孫致陸 肖海峰

（中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)，北京 100083）

一、引言及文獻(xiàn)綜述

農(nóng)業(yè)和農(nóng)村的發(fā)展以及農(nóng)民收入的增加是我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中必不可少的重要組成部分（陳錫文，2010）。但在新中國(guó)建國(guó)初期“百?gòu)U待興”的現(xiàn)實(shí)國(guó)情下，為了使國(guó)民經(jīng)濟(jì)快速恢復(fù)和發(fā)展，中央政府確立了優(yōu)先發(fā)展工業(yè)和城市的政策，而在國(guó)內(nèi)物資財(cái)富匱乏且又無(wú)法獲得國(guó)外資金援助的情況下，只能通過(guò)控制農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易和壓低農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的“價(jià)格剪刀差”方式轉(zhuǎn)移“農(nóng)業(yè)剩余”來(lái)積累發(fā)展工業(yè)和城市所需的資本，并且還在戶籍制度、金融體制等方面制定了一系列限制勞動(dòng)力、資本等要素資源在城鄉(xiāng)間自由流動(dòng)的政策措施，以使這些要素資源集中配置用于發(fā)展工業(yè)和城市。這些政策措施確實(shí)在較短的時(shí)期內(nèi)使我國(guó)的工業(yè)和城市得到了較快的發(fā)展，但與此同時(shí)，“農(nóng)業(yè)剩余”的過(guò)多轉(zhuǎn)出也導(dǎo)致“三農(nóng)”的資本自我積累能力越來(lái)越弱，而政府在同期對(duì)“三農(nóng)”的投入?yún)s相對(duì)不足，最終導(dǎo)致農(nóng)業(yè)和農(nóng)村的發(fā)展愈加落后于工業(yè)和城市，農(nóng)民收入增速緩慢。當(dāng)前，我國(guó)的“三農(nóng)”問(wèn)題越來(lái)越突出，而農(nóng)民增收難問(wèn)題是“三農(nóng)”問(wèn)題的核心問(wèn)題（陳錫文，2001）。為了解決“三農(nóng)”問(wèn)題特別是促進(jìn)農(nóng)民收入增加，中央政府相繼提出了“工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市支持農(nóng)村”、“統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展”等方針政策，2004年以來(lái)的中央“一號(hào)文件”也都連續(xù)關(guān)注了“三農(nóng)”問(wèn)題，具體涉及到農(nóng)民收入、農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力、社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施、水利、農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新等方面，還出臺(tái)實(shí)施了一系列促進(jìn)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展以及農(nóng)民收入增加的具體舉措。但是當(dāng)前，促進(jìn)農(nóng)民收入持續(xù)增長(zhǎng)的長(zhǎng)效機(jī)制尚未形成，農(nóng)村的醫(yī)療、社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)等社會(huì)公共事業(yè)還不健全，一系列城市偏向的社會(huì)經(jīng)濟(jì)體制和相關(guān)政策也仍未得到有效調(diào)整。因而，在改革要素資源配置制度和糾正國(guó)民收入“重城市輕農(nóng)村”的分配偏向的基礎(chǔ)上增加對(duì)“三農(nóng)”的財(cái)政投入應(yīng)是當(dāng)前促進(jìn)農(nóng)民收入增加的最有效途徑（陸銘、陳釗，2004；李曉嘉、李玉山，2006；Dirk、Derek，2008）。

