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本文作者：鄧宏亮工作單位：宜春學院

財政支農、農業信貸與農民收入效應的理論分析

﹙一﹚資源的經濟效率Odedokun﹙1992﹚［18］提出了經濟效率概念。所謂資源的經濟效率，是指經濟資源的邊際生產力，即增加一單位資源所增加的產出。如果用e表示資源的經濟效率，y表示收入，x表示生產中投入的某資源的數量，則有：e=ΔyΔx，或e=dydx﹙當Δx→0時﹚﹙1﹚Odedokun認為經濟增長決定于資本的增加與資源經濟效率的提高，并用模型表示為：Δyy=eΔky﹙2﹚﹙二﹚農業生產函數在此，根據資源的經濟效率模型進一步分析財政支農和農業信貸對農民收入效應的作用機理。在經濟中，生產函數的通用形式為：y=f﹙x1，x2，…，xn﹚，其中x1、x2、…、xn表示生產中投入的各種生產要素數量，也就是說，產出是各種生產要素數量的函數。但我們通常又將生產函數簡化成：y=f﹙L，k﹚，其中L代表勞動，k代表資本，即假定生產中投入的其他要素不變，就可以將產出看成是勞動與資本的函數。關于生產函數的形式，根據Parente和Prescott﹙1991﹚［19］的做法，對勞動投入如果施加一個容量限制L，那么生產函數可以表示成：y=kmin﹙L，L﹚θ﹙3﹚其中θ>0，表示勞動相對于單位資本的產出彈性。如果令m=min﹙L，L﹚θ，此時，m表示農業的最大勞動供給能力，則生產函數可以簡化成：y=mk﹙4﹚﹙4﹚式表示勞動投入一旦固定，產出與資本投入則成正比，這時生產屬于規模報酬不變，也就是說，產出同比于資本的增長而增長。﹙三﹚財政支農、農業信貸與農民收入的關系根據當期資本﹙kt﹚投入總量取決于前一期資本﹙kt−1﹚存量和本期資本投入，由于農業資金的來源主要包括財政支農投入、農業信貸投入和農民自主投入，則當期農業資本的表達式為：kt=﹙1−δ﹚kt−1+e﹙x1，x2，x3﹚﹙5﹚其中，δ表示農業資本的折舊率，k代表資本存量，x1、x2、x3分別表示財政支農投入資金、農業信貸資金、農民自主投資資金，t表示期數。那么由﹙4﹚、﹙5﹚式可得：﹙12﹚由﹙12﹚式可以看出，農民人均收入取決于財政支農、農業信貸、農民自主投資以及各種資金的經濟效率。其中e''''x1﹙0，0，0﹚、e''''x2﹙0，0，0﹚、e''''x3﹙0，0，0﹚的大小表示各種資金投入所引起的收入彈性，即各種資金對農民收入貢獻的大小。

變量選取、數據來源與數據預處理

﹙一﹚變量選取本研究主要探討江西省財政支農、農業信貸與農民收入增長的關系，因此，選取農民人均純收入、財政支農、農業信貸、農民自主投資四個指標為變量，分別用符號Y、X1、X2、X3表示。﹙二﹚數據來源與數據預處理本研究數據來源于《新中國六十年的江西》、《江西統計年鑒》﹙2011、2012﹚，其中2010、2011年江西農業信貸數據從江西農業廳統計獲得。為了消除價格影響，以1980年為基期﹙1980=100﹚對所有的數據進行調整。為了消除經濟數據時間序列所造成的異方差，對研究的經濟變量進行對數化處理，對數化序列分別記為：LnY、LnX1、LnX2、LnX3，這樣既不會改變原經濟變量之間的協整關系，又更利于線性化經濟變量，從而有利于模型建立，并能消除經濟變量序列的異方差問題。

江西省財政支農、農業信貸與農民收入效應的實證分析

