(cái)政支農(nóng)資金向農(nóng)業(yè)投資轉(zhuǎn)化的過程中存在低效率問題。由于財(cái)政對農(nóng)業(yè)的投入具有不同的類型，而不同類型的支出對農(nóng)民增收的效應(yīng)客觀上可能會存在差異，對此，許多學(xué)者又進(jìn)一步探討了不同類型的財(cái)政投入對農(nóng)民增收的影響。杜玉紅、黃小舟(2006)的研究表明，支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出、農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)成為農(nóng)民增收的有利因素，而農(nóng)業(yè)基本建設(shè)投資則阻礙農(nóng)民收入增加。劉旦(2006)運(yùn)用VAR模型對財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)與農(nóng)民收入增長關(guān)系的研究結(jié)果顯示，長期而言，農(nóng)民收入與農(nóng)村基本建設(shè)支出呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而與支農(nóng)支出和科技三項(xiàng)費(fèi)用支出呈正相關(guān)關(guān)系，并且在財(cái)政支農(nóng)支出結(jié)構(gòu)對農(nóng)民增收效應(yīng)高低的次序中，科技三項(xiàng)費(fèi)用支出最高，其次是支農(nóng)支出，農(nóng)村基本建設(shè)支出最差。王敏(2007)的研究顯示，長期而言，農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)林水利氣象支出是影響農(nóng)民純收入的最重要因素，農(nóng)村基本設(shè)施建設(shè)次之，農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)位居第三，農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用支出并未像眾多學(xué)者通常認(rèn)為的那樣是促進(jìn)農(nóng)民增收效率最高的因素；短期內(nèi)支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)林水利氣象事業(yè)費(fèi)以及農(nóng)村基本設(shè)施建設(shè)投入增長對于農(nóng)民純收入增長具有一定的促進(jìn)作用，但不如長期的明顯。而在短期內(nèi)農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用和農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)對農(nóng)民純收入增長并不能產(chǎn)生預(yù)期中的促進(jìn)作用，相反還具有微弱的阻礙作用。

不過，針對現(xiàn)有的研究，趙霞、穆月英(2009)指出，多數(shù)定量分析的文獻(xiàn)僅在考慮促進(jìn)農(nóng)民增收效率的基礎(chǔ)上對中國公共財(cái)政農(nóng)業(yè)支出進(jìn)行績效評估，其判斷和結(jié)論有失偏頗，同時這些研究均忽略了財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)民內(nèi)部收入分配公平性的影響，而且相當(dāng)?shù)亩垦芯繉Ω黜?xiàng)財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)民純收入進(jìn)行簡單的線性回歸，實(shí)際上這種分析方法并不恰當(dāng)，存在偽回歸問題，導(dǎo)致分析結(jié)果有待商榷。為此，兩位學(xué)者采用灰色關(guān)聯(lián)度分析方法，從效率與公平兩個方面評估了1998～2006年我國公共財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的績效，結(jié)果表明：我國公共財(cái)政農(nóng)業(yè)支出額度與促進(jìn)農(nóng)民增收效率倒掛，即農(nóng)業(yè)科技支出份額最少但其對農(nóng)民增收作用最強(qiáng)，而支農(nóng)支出份額最多但對農(nóng)民增收作用最弱；各項(xiàng)公共財(cái)政農(nóng)業(yè)支出未能很好地起到促進(jìn)農(nóng)民收入公平分配的作用；我國公共財(cái)政農(nóng)業(yè)支出績效在低水平層次上運(yùn)行。此外，崔元鋒、嚴(yán)立冬(2006)還運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)模型，對1995～2004年財(cái)政農(nóng)業(yè)支出資金績效分別做了DEA檢驗(yàn)，結(jié)果證實(shí)我國財(cái)政農(nóng)業(yè)支出資金整體效率不高，并存在逐年下降的趨勢，指出財(cái)政農(nóng)業(yè)支出資金結(jié)構(gòu)偏差是其整體績效低水平運(yùn)行的最主要原因。