當(dāng)前，我國(guó)農(nóng)民增收難問(wèn)題越來(lái)越嚴(yán)峻，并且已經(jīng)成為當(dāng)前最受矚目的社會(huì)問(wèn)題之一，而財(cái)政支農(nóng)支出在促進(jìn)農(nóng)民增收方面的效果到底如何?目前，國(guó)內(nèi)關(guān)于我國(guó)財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入影響的經(jīng)驗(yàn)研究還較少，相關(guān)研究得出的結(jié)論認(rèn)為，從財(cái)政支農(nóng)支出總量來(lái)看，財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民增收起到了一定的促進(jìn)作用（沈坤榮、張璟，2007；李建軍，2008；朱春奎等，2010），從分項(xiàng)的財(cái)政支農(nóng)支出來(lái)看，支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及農(nóng)村水利氣象等部門(mén)事業(yè)費(fèi)支出、農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)支出和農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)支出對(duì)農(nóng)民收入均具有顯著的正向影響（王敏、潘勇輝，2007；陸文聰、吳連翠，2008；李樹(shù)培、魏下海，2009）。這些研究在數(shù)據(jù)方面采用的主要是全國(guó)層面的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，在分析方法方面主要是運(yùn)用因果關(guān)系檢驗(yàn)或者簡(jiǎn)單回歸估計(jì)法，并且在分析過(guò)程中大多未考慮其它影響農(nóng)民收入的重要變量以及各個(gè)地區(qū)在政策、經(jīng)濟(jì)社會(huì)條件、資源稟賦、地理區(qū)位等方面存在的差異?？紤]到采用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究時(shí)，可以獲得比時(shí)間序列數(shù)據(jù)更多的動(dòng)態(tài)信息和實(shí)現(xiàn)對(duì)地區(qū)差異的分析與探討，同時(shí)還可以通過(guò)增加觀測(cè)對(duì)象樣本數(shù)來(lái)提高估計(jì)和檢驗(yàn)的抽樣精度以及估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，因此，本文根據(jù)我國(guó)1994-2009年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入的影響，得出的研究結(jié)論可為政府制定有效的促進(jìn)農(nóng)民增收的財(cái)政支農(nóng)政策提供經(jīng)驗(yàn)依據(jù)。

二、模型構(gòu)建、變量說(shuō)明與數(shù)據(jù)來(lái)源

（一）模型構(gòu)建與變量說(shuō)明

為了研究地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入的影響，本文構(gòu)建了如下的面板數(shù)據(jù)模型：

式（1）中，F(xiàn)Iit表示 i省在第 t年的農(nóng)民收入（i=1，2，…，28；t=1994，1995，…，2009），本文用各省農(nóng)民人均純收入來(lái)表示農(nóng)民收入，主要指農(nóng)村住戶當(dāng)年從各個(gè)來(lái)源得到的總收入相應(yīng)地扣除所發(fā)生的費(fèi)用后的收入總和；LGESAit表示i省在第t年的地方財(cái)政支農(nóng)支出；Xit表示一組可能影響農(nóng)民收入的控制變量；c表示截距項(xiàng)；α和β分別表示地方財(cái)政支農(nóng)支出和控制變量的估計(jì)系數(shù)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。根據(jù)資金的用途和作用發(fā)揮方式的不同，廣義的財(cái)政支農(nóng)支出可以劃分為生產(chǎn)性支農(nóng)支出和補(bǔ)貼性支農(nóng)支出兩個(gè)大類；其中，生產(chǎn)性支農(nóng)支出是政府為了提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力和促進(jìn)農(nóng)村公共事業(yè)發(fā)展而對(duì)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村進(jìn)行的投入，補(bǔ)貼性支農(nóng)支出是政府對(duì)糧食生產(chǎn)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入等進(jìn)行的補(bǔ)貼投入，包括糧食生產(chǎn)直接補(bǔ)貼、農(nóng)資綜合補(bǔ)貼、良種補(bǔ)貼、農(nóng)機(jī)購(gòu)置補(bǔ)貼等?？紤]到補(bǔ)貼性支農(nóng)支出大多直接或間接地形成了農(nóng)民收入，因此，本文主要研究了用生產(chǎn)性支農(nóng)支出表示的地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入的影響。由于部分省在早期的分項(xiàng)財(cái)政支農(nóng)支出數(shù)據(jù)缺失較多，并且其統(tǒng)計(jì)口徑近年來(lái)也進(jìn)行了一定的調(diào)整，為了保證數(shù)據(jù)的完整性和可比性，本文未采用分項(xiàng)的財(cái)政支農(nóng)支出，而是采用地方財(cái)政支農(nóng)支出總量進(jìn)行研究，具體是用各省財(cái)政支農(nóng)支出總量與農(nóng)村年底總?cè)丝跀?shù)的比值來(lái)表示地方財(cái)政支農(nóng)支出。

