我国财政支农资金对农民收入增长的关系研究--基于VAR模型的实证分析

我国财政支农资金对农民收入增长的关系研究--基于VAR模
型的实证分析
吴其勉
【摘要】“三农”问题是我国经济持续发展的关键问题，其中农民的增收问题又是“三农”问题中的核心，只有解决好农民的收入问题，农业、农村问题才能根本解决。

文章选取我国1985—2011年的时间序列数据，基于VAR模型运用协整检验、格兰杰因果检验、脉冲响应分析等方法描述财政支农资金与农民收入增长之间的关系。

结果表明我国财政支农资金对农民收入增长有长期的推动作用，但从短期来看，财政支农支出不是农民收入增长的原因，而农民收入增长是财政支农支出的原因；财政支农资金对农民人均纯收入的增长有积累效应，随着时间的推移这种效应不断增大，但总体来看，这种正向冲击还是偏弱。

最后依据以上的分析，提出有利益于提高农民收入的政策建议。

% The issues of agriculture,countryside and peasant are the key elements of sustainable economic development in China. Increasing peasant income is the core problem of the issue of agriculture,countryside and peasant. Only by increasing peasant income,can the agriculture and countryside problems be solved. To describe the relationship between peasant income and capital of finance support agriculture,the author se-lected the time series data 1985-2011 and applied the Co-integration Test,Granger Causality Test,Impulse Response Analysis based on the VAR model. The result shows that capital of finance support agriculture has a long-term role in increasing peasant income,but in the short run,fiscal expenditure for agriculture is not the reason of peasant income growing. And the increase of peasant income is
the reason of fiscal ex-penditure for agriculture. The expenditure has a cumulative effect on per capita net income growth. And with the passage
of time,the effect is increasing,but overall,the positive shock is weak. Finally we can put forward suggestions on policy for increasing peasant income.【期刊名称】《广西财经学院学报》
【年(卷),期】2013(000)003
【总页数】7页(P112-118)
【关键词】财政支农资金;农民收入;协整检验;脉冲响应分析
【作者】吴其勉
【作者单位】福建师范大学经济学院，福建福州 350007
【正文语种】中文
【中图分类】F812.8
改革开放以来，党和政府十分重视“三农问题”，从2004年到2013年的中央一号文件连续十年聚焦“三农”问题。

这期间农业得到长足的发展，农民的收入也显著增加，从1978年的农民人均纯收入133.6元，到2011年的6 977.29元，名
义增长52.23倍。

但由于农业本身的弱质性，生产周期长，投资风险大，受自然
灾害影响大，利润低等特征，使得其主体农民的收入相对其他行业从业人员的收入来说较低，农民的收入增长缓慢，城乡居民的收入差距不断扩大。

为了解决“三农”问题和提高农民收入，党的十八大提出城乡发展一体化和城乡居民收入倍增计划，这需要加大国家财政对“三农”问题的支出力度。

有数据显示，巨额的财政投入对
发达国家的农业生产及农民收入的提高已经起到了明显的支持作用，如美国、加拿大、英国等农业发达国家政府对农业的财政支持相当于农业增加值的25%以上，
日本、以色列等国农业财政支出相当于农业增加值的45%—95%［1］。

而我国
的财政支农力度与发达国家相比还有较大差距，据统计，2011年我国财政支农资金占农业GDP的比重仅为20.9%。

一、相关文献回顾
关于财政支农支出与农民收入的问题，国内学者已经进行了大量有价值的实证研究。

大部分学者认为，财政支农支出对农民收入增长有显著的推动作用，其中从全国的视角来研究有：郭英，曾孟夏（2011）基于1978—2008年数据拟合的多变量协整模型较好地反映我国农村经济的特点，认为农业财政在长期可显著提高农民收入，但其在短期的作用效果却不显著［2］；康书生，尹成远，刘振威（2010）从1980—2001年的数据出发，认为财政支农每增加1%，农民人均纯收入将增长0.11%，农村信贷每增加1%，农民人均收入增长0.22%，是财政支农绩效的2倍［3］。

刘耀森（2011）对我国1978—2006年的数据分析，结果表明，支援农
村生产支出和农业基本建设支出是促进农民收入增长的有利因素，而农业科技三项费用却在某种程度上阻碍农民收入增加［4］。