由于不同學(xué)者選取的研究方法和數(shù)據(jù)不盡相同，得出的研究結(jié)論也存在較大差異。已有研究尚存在明顯不足：一是僅僅注重分析財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民收入的總體效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)。事實(shí)上，由于我國實(shí)行分級財(cái)政管理體制，中央財(cái)政和地方財(cái)政投入對農(nóng)民增收的效應(yīng)也應(yīng)該有所不同，這一點(diǎn)沒有引起學(xué)術(shù)界重視。二是多數(shù)學(xué)者在研究中將支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)林水利氣象等部門的事業(yè)費(fèi)混為一體，而這兩類支出影響農(nóng)民增收的機(jī)理并不完全相同，進(jìn)而影響了研究結(jié)論的指導(dǎo)性。三是多數(shù)學(xué)者對財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的滯后效應(yīng)考慮不足，從而可能會低估財(cái)政投入對農(nóng)民增收的效應(yīng)。本文重點(diǎn)從以上三個層面對現(xiàn)有研究進(jìn)行拓展。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)描述

(一)模型設(shè)定

本項(xiàng)研究借鑒了C-D生產(chǎn)函數(shù)的分析框架，并將函數(shù)兩邊選取了對數(shù)形式，這樣一方面可以減少各個變量異方差的影響，另一方面待估參數(shù)可以反映出各個變量的產(chǎn)出彈性，為分析財(cái)政投人對農(nóng)民增收的效應(yīng)提供了一個較好的度量指標(biāo)。模型形式設(shè)定如下：

其中，LNY為因變量的對數(shù)值，在本文即為LNrine(農(nóng)民年人均純收入的對數(shù)值)，LNX_i為每期影響農(nóng)民純收入的各個解釋變量的對數(shù)值，u為隨機(jī)擾動項(xiàng)，模型中各解釋變量的待估參數(shù)反映了其對農(nóng)民收

入的彈性大小。本文首先分析財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民增收的整體效應(yīng)，在此基礎(chǔ)上又將財(cái)政農(nóng)業(yè)投入劃分為中央和地方兩個層面，探討不同層次的財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民增收的具體效應(yīng)。在確定解釋變量時，除了重點(diǎn)考察的財(cái)政農(nóng)業(yè)投入(LNtotal)、中央財(cái)政農(nóng)業(yè)投入(LNcfa)和地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入(LNpfa)外，還選取了家庭經(jīng)營費(fèi)用(LNfexp)和第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)(LNpop)作為控制變量。因此，本文的模型形式可分別表述為：

LNrinc_t=β₀+β₁LNtotal_t+β₂LNfexp_t+β₃LNpop_t+u_t(1)

LNrinc_t=γ₀+γ₁LNcfa_t+γ₂LNpfa_t+γ₃LNfexp_t+γ₄LNpop_t+u_t(2)

其中(1)式用于估計(jì)財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民增收的整體效應(yīng)；(2)式用于比較中央和地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民增收效應(yīng)的差異。

(二)數(shù)據(jù)來源及相關(guān)說明

本項(xiàng)研究所分析的財(cái)政農(nóng)業(yè)投入包括“支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)”。1978～2006年，在國家財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的各項(xiàng)投入中，上述兩項(xiàng)支出一直占據(jù)主導(dǎo)地位，比重最低年份為51.1％，最高年份高達(dá)75％，平均比重達(dá)67.1％，如圖1所示。因此，可以認(rèn)為，上述兩項(xiàng)投入在相當(dāng)程度上影響了國家財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民增收的效應(yīng)，以此為分析對象具有較強(qiáng)的代表性和現(xiàn)實(shí)意義。

本項(xiàng)研究中，1978～1995年的中央與地方財(cái)政支援農(nóng)村生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)事業(yè)費(fèi)數(shù)據(jù)源于《國家財(cái)政用于農(nóng)業(yè)支出統(tǒng)計(jì)資料》(1949～1995)，1996～2006年的相應(yīng)數(shù)據(jù)源于《中國財(cái)政年鑒》(1997～2007)，家庭經(jīng)營費(fèi)用源于相關(guān)年度的《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》，第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2008)。為消除價(jià)格變動的影響，本文對農(nóng)民人均純收入按照農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了調(diào)整(以1978年為基期)，中央和地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入以及家庭經(jīng)營費(fèi)用均按照商品零售價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了調(diào)整(以1978年為基期)。