由于農(nóng)民收入實(shí)際上還要受到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入情況、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢(shì)、地區(qū)差異等因素的影響，因此，本文還選取了下列控制變量，以提高模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

1.農(nóng)村勞動(dòng)力人力資本水平（RH）。本文用各省農(nóng)村勞動(dòng)力人均受教育年限來(lái)表示該變量，具體是將農(nóng)村勞動(dòng)力受教育程度劃分為文盲或半文盲、小學(xué)、初中、高中及中專和大專及以上五個(gè)階段，并將各個(gè)受教育階段的累計(jì)受教育年限分別定為1.5年、7.5年、10.5年、13.5年和17年，然后通過(guò)加權(quán)平均計(jì)算得到農(nóng)村勞動(dòng)力人均受教育年限。農(nóng)村勞動(dòng)力人力資本水平的提高可以通過(guò)智力支持作用和知識(shí)溢出效應(yīng)促進(jìn)農(nóng)民收入的增加。所以，該變量的估計(jì)系數(shù)的預(yù)期符號(hào)為正。

2.農(nóng)業(yè)物質(zhì)資本存量（AK）。本文用估算得到的各省農(nóng)業(yè)物質(zhì)資本存量與農(nóng)村年底總?cè)丝跀?shù)的比值來(lái)表示該變量。首先，參考王金田等（2007）的研究，基于公式AKi1994=Ii1994/（gi+δ）計(jì)算得到作為初始年份的1994年的農(nóng)業(yè)物質(zhì)資本存量，其中，Ii1994表示i省在1994年的農(nóng)林牧漁業(yè)固定資產(chǎn)投資額，gi表示i省的實(shí)際農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值在1994年-2009年的年均增長(zhǎng)率，δ表示折舊率，δ的取值參考吳衛(wèi)方（1999）的研究定為5.42%；然后，根據(jù)核算物質(zhì)資本存量普遍采用的永繼盤(pán)存法，采用公式AKit=Iit+（1-δ）AKit-1計(jì)算得到各省歷年的農(nóng)業(yè)物質(zhì)資本存量。農(nóng)業(yè)物質(zhì)資本存量的提高可以促進(jìn)農(nóng)業(yè)及農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施等的改善，從而使得各種要素資源可以更好地在城鄉(xiāng)間自由流動(dòng)，有利于促進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和農(nóng)民收入的增加。所以，該變量的估計(jì)系數(shù)的預(yù)期符號(hào)為正。

3.農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（RGDP）。本文用各省農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)村年底總?cè)丝跀?shù)之比來(lái)表示該變量。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)運(yùn)行和較快發(fā)展，有利于增強(qiáng)政府的宏觀調(diào)控能力和收入再分配能力，進(jìn)而有利于直接或間接地促進(jìn)農(nóng)民收入水平的提高，所以，該變量的估計(jì)系數(shù)的預(yù)期符號(hào)為正。

4.農(nóng)村金融發(fā)展水平。本文設(shè)置了兩個(gè)變量來(lái)反映農(nóng)村金融發(fā)展水平：用各省農(nóng)村存貸款余額之和與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比值來(lái)反映農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模（RFS），用各省農(nóng)村存款余額與農(nóng)村貸款余額的比值來(lái)反映農(nóng)村金融發(fā)展效率（RFE）；其中，農(nóng)村存款余額由農(nóng)戶儲(chǔ)蓄存款余額和農(nóng)業(yè)存款余額構(gòu)成，農(nóng)村貸款余額由鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額和農(nóng)業(yè)貸款余額構(gòu)成。當(dāng)前，資金缺乏仍是我國(guó)“三農(nóng)”發(fā)展面臨的主要難題，而隨著農(nóng)村信貸資金投放規(guī)模的擴(kuò)大和使用效率的提高，可以有效地緩解“三農(nóng)”發(fā)展的資金不足問(wèn)題，有利于促進(jìn)農(nóng)民收入的增加。所以，這兩個(gè)變量的估計(jì)系數(shù)的預(yù)期符號(hào)均為正。