也有学者从省际的视角来研究：阿依努尔·阿米尔汗（2012）认为新疆财政农业支出、农业信贷投入与农民收入增长之间存在长期的、稳定的均衡关系［5］。

王力，丁鹏（2008）认为江西省农村住户人均纯收入对财政支农支出是缺乏弹性的，其
弹性值仅为0.40，即财政支农支出增长1%，将会使得农村住户人均纯收入增长0.40%［6］。

崔姹，孙文生，李建平（2011）利用河北1978—2008年的数据，认为财政支农投入是农民收入的格兰杰原因，短期内财政支农投入对农民收入增长有促进作用［7］。

总的来说，国内学者认为财政支农支出对农民收入增长有显著的促进作用，但他们
在选取指标时，基本采用农村居民人均纯收入，而很少采用农村居民家庭经营纯收入。

由于农村居民纯收入中包括工资性收入、家庭经营纯收入、财产性收入、转移性收入，其中工资性收入和财产性收入与财政支农出的收入无关或可以忽略，所以本文在前人研究的基础上，选取农民家庭经营纯收入和转移性收入之和作为农民农业纯收入，利用VAR模型对财政支农资金和农民收入的关系进行分析，以期得出
更客观的研究结果。

二、我国财政支农支出及城乡居民收入现状
（一）我国财政支农支出的投入状况
改革开放以来，我国政府十分重视农业生产发展，农业生产效率极大提升，据2012年中国统计年鉴，1978—2011年期间，农业GDP从1 027.53亿元增长到47 486.2亿元，增长了46.21倍。

相同期间，农民的收入水平也极大提高，农民
人均纯收入从133.6元增长到6 977.29元，增长52.23倍。

财政支农资金也大幅度提高，如图1所示，1978—2011年间，财政支农资金由150.66亿元增加到9 937.55亿元，尤其是近年来，财政支农资金的增长幅度更快，2007—2011年间，从3 404.7亿元增加到9 937.55亿元，增加了近3倍。

但从财政支农资金的相对支出来看，财政支农资金占财政总支出的比重却呈现波浪式下降趋势，如图1，第一个高峰值出现在上世纪七十年代末，我国农村地区兴起了“包产到户”农村经济体制改革，政府加大对农业生产的投入，这一时期财政支农比重较高，都在12%以上。

财政支农比率的第二个高峰值出现在上世纪90年代初，但低于第一个高峰值，维持在10%以下。

1998年财政支农比率出现第三个高峰值，财政支出比率达到11%，但之后又迅速地回落，直到2007年开始财政支
农比率开始逐年回升，到2009和2011年达到第四个高峰值，但仍然低于前面的高峰值，总的来看，我国财政支农资金占财政资金总支出的比率一直维持在较低水平，且财政支农资金投入波动很大、不稳定，这不利于农业综合生产能力的提升。

图1 1978—2011年我国财政支农资金与财政支农支出占财政总支出的比率资料来源：根据1996—2012年《中国统计年鉴》数据整理
（二）我国城乡居民收入状况比较分析
党的十八大首次提出居民收入倍增目标，即到2020年国内生产总值和城乡居民人均收入比2010年翻一番。

从图2可知，从1978年以来，我国城乡居民收入迅速增长，居民生活水平极大改善，基本达到小康水平，城镇居民家庭人均可支配收入从1978年的343.4元到2011年的21 809.78元，名义增长63.51倍；农民居民家庭人均纯收入也从1978年的133.6元到2011年的6 977.29元，名义增长52.23倍。

但由于历史体制原因，城乡居民收入差距不断扩大，农民居民人均纯收入增长明显慢于城镇居民可支配收入。

从图2可以看出，城镇居民与农村居民收入比从1978年的2.57下降到1983年的1.70，这主要是因为农村地区首先打破体制束缚，进行家庭联产承包责任制，农民的劳动积极性极大提高，国家财政加大对农业的支持力度，改革开放初期农民居民收入显著提高，城乡居民收入比缩小。

但从1985年城镇兴起了经济体制改革，城镇经济迅速发展，城乡居民收入差距又开始拉大，城乡收入比从1985年的1.86倍到2009年的3.33倍，之后城乡收入比又向下修复，但仍然维持在3倍以上。