但財(cái)政對農(nóng)業(yè)投入作用的發(fā)揮可能是一個漸進(jìn)的過程，即當(dāng)年某些投入的作用很有可能在以后年度才能顯現(xiàn)，因此，研究財(cái)政投入對農(nóng)民增收的影響不能忽視這一滯后效應(yīng)。何振國(2005)、李琴(2006)等雖然通過引入相關(guān)投入的滯后項(xiàng)探討了滯后效應(yīng)的存在，但他們對滯后項(xiàng)的選擇比較隨意，其能否客觀、準(zhǔn)確地反映出財(cái)政投入的滯后效應(yīng)值得商榷，而且滯后項(xiàng)的引入會使得時間序列的自由度受到較大影響。還有重要一點(diǎn)，農(nóng)民人均純收入的增長與宏觀經(jīng)濟(jì)形勢密切相關(guān)，宏觀經(jīng)濟(jì)的波動會在相當(dāng)程度上影響農(nóng)民人均純收入的波動，分析財(cái)政投入對農(nóng)民增收的效應(yīng)時應(yīng)當(dāng)剔除這種波動的影響。Carsten Colombier(2008)在研究公共支出結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長影響時指出，HP濾波法可以用來平滑經(jīng)濟(jì)周期波動，并能捕捉各項(xiàng)支出對長期經(jīng)濟(jì)增長的影響，它不僅考慮到了解釋變量的滯后效應(yīng)，而且還能夠避免分布滯后模型引起的自由度的過度損失。眾多研究者均指出，HP濾波法是一個純粹的時間序列平滑統(tǒng)計(jì)方法，它的優(yōu)點(diǎn)在于簡單、透明，不依賴于任何特殊的假設(shè)，也不依賴于任何經(jīng)濟(jì)理論，并且從該方法所獲得的結(jié)果能夠得到迅速而有效的復(fù)制。為此，本文運(yùn)用HP濾波法對農(nóng)民人均純收入進(jìn)行了平滑，這一方法是建立在下列懲罰函數(shù)的基礎(chǔ)上：

其中，z_t是指t時點(diǎn)的實(shí)際人均純收入，z^tr_t是指t時點(diǎn)趨勢人均純收入，T為時間序列的最后一個時點(diǎn)，λ為平滑參數(shù)，采用年度數(shù)據(jù)時λ一般敢值為100。圖2給出了實(shí)際人均純收入(Income)和趨勢人均純收入(HPIncome)以及兩者的缺口(Gapincome)。

可以看出，農(nóng)民人均純收入的增長與我國宏觀經(jīng)濟(jì)的波動具有較強(qiáng)的一致性。比如，1997～2002年，受東南亞金融危機(jī)影響，我國宏觀經(jīng)濟(jì)跌入波谷，農(nóng)民實(shí)際人均純收入與趨勢人均純收入缺口不斷拉大；進(jìn)入2003年以來，宏觀經(jīng)濟(jì)開始復(fù)蘇并開啟了新一輪經(jīng)濟(jì)增長，兩者缺口不斷縮小。本文在用HP濾波法對農(nóng)民人均純收入平滑后，選擇了趨勢人均純收入作為被解釋變量，文中相關(guān)數(shù)據(jù)和模型處理運(yùn)用了Stata10.0軟件。

(三)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

傳統(tǒng)多元回歸分析要求所選數(shù)據(jù)必須是平穩(wěn)的，非平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)的“變化趨勢”帶來的“偽回歸問題”會導(dǎo)致錯誤估計(jì)變量之間的關(guān)系。通常情況下，宏觀經(jīng)濟(jì)變量往往因具有某種趨勢而呈現(xiàn)出非平穩(wěn)特征。對此，本文運(yùn)用擴(kuò)展的迪基一富勒檢驗(yàn)方法(ADF)對各個時間序列的數(shù)據(jù)平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。

由表1看出，上述五個經(jīng)濟(jì)變量的水平值在10％的顯著水平上均呈現(xiàn)一階單整，而其一階差分至少在5％的顯著水平上平穩(wěn)。盡管如此，這些變量之間仍有可能存在一定的協(xié)整關(guān)系，即各變量之間可能存在著一個長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，這需要進(jìn)一步通過協(xié)整檢驗(yàn)加以驗(yàn)證。