﹙一﹚江西省財政支農、農業貸款、農民自主投資和農民人均純收入情況隨著經濟的發展，江西省財政支農、農業貸款、農民自主投資在逐年增加，如圖1所示。1980年財政支農僅為0.24億元，但到2011年則達到了287.99億元。在2003年以前，財政支農占財政總支出的比例基本上在5%以下，之后隨著國家對“三農”問題的重視和新農村建設，財政支農顯著增長，到2007年后財政支農占財政支出的比例均在10%以上。江西省農業貸款1980年至2011年呈明顯上升趨勢，1980年農業貸款為3.29億元，占當年總貸款的6%，2011年農業貸款上千億元，占總貸款的10.83%。從2005年后，農業貸款占總貸款的比例一直達10%以上。江西省農民自主投資在1980年~2011年呈現穩步上升趨勢。1980年，農民自主投資僅有2.5億元，但到2011年達到了333.67億元，增長約133.5倍。1980年~2011年，江西省農民人均純收入呈顯著上升趨勢，見圖2。1980年農民人均純收入只有181元，到1994年突破了1000元，2011年則高達6892元，在31年中增長近38倍。從圖2可以明顯看出，2004年之后江西省農民人均純收入呈顯著增長。由于江西省從2005年開始全面取消了農業稅，為了考察農業稅取消前后財政支農、農業信貸對農民人均純收入增長的影響，本文接下來分農業稅取消前﹙1980年~2004年﹚與農業稅取消后﹙2005年~2011年﹚兩個階段進行分析。﹙二﹚單位根檢驗為了防止虛假回歸，在進行變量協整回歸前，需要對時間序列數據進行平穩性檢驗。本文采用ADF對有關數據序列的平穩性進行檢驗，其檢驗結果見表1。表1單位根檢驗的結果顯示：﹙1﹚農業稅取消前﹙1980年~2004年﹚：原序列LnX1的一階差分序列DLnX1的ADF值小于1%置信水平的臨界值，LnY、LnX2、LnX3的一階差分序列DLnY、DLnX2、DLnX3均小于10%置信水平的臨界值。因此，在10%的統計水平上，一階差分序列均屬于平穩序列。﹙2﹚農業稅取消后﹙2005年~2011年﹚：LnY、LnX1、LnX2、LnX3的一階差分序列分別通過了臨界水平1%、5%、10%、5%的ADF單位根檢驗，因此，在10%的統計水平上，其一階差分序列也均屬于平穩序列。﹙三﹚協整檢驗由于時間序列LnY、LnX1、LnX2、LnX3均是平穩的一階單整序列，因此它們之間可能存在長期穩定的均衡關系，即協整關系。在計量經濟理論中，對經濟變量之間的協整關系檢驗通常用的方法是E−G兩步法、Pesaran−Shin的ARDL法以及Johansen檢驗方法。下面運用E−G兩步法來檢驗LnY、LnX1、LnX2、LnX3序列之間的協整關系。由于兩步法中的第一步單整檢驗在前文已經完成，因此接下來要做的第二步就是建立相關協整方程，并對其殘差做相應的單位根檢驗。1.LnY、LnX1、LnX2、LnX3的協整方程以LnY為被解釋變量，LnX1、LnX2、LnX3為解釋變量，其協整檢驗結果如下表2。﹙1﹚農業稅取消前﹙1980年~2004年﹚的回歸方程為：LnY=4.5283+0.0408LnX1+0.4446LnX2+0.1886LnX3﹙13﹚從﹙13﹚式可以看出，在農業稅取消之前，財政支農、農業信貸、農民自主投資與農民人均純收入彈性分別為0.0408、0.4446、0.1886，這說明在1980年~2004年財政支農每增加1%，只能引起農民人均純收入增加0.0408%；而農業信貸增加1%可引起農業人均純收入增加0.4446%；同時農民自主投資增加1%會引起農民收入增加0.1886%。因此，在1980年~2004年間農業稅取消前，江西省財政支農資金的配置效率較低，而農業信貸、農民自主投資的配置效率相對較高，對農民人均純收入增長發揮著重要作用。