城乡居民收入差距的扩大不利于提高农民投身农业生产的积极性，阻碍了农业和农村的发展繁荣。

图2 1978—2011年我国城乡居民人均收入情况及对比资料来源：据1996—2012年《中国农村统计年鉴》《中国统计年鉴》相关数据整理而得
三、我国财政支农支出与农民收入增长的实证分析
本文基于VAR模型即向量自回归模型，运用变量平稳性检验、协整检验、格兰杰因果检验、脉冲响应分析等，分析财政支农支出与农民收入增长之间的动态关系。

（一）变量选取和数据处理
我国财政支农支出有狭义和广义之分，狭义的财政支农支出为《中国统计年鉴》
《中国农村统计年鉴》中国家财政用于农业的支出，主要包括：支援农业生产支出、水利气象等部门事业费、农业基本建设支出、农业科技三项费用［8］。

鉴于数据的可获取性，本文中的财政支农专指狭义的财政支农支出。

以往学者在选取农村居民人均纯收入时，包括家庭经营收入、工资性收入、财产性收入和转移收入等，而其中的工资性收入和财产性收入与财政支农资金的收入基本无关，所以本文选取家庭经营收入和转移性收入两者之和作为农民居民人均纯收入。

本文选取1985—2011年度时间序列数据进行实证分析，所有变量均为年度变量，其中财政支农资金用商品零售价格指数（以1985年为基期）进行扣除，而农村居民人均纯收入用农村居民消费价格指数剔除物价影响。

由于1985年以前官方未公布农村居民消费价格指数，所以本文选取1985—2011年的数据。

同时由于农业
有效灌溉面积对农村居民人均纯收入影响较大，所以也作为模型指标。

为了较少数据序列中的异方差性，对以上变量对数处理，财政支农资金、农村居民人均纯收入、有效灌溉面积三个变量分别用LNFA、LNY、LNM表示。

所有数据来源于《中国
统计年鉴》（1986—2012）
（二）相关变量的平稳性检验
时间序列数据要求数据具有平稳性，否则会出现伪回归问题，且VAR模型也要求数据是平稳的或长期稳定。

所以本文运用Eviews软件对时间序列LNY、LNFA、LNM 3个变量进行ADF单位根的平稳性检验。

ADF单位根检验结果如表1。

表1 ADF单位根检验注：字符D表示一阶差分；C表示常数项，T表示趋势项，
N表示滞后项，滞后期根据AIC标准确定。

变量检验类型（c，t，n） ADF值
临界值（a=0.05） Prob.* 结论LNY （c，t，2） -2.937 398 -3.622 033
0.169 9 非平稳D（LNY）（c，0，2） -2.676 461 -1.955 020 0.009 6 平稳LNFA （c，0，2） -0.962 189 -3.595 026 0.932 4 非平稳D（LNFA）（0，0，2） -4.618 580 -2.986 225 0.001 2 平稳LNM （c，t，2） -2.914 256 -
3.612 199 0.175 7 非平稳D（LNM）（c，t，2） -2.155 287 -1.955 020 0.032 5 平稳
从上表可以知道，LNY、LNFA、LNM三个变量的ADF值分别为 -2.937 398、-0.962 189、-2.914 256都大于各自的临界值（-3.622 033、-3.595 026-3.612 199），所以它们是非平稳序列，但它们各自的一阶差分序列都小于它们自身的ADF的临界值，所以它们是平稳的，即存在同阶单整，LNY～I（1）、LNFA～I （1）、LNM～I（1）。

由此可见，财政支农资金，农村居民人均纯收入，有效灌溉面积都呈现一阶单整的关系，所以可以对它们进行Johansen协整检验。

（三）变量的协整检验
协整的经济意义在于可以说明变量之间存在长期稳定均衡的关系，虽然变量在短期具有各自的变动趋势，当长期具有协整均衡关系［9］。

由上面的单位根检验可知都具有同阶单整关系，所以对三个变量进行协整检验，本文运用Johansen协整检验。

（1）对3个变量建立VAR模型；（2）确定VAR模型的最优滞后期，VAR 模型的最优滞后期为2（AIC=-11.078 33*，HQ=-10.794 35*），所以JJ协整的最优滞后期为1。