四、實(shí)證結(jié)果及解釋

(一)實(shí)證結(jié)果

本文采用Engle-Granger方法對各個變量間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。估計(jì)財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民增收的整體效應(yīng)的協(xié)整方程如(3)式所示，估計(jì)中央與地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民增收效應(yīng)差異的協(xié)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)的殘差水平值在1％的顯著水平上具有平穩(wěn)性(ADF=-2.95，臨界值為-2.66)，方程(4)的殘差水平值在5％的顯著水平上表現(xiàn)平穩(wěn)(ADF=-2.42，臨界值為-1.95)，說明兩個方程均沒有出現(xiàn)偽回歸，即上述各個變量間存在長期均衡關(guān)系。不難看出，我國財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民增收在1％的顯著水平上總體表現(xiàn)出了顯著的正面影響，前者每增加1％，農(nóng)民收入相應(yīng)增長0.354％，這與理論上的預(yù)期一致。但進(jìn)一步來看，不同層次的財(cái)政投入對農(nóng)民增收的效應(yīng)存在顯著差異。其中，中央財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民收入在1％的顯著水平上具有正面影響，其彈性數(shù)值為0.348，地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民收入的彈性在5％的水平上也顯著為正，但小于前者0.219個單位。

上述協(xié)整檢驗(yàn)分析的是變量間的長期靜態(tài)均衡關(guān)系，但不能反映變量間的短期動態(tài)關(guān)系，本文將在(3)、(4)協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上建立反映短期波動的誤差修正模型，采用的誤差修正模型分別為：

其中，ecm為誤差修正項(xiàng)，其系數(shù)反映了長期均衡對短期波動的影響。各原始時間序列樣本數(shù)據(jù)經(jīng)過一階差分以后都是平穩(wěn)的，因而可以對上式進(jìn)行回歸分析，逐步剔除統(tǒng)計(jì)上不顯著的解釋變量，得到的誤差修正模型，結(jié)果如表2所示：

表3顯示，(5)和(6)兩個誤差修正模型中的ecm系數(shù)均顯著為負(fù)，說明當(dāng)變量因短期波動偏離長期均衡關(guān)系時能夠自動得到矯正并逐步恢復(fù)到長期均衡狀態(tài)。同時，誤差修正模型還表明，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的短期波動對農(nóng)民增收的效果并不明顯。

(二)模型解釋：為什么中央財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民增收的效應(yīng)優(yōu)于地方財(cái)政

一般認(rèn)為，地方政府在地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展中有著明顯的信息優(yōu)勢，能夠按照公共產(chǎn)品的稀缺程度和農(nóng)民的偏好來提供產(chǎn)品或服務(wù)，因此，投入的效率理應(yīng)較高。孫文祥和蔡方(2005)、李琴(2006)以第一產(chǎn)業(yè)增加值為被解釋變量，探討了中央和地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的績效，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中央財(cái)政農(nóng)業(yè)投入比地方財(cái)政更有效。但本文并未支持這一結(jié)論，我們試圖從以下兩個層面尋求背后的機(jī)理：一是中央和地方財(cái)政投入結(jié)構(gòu)的差異；二是地方財(cái)政投入資金的配置和使用狀況。