﹙2﹚農業稅取消后﹙2005年~2011年﹚的回歸方程為：LnY=5.3715+0.1696LnX1+0.3555LnX2+0.1617LnX3﹙14﹚從﹙14﹚式可以發現，在農業稅取消之后，財政支農、農業信貸、農民自主投資與農民人均純收入之間的彈性分別為0.1696、0.3555、0.1617。這說明農業稅取消后，財政支農、農業信貸、農民自主投資每增加1%可引起農民人均純收入分別增加0.1696%、0.3555%、0.1617%?？梢?，相比農業稅取消前，農業稅取消后財政支農對農民人均純收入增長發揮了積極作用。2.殘差穩定性檢驗為了能確定殘差檢驗的類型，根據AIC準則確定其滯后期為0，因此，檢驗類型為﹙0，0，0﹚。從表3可以看出：農業稅取消前后的ADF統計量分別為−2.4343、−2.8661，其在5%水平上均是顯著的，說明殘差序列均是平穩的，因此可以拒絕零假設，也由此可以認為農業稅取消前后解釋變量與被解釋變量存在相互協整關系，即農民人均純收入與財政支農、農業信貸和農民自主投資之間存在著長期均衡關系。﹙四﹚建立誤差修正模型誤差修正模型﹙ECM﹚，又稱為DHSY模型，它是由Davidson、Hendry、Srba和Yeo在1978年提出來的一種具有特定形式的計量經濟學模型［20］。由于LnY、LnX1、LnX2、LnX3之間存在長期協整關系，表明農民人均純收入、財政支農、農業信貸與農民自主投資之間具有長期均衡關系，所以這些經濟變量之間可以建立誤差修正模型，以分析它們之間短期的互動影響以及相互調整速率。1.農業稅取消前﹙1980年~2004年﹚的誤差修正模型：ΔLnYt=0.103+0.029ΔLnX1t+0.201ΔLnX2t+0.107ΔLnX3t−0.248﹙LnYt−1−4.528−0.041LnX1t−1−0.445LnX2t−1−0.189LX3t−1﹚+εt﹙15﹚﹙15﹚式中ecmt−1系數為−0.248，符合一般反向修正機制的原則?；貧w結果表明財政支農、農業信貸和農民自主投資對農民人均純收入存在正向影響，但財政支農對農民人均純收入短期影響依然較弱。同時，我們發現短期調整系數較顯著，表明每年實際發生的農民人均純收入與其長期均衡值的偏差中的約24.8%將被修正。2.農業稅取消后﹙2005年~2011年﹚的誤差修正模型：ΔLnYt=0.130+0.071ΔLnX1t+0.121ΔLnX2t+0.063ΔLnX3t−0.223﹙LnYt−1−5.371−0.170LnX1t−1−0.355LnX2t−1−0.162LX3t−1+εt﹙16﹚﹙16﹚式中ecmt−1系數為−0.223，符合一般反向修正機制的原則。回歸結果表明，財政支農、農業信貸和農民自主投資的短期變動對農民人均純收入存在顯著的正向影響。同時，在短期調整系數顯著的情況下，每年實際發生的農民人均純收入與其長期均衡值的偏差中的約22.3%將被修正。﹙五﹚Granger因果關系檢驗Granger因果關系主要用來檢驗某一經濟變量的所有滯后項是否對其他經濟變量的本期值存在顯著影響。如果存在顯著影響，那么該經濟變量就是其他經濟變量的Granger原因；如果不存在顯著影響，那么該經濟變量就不是其他經濟變量的Granger原因。其檢驗結果如表4。1.農業稅取消前從表4可以看出，在10%的顯著性水平上，在滯后2期，江西省財政支農是農民人均純收入增長的Granger原因。這說明，1980年~2004年的財政支農對農民人均純收入增長起著微弱的作用。