5.城鎮(zhèn)化水平（URB）。目前，我國(guó)的城鎮(zhèn)人口統(tǒng)計(jì)仍是建立在城鎮(zhèn)戶籍制度的基礎(chǔ)上，由于有部分城鎮(zhèn)居民并沒(méi)有獲得城鎮(zhèn)戶籍，所以，采用城鎮(zhèn)人口比重實(shí)際上會(huì)低估城鎮(zhèn)化的真實(shí)水平（陸銘、陳釗，2004），但由于受到統(tǒng)計(jì)資料來(lái)源的限制，還沒(méi)有更好的指標(biāo)予以代替，因而在本文中仍用各省戶籍人口數(shù)或常住人口數(shù)中城鎮(zhèn)人口數(shù)所占比重來(lái)衡量城鎮(zhèn)化水平。在我國(guó)，長(zhǎng)期以來(lái)主要表現(xiàn)為由政府主導(dǎo)的以發(fā)展大中城市為主的傾向性的城鎮(zhèn)化進(jìn)程，實(shí)際上與“三農(nóng)”形成了對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需各種要素資源的競(jìng)爭(zhēng)性需求關(guān)系（陸銘、陳釗，2004），雖然近年來(lái)政府著力強(qiáng)調(diào)通過(guò)大中城市和中小城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展的城鎮(zhèn)化發(fā)展模式來(lái)帶動(dòng)和促進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，但在長(zhǎng)期以來(lái)形成的城鄉(xiāng)二元社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)尚未得到有效破解和農(nóng)村在基礎(chǔ)設(shè)施、獲利機(jī)會(huì)、獲利能力等方面仍均處于劣勢(shì)的背景下，各種要素資源的配置仍主要偏向于城市，城鎮(zhèn)化難以有效地發(fā)揮對(duì)于農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展及農(nóng)民收入增加的輻射和帶動(dòng)作用。所以，該變量的估計(jì)系數(shù)的預(yù)期符號(hào)為負(fù)。

6.地區(qū)虛擬變量。改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)先后實(shí)施了“東部沿海地區(qū)對(duì)外開(kāi)放”、“西部大開(kāi)發(fā)”、“中部崛起”等重大地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略，這些地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略有力地促進(jìn)了各地區(qū)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，但它們?cè)趯?shí)施時(shí)間、支持力度等方面存在的差異也在一定程度上造成地區(qū)之間出現(xiàn)了較大的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，而這種發(fā)展差距又影響到地方政府的財(cái)力和財(cái)政支農(nóng)政策的實(shí)施效果，并對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生了不同的影響；此外，不同地區(qū)在資源稟賦、地理區(qū)位等方面存在的差異也會(huì)影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，進(jìn)而會(huì)影響到各地區(qū)財(cái)政支農(nóng)政策的實(shí)施效果。因此，本文以中部地區(qū)省份作為參照對(duì)象，設(shè)置了兩個(gè)反映政策、經(jīng)濟(jì)社會(huì)條件、資源稟賦、地理區(qū)位等方面差異的地區(qū)虛擬變量：dumDB和dumXB。①四川和重慶以及廣西和海南的早期數(shù)據(jù)由于無(wú)法拆分而分別進(jìn)行合并，西藏由于缺失較多年份的指標(biāo)數(shù)據(jù)而沒(méi)有包括在內(nèi)，香港、澳門(mén)和臺(tái)灣也未包括在本文的研究中。所以，在本文的研究中，東部地區(qū)省份包括：北京、天津、遼寧、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建和廣東；中部地區(qū)省份包括：山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地區(qū)省份包括：廣西（包括海南）、四川（包括重慶）、貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏、青海和新疆。其中，dumDB表示東部地區(qū)虛擬變量，其具體取值方法是東部地區(qū)省份等于1，其它地區(qū)省份等于0；dumXB表示西部地區(qū)虛擬變量，其具體取值方法是西部地區(qū)省份等于1，其它地區(qū)省份等于0?；谠O(shè)置的地區(qū)虛擬變量，本文進(jìn)一步構(gòu)造了地區(qū)虛擬變量與地方財(cái)政支農(nóng)支出的交互項(xiàng)：dumDB×ln LGESA和dumXB×ln LGESA。本文根據(jù)這兩個(gè)交互項(xiàng)來(lái)分析地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入影響的地區(qū)差異。