1.中央和地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入結(jié)構(gòu)存在顯著差異

如前所述，本文所指的財(cái)政農(nóng)業(yè)投入包括支援農(nóng)村生產(chǎn)和農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)兩個部分。學(xué)術(shù)界在探討財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的績效時，往往將兩者視為一個整體，但事實(shí)上，支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)發(fā)揮的作用并不完全相同。一般來說，支援農(nóng)村生產(chǎn)支出主要通過轉(zhuǎn)移支付補(bǔ)貼農(nóng)戶，降低其生產(chǎn)成本，調(diào)動農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性，增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。而農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)主要支撐農(nóng)業(yè)事業(yè)單位的運(yùn)轉(zhuǎn)，并通過農(nóng)業(yè)事業(yè)單位提供的各項(xiàng)服務(wù)，擴(kuò)大農(nóng)戶生產(chǎn)及交易的規(guī)模，加強(qiáng)農(nóng)戶對自然災(zāi)害的防御，減少農(nóng)戶生產(chǎn)成本和交易成本，增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。從理論上講，這兩項(xiàng)支出對促進(jìn)農(nóng)民增收應(yīng)該具有積極作用，但其效應(yīng)大小卻不能簡單地混為一談。李琴等(2006)在分析各項(xiàng)財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的影響時，曾將支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)進(jìn)行了分離，結(jié)果顯示，農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)的產(chǎn)出彈性(0.93)遠(yuǎn)大于支援農(nóng)村生產(chǎn)支出(0.15)。但這一結(jié)論對于農(nóng)民收入是否同樣有效不能冒然作出判斷。為此，我們需要進(jìn)一步探討支援農(nóng)村生產(chǎn)支出(zy)和農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)(qx)對于農(nóng)民增收的具體效應(yīng)。

此處，我們?nèi)匀涣⒆阌贑-D生產(chǎn)函數(shù)的分析框架，并將各個變量取對數(shù)，將模型設(shè)定為：

LNHPinc_t=β₀+β₁LNzy_t+β₂LNqx_t+β₃LNfexp_t+β₄LNpop_t+u_t(7)

通過ADF檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，序列LNzy和LNqx均表現(xiàn)為一階單整。如前所述，非平穩(wěn)序列的線性組合可能為平穩(wěn)序列，因此變量LNHPinc、LNzy、LNqx、LNfexp和LNpop之間可能存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，協(xié)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)的殘差水平值在1％的顯著水平上拒絕存在單位根的零假設(shè)(ADF=-3.741，臨界值為-2.66)，說明沒有出現(xiàn)偽回歸，也即上述變量間存在長期均衡關(guān)系?？梢园l(fā)現(xiàn)，農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)對于農(nóng)民增收具有明顯的促進(jìn)作用，該項(xiàng)支出每增加1％可以促使農(nóng)民收入增長O.387％，支援農(nóng)村生產(chǎn)支出對農(nóng)民收入的產(chǎn)出彈性雖為正，但統(tǒng)計(jì)上并不顯著，可以認(rèn)為，其對農(nóng)民收入沒有顯著影響。

上述回歸結(jié)果表明，支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)對農(nóng)民增收的效應(yīng)顯著不同，而這兩類支出在中央和地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入中的構(gòu)成存在較大差異，如圖3所示。

1978～2001年，農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)占中央財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的平均比重高達(dá)82.8％，支援農(nóng)村生產(chǎn)支出的平均比重僅為17.2％。同期，地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的這兩個比重分別為48.9％和51.1％。可見，中央財(cái)政農(nóng)業(yè)投入中農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)比例遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于地方財(cái)政的同一比例。如前所述，農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)對農(nóng)民收入的貢獻(xiàn)顯著為正，而支援農(nóng)村生產(chǎn)支出對農(nóng)民增收沒有顯著影響，這就在一定程度上解釋了為什么中央財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民增收的貢獻(xiàn)優(yōu)于地方財(cái)政。近些年來，農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)飽受爭議，許多學(xué)者認(rèn)為這一支出項(xiàng)目中用于“養(yǎng)人”的支出比重過高，對農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展的貢獻(xiàn)非常有限。本文的研究結(jié)論表明，盡管這一支出中用于維持機(jī)構(gòu)運(yùn)轉(zhuǎn)和發(fā)放工資的比例較高，但這并不能抹殺其對農(nóng)民增收的積極效應(yīng)。事實(shí)上，農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)除了用于人員供養(yǎng)的工資性支出外，還包括各農(nóng)口事業(yè)單位的農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣、良種推廣示范、農(nóng)業(yè)事業(yè)專項(xiàng)經(jīng)費(fèi)等，由于農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣和良種推廣示范對農(nóng)民生產(chǎn)具有較高的產(chǎn)出彈性和較強(qiáng)的示范效應(yīng)，農(nóng)戶采用優(yōu)良品種能顯著增加農(nóng)作物的產(chǎn)出。