表2 J-J协整检验表注：*表示在0.05的显著性水平下拒绝原假设。

协整个数特征值迹统计量 5%临界值最大特征值统计量 5%临界值None* 0.578 072 32.483 86 29.797 07 21.573 01 21.131 62 Atmost1 0.328 917 10.910 85 15.494 71 9.971 574 14.264 60 Atmost2 0.036 874 0.939 275 3.841 47 0.939 275 3.841 47
从表2可知，5%显著性水平下，序列LNY、LNFA、LNM之间存在一个长期稳定的协整关系，即1985—2011年，我国农村居民人均纯收入、财政支农支出、有效灌溉面积之间存在长期稳定的均衡关系，其标准化的协整方程如下：
LNY=0.164 625 LNFA+0.503 581LNM
标准差（0.064 76）（0.602 11）
从协整方程可知，回归系数0.164 625是农民人均纯收入对财政支农资金的弹性系数，即财政支农资金每增加1个百分点，农民人均纯收入平均增加0.164 625个百分点；回归系数0.503 58是农民人均纯收入对有效灌溉面积的弹性系数，即有效灌溉面积每增加1个百分点，农民人均纯收入平均增加0.503 58个百分点，由此可见，财政支农支出和有效灌溉面积对农民人均纯收入的增长有显著的拉动作用。

（四）格兰杰因果关系检验
从协整检验的结果可以看出，1985—2011年，我国农民人均纯收入与财政支农支出、有效灌溉面积之间存在长期均衡关系，但它们之前是否具有短期因果关系，还需要通过格兰杰因果检验进一步验证，以判断变量间的短期关系，检验结果如表3。

表3 格兰杰因果检验原假设NullHypothesis：样本容量Obs F统计量F-Statistic 相伴概率Prob.LNFA doesnotGrangerCause LNY LNY doesnotGrangerCause LNFA 25 0.386 15 3.226 71 0.684 6 0.061 0 LNM doesnotGrangerCause LNY LNY doesnotGranger Cause LNM 25 0.541 63 2.854 10 0.590 1 0.081 2 LNM doesnotGrangerCause LNFA LNFA doesnotGranger Cause LNM 25 2.873 39 0.560 18 0.080 0 0.579 8
从表3可知，1985—2011年，在10%的置信水平和最优的滞后期内，LNY是LNFA变化的格兰杰原因，LNY也是LNM变化的格兰杰原因，而LNFA不是LNY变化的格兰杰原因，LNM也不是LNY变化的原因。

即农民人均纯收入是引起财政支农资金变化的原因，财政支农支出对农民人均纯收入增长没有因果影响。

这与李建军（2008）的实证结果相一致，即认为财政支农支出对农民收入增长的
效应在短期内比较弱，而在长期内可以推动农民收入的持续增加。

（五）脉冲响应分析
由上面的分析可知，VAR模型的最优滞后阶数为2，所以对VAR（2）模型的稳定性进行检验，VAR模型中所有AR根的倒数都小于1，如图3，说明VAR（2）模型是稳定的，所以可以对模型进行脉冲响应分析和方差分解。

图3 VAR模型的单位根检验
图4 LNY的相关脉冲响应值
脉冲响应函数反映随机扰动项受到冲击时对内生变量当期及未来的影响。

基于VAR模型，运用脉冲响应函数来分析农民人均纯收入受自身冲击、财政支农支出冲击和有效灌溉面积的冲击后的反应形态及影响程度，即分析财政支农支出和有效灌溉面积变化对农民人均纯收入的影响时滞问题。

利用Eviews软件对变量进行脉冲响应分析，LNY、LNFA、LNM的脉冲响曲线如图4。

图4中，横轴代表追踪期数（10），纵轴表示因变量LNY对各个变量的响应大小，最上面的一条线表示LNY对自身的响应情况，中间一条曲线表示LNY对LNM的响应情况，最下面一条曲线表示LNY对LNFA的响应情况。

从LNY对LNFA的脉冲响应函数图，可以知道，当期财政支农支出波动对农民人均收入增长的冲击为零，之后为正向冲击，且随着时间的推移，这种正向冲击逐渐增强，到第十期这种正向冲击达到最大，说明财政支农资金对农民人均纯收入的增长有积累效应，随着时间的推移这种效应不断增大，但总体来看，这种正向冲击还是偏弱。