7.滯后一期的農(nóng)民收入（FI（-1））。為了減小估計(jì)誤差，本文參考Wooldridge（2005）提出的方法，將前期農(nóng)民收入作為影響當(dāng)期農(nóng)民收入的其他未知或遺漏變量的代理變量也設(shè)為控制變量?？紤]到前期農(nóng)民收入對(duì)當(dāng)期農(nóng)民收入的內(nèi)生影響，該變量的估計(jì)系數(shù)的預(yù)期符號(hào)為正。

引入上述控制變量后，模型（1）可以進(jìn)一步擴(kuò)展為如下所示的模型（2）。本文接下來(lái)將基于模型（2）來(lái)分析地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入的影響。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮到1994年我國(guó)實(shí)行分稅制改革以來(lái)，中央和地方的財(cái)政收支比重發(fā)生了較大變化，地方財(cái)政支出所占比重以及總體規(guī)模一直處于穩(wěn)步上升的狀態(tài)，地方政府獲得了不斷增大的財(cái)政權(quán)力和財(cái)政責(zé)任（陳詩(shī)一、張軍，2008），因而本文的樣本期定為1994年—2009年，橫截面包括了我國(guó)28個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）。為了消除價(jià)格波動(dòng)因素的影響，本文采用各省經(jīng)過(guò)調(diào)整的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)（以1994年作為基期）對(duì)用于估算農(nóng)村物質(zhì)資本存量的農(nóng)林牧漁業(yè)固定資產(chǎn)投資額進(jìn)行了消脹處理，還采用各省經(jīng)過(guò)調(diào)整的農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（以1994年作為基期）對(duì)其他變量的數(shù)據(jù)進(jìn)行了消脹處理（對(duì)于直轄市以及部分省區(qū)在部分早期年份里缺失的農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，本文用該直轄市或省區(qū)在同期的全社會(huì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行替代）。各變量以及固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)和農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》、《中國(guó)金融年鑒》和《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。

三、實(shí)證研究

（一）面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

為了避免直接對(duì)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)可能出現(xiàn)的虛假相關(guān)和偽回歸問(wèn)題，確保估計(jì)結(jié)果的有效性，本文先對(duì)各個(gè)變量的面板數(shù)據(jù)序列是否具有平穩(wěn)性進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，并在此基礎(chǔ)上對(duì)面板數(shù)據(jù)序列中作為被解釋變量的農(nóng)民收入和作為解釋變量的地方財(cái)政支農(nóng)支出以及控制變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)。

1.面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)法主要包括同質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)法和異質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)法兩個(gè)大類。其中，具有代表性的同質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)法包括：LLC檢驗(yàn)和Breitung檢驗(yàn)，這兩種檢驗(yàn)法的原假設(shè)均為“各個(gè)截面單元序列存在同質(zhì)單位根”；具有代表性的異質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)法包括：IPS檢驗(yàn)、ADF-Fisher檢驗(yàn)和PP-Fisher檢驗(yàn)，這三種檢驗(yàn)法的原假設(shè)均為“各個(gè)截面單元序列具有異質(zhì)單位根”。本文同時(shí)采用這五種面板單位根檢驗(yàn)法對(duì)各個(gè)變量的水平序列及其一階差分序列進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)表1可知，在1%的水平上，各個(gè)變量的水平序列在總體上都接受了“各個(gè)截面單元序列存在同質(zhì)或異質(zhì)單位根”的原假設(shè)，但它們的一階差分序列都拒絕了“各個(gè)截面單元序列存在同質(zhì)或異質(zhì)單位根”的原假設(shè)。所以，在1%的水平上，各個(gè)變量的面板數(shù)據(jù)均為一階單整的平穩(wěn)序列。