在5%的顯著性水平上，在滯后2期，江西省農民人均純收入與農業信貸之間存在著單向的Granger因果關系，即農業信貸是農民人均純收入增長的Granger原因，說明農業信貸的變動在滯后2期對當期農民人均純收入的變化有較強的解釋能力，從而揭示了增加農業信貸對提高農民人均純收入起著重要的促進作用。同時，在5%的顯著性水平上，江西省農民人均純收入與農民自主投資之間存在著Granger因果關系，即在滯后2期，江西省農民自主投資是農民人均純收入增長的Granger原因。但我們發現，隨著滯后期增加，這種解釋能力也在逐漸減弱。2.農業稅取消后從2005年~2011年，由于時間序列較短，故Granger因果關系檢驗效果并不十分理想，只能進行滯后1期的因果檢驗。從表4可以大體看出，滯后1期的財政支農、農業信貸均是農民人均純收入增長的Granger原因，但農民自主投資不是農民人均純收入增長的Granger原因，這可能是由于農民自主投資在太短時間內還不能發揮增收作用所致。﹙六﹚脈沖響應函數在現代經濟變量的計量分析中，脈沖響應函數是用于衡量來自隨機擾動項的一個標準沖擊對內生經濟變量現在和未來取值影響的變動軌跡，從而能夠較直觀地反映出各經濟變量之間的動態交互作用以及有關效應。分析農民人均純收入與財政支農、農業信貸、農民自主投資之間的脈沖響應函數可進一步分析各經濟變量之間的短期動態關系。由于農業稅取消后相應各經濟變量序列過短，因此，本文不單獨對農業稅取消后時間序列進行單獨的脈沖響應分析，而直接分析1980年~2011年的農民人均純收入與財政支農、農業信貸、農民自主投資之間的脈沖響應函數。如圖3所示，用橫軸表示沖擊作用的滯后期間數﹙單位：年﹚，其中實線代表脈沖響應函數曲線，虛線代表正負兩倍標準差偏離帶。圖﹙a﹚−圖﹙c﹚分別反映了在受到財政支農、農業信貸和農民自主投資一個正標準差沖擊后，農民人均純收入的脈沖響應情況。從中可以看出：農民人均純收入對財政支農正標準差新息響應很弱，并最終收斂于0，這也進一步驗證了農業稅取消前財政支農對農民人均純收入影響很小的事實。農民人均純收入對農業信貸沖擊的響應在1~5期正響應逐漸增強，5~6期達到最強，然后逐漸收斂，表明江西省農業信貸對農民人均純收入呈正向促進作用，這與現實也是相符的。因為農民取得信貸后，把信貸資金轉變成農業實物投資再到增加農業收入需要一個過程，因而農業信貸對農民收入的增長作用必然存在著時滯，這里正好驗證了這一點。農民人均純收入在受到農民自主投資的沖擊后，其正響應在1~3期逐漸增強，第3期達到最強狀態，但總體正響應不如農業信貸對農民人均純收入的正響應強。這說明，1980年~2011年在影響農民人均純收入的因素方面，農業信貸比農民自主投資所起的作用更大，這與協整檢驗的結果是一致的。圖﹙d﹚−圖﹙f﹚分別反映了農民人均純收入一個正標準差沖擊對財政支農、農業信貸、農民自主投資的影響。在受到沖擊后，財政支農的總響應非常弱，幾乎為0，這與前面Granger因果關系檢驗結果是一致的；農業信貸的正響應在1~3期逐漸增強，第4期達到最強并逐步趨穩；農民自主投資在1~3期的正響應逐漸增強，第4期達到最大，隨后逐漸衰減，到第9期呈現出穩定收斂跡象。