2.地方政府財(cái)政投入資金的配置和使用狀況不容樂觀

1994年的分稅制財(cái)政體制改革在有效實(shí)現(xiàn)“分稅”的同時，對中央和地方的事權(quán)劃分懸而未決，財(cái)政支農(nóng)領(lǐng)域的事權(quán)劃分同樣模糊不清。從實(shí)際執(zhí)行情況看，中央政府憑借其政治優(yōu)勢傾向于“財(cái)權(quán)集中，事權(quán)下放”，致使地方財(cái)政承擔(dān)的支農(nóng)份額偏高。分稅制改革以來，地方總的財(cái)力一直以20％以上的年增長率增長，然而，地方財(cái)政的非農(nóng)支出需求由于種種原因也在不斷增加?；谵r(nóng)業(yè)比較利益偏低，地方政府在財(cái)力有限的條件下，更偏好于將財(cái)政資源投向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和城鎮(zhèn)。由于中央政府難以完全掌控地方政府對農(nóng)業(yè)投入的信息，致使價(jià)值取向并不完全相同的地方政府與中央政府間充斥著動態(tài)的博弈。盡管說中央政府可以采用獎勵、懲罰等選擇性激勵措施，但具有信息優(yōu)勢的地方政府在與中央政府的博弈中占據(jù)著主導(dǎo)地位，因而有可能削減或挪用財(cái)政投入資金。其財(cái)政支農(nóng)支出行動常常表現(xiàn)為：更偏好于投資見效快、易出政績的項(xiàng)目，而不是期限長、具有戰(zhàn)略意義的項(xiàng)目；熱衷于提供看得見、摸得著的“硬性”公共產(chǎn)品，而不愿提供農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣等“軟性”公共產(chǎn)品。而且，政府主導(dǎo)的項(xiàng)目規(guī)劃出于政績方面的考慮，往往更傾向于把資金投給發(fā)展基礎(chǔ)較好的地區(qū)，建設(shè)所謂“示范點(diǎn)”、“樣板工程”，而基礎(chǔ)設(shè)施較差、對支農(nóng)資金需求最為迫切的地區(qū)和項(xiàng)目反而很難獲得相應(yīng)的扶持，進(jìn)一步加劇“窮者愈窮、富者愈富”的馬太效應(yīng)，進(jìn)一步削弱了地方財(cái)政資金對農(nóng)民增收的貢獻(xiàn)能力。

相比之下，近些年來，中央專項(xiàng)資金的管理工作得到了逐步加強(qiáng)。一是地方各級政府和有關(guān)部門高度重視支農(nóng)專項(xiàng)資金的管理，逐級建立了責(zé)任制。二是加強(qiáng)了建章立制工作。據(jù)不完全統(tǒng)計(jì)，中央財(cái)政共出臺了60多項(xiàng)財(cái)政支農(nóng)資金的管理辦法，為支農(nóng)專項(xiàng)資金規(guī)范化管理提供了制度保障。三是支農(nóng)資金整合力度有所加強(qiáng)。從中央和省級的33個試點(diǎn)縣的情況看，各地根據(jù)本地的條件和特點(diǎn)，采取不同方式，以縣為主推進(jìn)支農(nóng)專項(xiàng)資金整合，按照縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展目標(biāo)來確定支農(nóng)專項(xiàng)資金的重點(diǎn)投向，取得初步成效。這些可能是中央財(cái)政支農(nóng)資金對農(nóng)民增收的貢獻(xiàn)度較高的重要原因。

五、政策建議

(一)繼續(xù)加大財(cái)政對農(nóng)業(yè)的投入力度，注重優(yōu)化財(cái)政農(nóng)業(yè)投入結(jié)構(gòu)，提高財(cái)政資源配置和使用效率