2.面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

本文接下來(lái)對(duì)農(nóng)民收入和地方財(cái)政支農(nóng)支出以及控制變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。關(guān)于面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的早期研究大多采用最小二乘虛擬變量法和傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行分析，盡管得到的估計(jì)結(jié)果與回歸系數(shù)一致，但由于其t值是發(fā)散的，會(huì)導(dǎo)致回歸系數(shù)估計(jì)值的漸近分布是錯(cuò)誤的。為了避免了以往的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)法存在的上述缺陷，基于傳統(tǒng)的Engle-Granger兩步法，通過(guò)構(gòu)造服從漸近標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，Kao（1999）提出了Kao ADF面板數(shù)據(jù)殘差協(xié)整檢驗(yàn)法，該檢驗(yàn)的原假設(shè)為“面板數(shù)據(jù)序列之間不存在協(xié)整關(guān)系”。根據(jù)表2所示的檢驗(yàn)結(jié)果可知，t統(tǒng)計(jì)量值的相伴概率小于 1%，Residual variance和HACvariance的值也均非常小，這表明，農(nóng)民收入與地方財(cái)政支農(nóng)支出以及控制變量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

表1 變量水平序列及其一階差分序列的面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 Kao ADF面板數(shù)據(jù)殘差協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

（二）模型設(shè)定形式檢驗(yàn)

根據(jù)面板數(shù)據(jù)建立的模型通常有三種不同的設(shè)定形式：混合估計(jì)模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。其中，混合估計(jì)模型在模型設(shè)定過(guò)程中未考慮面板數(shù)據(jù)自身可能存在的個(gè)體效應(yīng)和時(shí)期效應(yīng)，容易導(dǎo)致得出有偏的估計(jì)結(jié)果，因此，混合估計(jì)模型在實(shí)際研究中極少被采用。所以，本文利用Hausman檢驗(yàn)法，在固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型中確定適合的面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定形式。根據(jù)表3所示的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果可知，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量H的相伴概率均小于1%，這表明，隨機(jī)效應(yīng)模型不適合本文的研究，所以，本文接下來(lái)采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。

（三）估計(jì)結(jié)果分析

在固定效應(yīng)下，為了消除模型可能存在的異方差性，本文在控制了滯后一期農(nóng)民收入的內(nèi)生影響以及地區(qū)因素的影響后，逐步引入其它控制變量，采用加權(quán)的廣義最小二乘法（EGLS）來(lái)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表3所示。根據(jù)表3可知，估計(jì)結(jié)果⑥中各個(gè)解釋變量估計(jì)系數(shù)在1%或5%的水平上均是統(tǒng)計(jì)顯著的，與估計(jì)結(jié)果①～⑤相比總體上也均未發(fā)生較大變化，并且影響方向也均是一致的，因而估計(jì)結(jié)果⑥具有較高的穩(wěn)健性和較好的擬合效果；對(duì)地區(qū)虛擬變量與地方財(cái)政支農(nóng)支出交互項(xiàng)進(jìn)行的Wald檢驗(yàn)結(jié)果表明，交互項(xiàng)的設(shè)置是合理和有效的。所以，本文基于估計(jì)結(jié)果⑥來(lái)分析地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入的影響。