﹙一﹚結論1.協整檢驗表明：﹙1﹚江西省財政支農、農業貸款、農民自主投資對農民人均純收入增長具有正向作用。財政支農、農業貸款、農民自主投資每增長1個百分點，分別可引起農民人均純收入增長0.0408、0.4446、0.1886個百分點。這說明在農業稅取消前，在促進農民收入增長的因素中，農業信貸發揮著更為重要的作用，其次是農民自主投資，而財政支農僅起著微弱作用。因此在農業稅取消前，江西省財政支農資金的配置是沒有效率的。﹙2﹚農業稅取消后，財政支農、農業貸款、農民自主投資每增長1個百分點時，可以引起農民人均純收入分別增長0.1696、0.3555、0.1617個百分點。這表明在農民人均純收入增長中，農業信貸依然發揮著比其他兩者更為重要的作用。但同時也看到在農業稅取消后，財政支農對農民人均純收入增長也發揮了重要作用，這說明取消農業稅一方面直接促進了農民收入的增長，另一方面也調動了農民的積極性，間接地提高了財政支農對促進農民收入增長作用的發揮。2.Granger因果關系檢驗表明：﹙1﹚農業稅取消前，滯后期數為2時，在5%的顯著性水平上，農業信貸和農民自主投資均是農民人均純收入增長的Granger原因。滯后期數為2時，在10%的顯著性水平上，江西省財政支農是農民人均純收入增長的Granger原因。﹙2﹚農業稅取消后，滯后期數為1時，財政支農、農業信貸均是農民人均純收入增長的Granger原因，但農民自主投資不是農民人均純收入增長的Granger原因。3.脈沖響應函數檢驗表明：江西省農民人均純收入與農業信貸、農民自主投資之間存在著較為顯著的動態路徑，且存在著一定的時滯，這是由于農業信貸資金、農民自主投資資金轉化為實物資本均需要一定的時間，從而其對農民人均純收入增長存在著滯后性。但脈沖響應函數檢驗表明，農業稅取消前，江西省財政支農對農民人均純收入增長的作用不太明顯，財政支農資金的配置缺乏效率。﹙二﹚啟示1.加大財政支農力度，優化財政資金配置，提高支農效率。1980年~2011年江西省財政支農對農民人均純收入增長總體上支持不力，揭示出進一步改進與優化財政支農的緊迫性。尤其是在農業稅取消前，財政支農對農民人均純收入增長的作用遠遠小于農業信貸。農業稅取消后，雖然財政支農對農民人均純收入增長的作用得到加強，但依然小于農業信貸對農民人均純收入增長的作用，這必然有悖于政策的初衷，說明江西省財政資金配置效率依然低下，因此提高財政支農資金配置效率對于一個農業大省來說是一項非常緊迫的任務。當前應做好以下幾個方面的工作：第一，政府應該建立長期穩定的財政支農資金增長機制，確保財政支農資金的增長速度大于財政支出的增長速度。第二，優化財政支農結構，特別是要加大財政對農村專業合作組織的扶持力度，減少農業行政事業單位的事業費開支。第三，財政支農資金的配置一定要與有利于農業、農副業等產業發展相聯系，大力扶持農業產業化發展，真正做到為農民增產增收服務。第四，加強農村水利、電力、交通等基礎設施的財政支農投入，為農民增收創造有利條件。第五，加強對財政支農資金的監管力度，提高財政支農資金的使用效率。2.進一步加大農業貸款扶持農業的力度，促進農民收入的持續穩定增長。以上研究表明，農業信貸對農民人均純收入增長作用最大，這說明在1980年~2011年江西省農業信貸力度較大，且信貸資金配置是有效的。因此，第一，應繼續加大信貸支持力度，突出信貸支持重點，對農業產業項目資金應優先安排。第二，應加強農業信貸風險控制，實施“政府+農戶”、“保險+農戶”、“農戶+農戶”、“政府+企業”、“銀行+保險”的農業信貸保險模式，從而增強農業抵御風險的能力，確保農業信貸穩步促進農業生產發展。3.加強農民自我資金積累，加大農民自主投資。研究發現，農民自我積累資金在農民收入增長中也起著重要的作用，因此，要積極引導農民自我積累資金對農業的投入。政府應以市場為導向，因地制宜，積極引導農民加強自我資金的積累與投入，并積極幫助農民解決農產品的產銷問題。