財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民增收具有積極效應(yīng)，今后必須繼續(xù)強(qiáng)化財(cái)政對農(nóng)業(yè)的投入力度，應(yīng)盡快出臺《農(nóng)業(yè)投入法》，實(shí)現(xiàn)財(cái)政對農(nóng)業(yè)投入的制度化和法制化。但在總量穩(wěn)定增長的同時，更應(yīng)注重結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。在財(cái)政對農(nóng)業(yè)的各項(xiàng)投入中，農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)對農(nóng)民增收表現(xiàn)出了積極的正面效應(yīng)，其人員經(jīng)費(fèi)比例偏高并不能成為縮減這一支出的充分理由；恰恰相反，今后這一類型的支出還應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步增加。不過，應(yīng)當(dāng)注重優(yōu)化其內(nèi)部支出結(jié)構(gòu)，適當(dāng)壓縮人員經(jīng)費(fèi)支出，將更多的資金用于各項(xiàng)事業(yè)費(fèi)。支援農(nóng)村生產(chǎn)支出對農(nóng)民收入沒有表現(xiàn)出預(yù)期的積極效應(yīng)，這并非否定了這一支出項(xiàng)目的必要性，而是印證了支援農(nóng)村生產(chǎn)支出配置和使用的低效性。今后應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對支援農(nóng)村生產(chǎn)支出的整合，進(jìn)一步向農(nóng)村中小型水利設(shè)施、植物保護(hù)等領(lǐng)域傾斜，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本。

(二)明晰中央和地方財(cái)政的投入事權(quán)，理順財(cái)政投入資金的管理體制

根據(jù)財(cái)力與事權(quán)統(tǒng)一的基本原則，進(jìn)一步完善分稅制財(cái)政體制，以法律的形式將中央和地方財(cái)政的支農(nóng)事權(quán)進(jìn)行明確的界定。由于農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，對于宏觀經(jīng)濟(jì)的又好又快發(fā)展具有舉足輕重的特殊意義，中央政府應(yīng)當(dāng)承擔(dān)更多的穩(wěn)定農(nóng)業(yè)發(fā)展的責(zé)任。本文的研究結(jié)論表明，中央財(cái)政對農(nóng)業(yè)投入的績效優(yōu)于地方財(cái)政，但現(xiàn)階段我國中央財(cái)政投入比重過低，以本文研究的狹義財(cái)政農(nóng)業(yè)投入來看，1978～2006年，中央財(cái)政投入的平均比重尚不足10％，今后應(yīng)進(jìn)一步提高中央財(cái)政對農(nóng)業(yè)的投入比例。與此同時，改革政府官員考核機(jī)制，通過經(jīng)濟(jì)、行政、法律等手段刺激各級財(cái)政增加農(nóng)業(yè)投入的積極性，取消欠發(fā)達(dá)地區(qū)中央財(cái)政支農(nóng)專項(xiàng)資金的配套要求。完善涉農(nóng)資金管理體制，整合現(xiàn)有的政府涉農(nóng)機(jī)構(gòu)，進(jìn)一步歸并農(nóng)業(yè)財(cái)政資金，可以考慮設(shè)立一個專職機(jī)構(gòu)從事涉農(nóng)資金的管理和協(xié)調(diào)工作。同時，減少財(cái)政資金劃撥的中間環(huán)節(jié)，強(qiáng)化財(cái)政支農(nóng)資金的后續(xù)管理和績效評價(jià)工作，將財(cái)政支農(nóng)資金的使用狀況與以后撥付財(cái)政支農(nóng)資金的數(shù)量掛鉤。

(三)完善財(cái)政投入方式，提高農(nóng)民直接補(bǔ)貼比重

受國際金融危機(jī)的影響，今后一定時期內(nèi)，保持農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格合理水平的難度更加凸顯，保持農(nóng)民收入較快增長的制約更加突出。傳統(tǒng)的財(cái)政支農(nóng)支出主要通過間接方式對農(nóng)民收入產(chǎn)生影響，這種間接支持方式對農(nóng)民增收的貢獻(xiàn)相對有限，面對國內(nèi)外嚴(yán)峻的經(jīng)濟(jì)形勢，要保持農(nóng)民收入穩(wěn)定增長，應(yīng)當(dāng)較大幅度提高農(nóng)民直接補(bǔ)貼的比重，尤其是注重提高糧食主產(chǎn)區(qū)的種糧直補(bǔ)力度，這既可以顯著提高農(nóng)民收入水平，又可激發(fā)農(nóng)戶種糧積極性，確保我國糧食安全。

責(zé)任編輯：紀(jì)國義