这一结论与协整检验的结果相一致，说明财政支农支出对农民人均纯收入增长的有长期稳定的推动作用。

但这种作用较弱，这可能是因为财政支农支出力度还是较小，且财政支农资金支出不稳定等。

从LNY对LNM的脉冲响应函数图可以知道，有效灌溉面积一个单位的标准差的正向冲击对农民人均纯收入有正向影响，但这种影响较强。

当年有效灌溉面积变化
冲击对农民人均纯收入没有产生影响，从第三期开始产生正向影响，随着时间间隔的增加，这种正向影响逐期增加，到第六期之后这种正向影响基本稳定。

这说明有效灌溉面积对农民人均纯收入有较为显著的影响，加强农业基础设施的投入特别是中小型水利设施，可以增加有效灌溉面积和增加农民的收入。

四、结论与政策建议
（一）研究结论
从前面财政支农资金支出与农民人均纯收入的实证分析，可得出以下结论：
1.从协整关系来看，农民人均纯收入与财政支农支出、农业有效灌溉面积三者存在唯一的协整关系，即财政支农支出与有效灌溉面积对农民人均纯收入增长有重要的长期作用。

从协整方程可以看出，财政支农支出变动一个百分点，农民人均纯收入可以增加0.164 625个百分点，农业有效灌溉面积每增加一个百分点，农民人均
纯收入可以增加0.503 581个百分点。

2.从格兰杰因果检验可知，虽然财政支农支出与农民人均纯收入存在长期稳定的均衡关系，但它们短期内只存在单向的因果关系，即农民人均纯收入增长是财政支农支出增长的原因，而财政支农资金支出增加并不是导致农民人均纯收入增长的原因。

这可能是因为我国财政支农支出资金相对财政总支出太少，且财政支农支出存在结构不合理，资金利用效率低等问题。

3.从VAR模型中的脉冲响应分析来看，当期的财政支农支出的正向冲击对农民人
均纯收入增长不产生影响，但随着时间的推移，财政支农支出的冲击对农民人均纯收入产生正向影响，但整体看来，这种正向作用偏弱。

这表明虽然财政支农支出对农民人均纯收入产生正向累积、促进作用，但这种作用幅度较弱，有待于提高我国财政支农支出资金的利用效率，优化财政支农资金结构，促进农民人均纯收入持续稳定增长。

（二）政策建议
鉴于以上的理论和实证分析，为了不断增加农民的人均纯收入，提高农业的综合生产能力，提出以下几点建议：
1.提高政府财政资金对农业、农民、农村的投入。

由于财政支农资金与农民人均纯收入有长期稳定的均衡关系，所以加大国家财政资金支农力度对于增加农民收入，提高农业生产效率有重要的推动作用。

长期以来我国财政支出结构不合理，财政支农比例较低，且低于农业GDP对全国GDP的贡献率，这严重影响了农业的增长
和农民的增收。

应该加大财政对农业的投入力度，严格按照国家《农业法》中“中央和县级以上地方财政每年对农业总投入的增长应当高于其财政经常性收入的增长幅度”的规定。

2.大力提高财政支农资金的产出效率。

从格兰杰因果检验可以看出，我国财政支农资金与农民人均收入短期内不存在格兰杰因果关系，这表明我国财政支农资金无效利用严重，利用率低，且支农支出结构不合理。

2011年我国财政支农资金的投入/产出效率为4.78，与发达国家财政支农资金的利用效率差距很大。

所以政府要建立完善的财政支农资金的监管体系，提高财政支农资金的使用效率，大力发展高效、现代、安全农业。

3.完善财政支农资金的稳定增长机制。

从脉冲响应的分析可以知道，当期财政支农支出的正向冲击对农民人均纯收入增长不产生影响，但随着时间的推移，财政支农支出的冲击对农民人均纯收入产生了正向影响，到第10期这种正向影响达到最高程度，这表明财政支农支出对农民人均纯收入的增长有较强的积累效应。

所以国家对财政支农资金的投入要实施长期策略而不是短期策略，以促进国家财政支农资金对农民人均纯收入的正向拉动作用，并尽可能延长这种正向影响。

4.加强农业基础设施建设，大力发展中小型水利设施。

良好的农业基础设施为农业发展和农民增收提供了强大的物质保障，是摆脱传统农业靠天吃饭，实现农业现代化的必备条件。

水利资源是农业发展的血液，水利设施投资可以保障农业发展所需
要的水源，增加农田的有效灌溉面积，提高农业产量，增加农民收入。

所以国家要加大对农业基础设施的投资，为农业发展提供扎实的物质基础。

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