根據(jù)估計(jì)結(jié)果⑥可知，在1%的水平上，地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入具有顯著的正向影響，即地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入增加產(chǎn)生了一定的促進(jìn)作用，但lnLGESA的估計(jì)系數(shù)僅為0.087，這表明，地方財(cái)政支農(nóng)支出在促進(jìn)農(nóng)民收入增加方面所發(fā)揮的作用總體上還非常有限，其使用效率和整體績(jī)效還比較低。近年來(lái)，雖然我國(guó)各級(jí)財(cái)政支農(nóng)支出規(guī)模一直保持著較快的增長(zhǎng)速度，但財(cái)政支農(nóng)支出總量及其占財(cái)政支出總量的比重仍然偏低（何振國(guó)，2006；王勝，2010），財(cái)政支農(nóng)支出規(guī)模與轉(zhuǎn)型期“三農(nóng)”快速發(fā)展對(duì)資金投入形成的大量需求相比還存在較大差距；從財(cái)政支農(nóng)支出結(jié)構(gòu)來(lái)看，目前，支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出和農(nóng)林水利氣象事業(yè)費(fèi)是財(cái)政支農(nóng)支出的主體，占財(cái)政支農(nóng)支出總量的比重基本上維持在65%左右，但該項(xiàng)支出中實(shí)際上有相當(dāng)大的比重是用于政府農(nóng)業(yè)行政事業(yè)的運(yùn)轉(zhuǎn)費(fèi)用，財(cái)政支農(nóng)支出中真正用于農(nóng)業(yè)基本建設(shè)、農(nóng)業(yè)科研、農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣、農(nóng)業(yè)綜合開(kāi)發(fā)等方面的資金投入還較少（陳立雙、張諦，2004；陸文聰、吳連翠，2008）；此外，由于財(cái)政支農(nóng)資金監(jiān)管體制不健全、不完善造成的財(cái)政支農(nóng)資金監(jiān)管缺失或不到位，有限的財(cái)政支農(nóng)資金在實(shí)際使用過(guò)程中被閑置甚至被擠占挪用的現(xiàn)象較為嚴(yán)重（葉翠青，2008；彭克強(qiáng)、陳池波，2008）。因此，財(cái)政支農(nóng)支出存在總量偏低、結(jié)構(gòu)不合理、監(jiān)管缺失或不到位等方面問(wèn)題，導(dǎo)致地方財(cái)政支農(nóng)支出的使用效率和整體績(jī)效比較低，進(jìn)而限制了地方財(cái)政支農(nóng)支出在促進(jìn)農(nóng)民增收方面作用的發(fā)揮。

從各地區(qū)來(lái)看，地區(qū)虛擬變量與地方財(cái)政支農(nóng)支出的交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在1%或5%的水平上也均是統(tǒng)計(jì)顯著的，這表明，各地區(qū)在政策、經(jīng)濟(jì)社會(huì)條件、資源稟賦、地理區(qū)位等方面存在的地區(qū)差異會(huì)顯著影響各個(gè)地區(qū)地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入增加的促進(jìn)作用。具體來(lái)看，dumDB×ln LGESA的估計(jì)系數(shù)為0.015，這表明，東部地區(qū)地方財(cái)政支農(nóng)支出在促進(jìn)農(nóng)民收入增加方面的整體績(jī)效總體上要顯著高于中部地區(qū)；dumXB×ln LGESA的估計(jì)系數(shù)為-0.023，這表明，西部地區(qū)地方財(cái)政支農(nóng)支出在促進(jìn)農(nóng)民收入增加方面的整體績(jī)效總體上要顯著低于中部地區(qū)。因此，地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入增加的促進(jìn)作用總體上還呈現(xiàn)出顯著的地區(qū)差異和梯度特征，在東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)逐漸降低。

表3 面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果

根據(jù)估計(jì)結(jié)果⑥還可知，在1%或5%的水平上，各個(gè)控制變量對(duì)農(nóng)民收入的影響均是統(tǒng)計(jì)顯著的，并且它們的估計(jì)系數(shù)的符號(hào)與預(yù)期也均是一致的。ln FI（-1）的估計(jì)系數(shù)為0.373，這表明，農(nóng)民的前期收入對(duì)當(dāng)期收入水平的提高具有顯著的內(nèi)生效應(yīng)和較強(qiáng)的促進(jìn)作用；ln RH和ln AK的估計(jì)系數(shù)分別為0.603和0.178，這表明，農(nóng)村勞動(dòng)力人力資本水平和農(nóng)業(yè)物質(zhì)資本存量也均是促進(jìn)農(nóng)民增收的重要因素，并且前者在促進(jìn)農(nóng)民增收方面所發(fā)揮的作用要顯著大于后者；ln RGDP、ln RFS和 ln RFE的估計(jì)系數(shù)分別為 0.224、0.158和0.193，這表明，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)村金融發(fā)展水平的提高均有利于促進(jìn)農(nóng)民收入水平的提高；ln URB的估計(jì)系數(shù)為-0.062，可見(jiàn)，我國(guó)持續(xù)推進(jìn)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程不僅未發(fā)揮對(duì)農(nóng)民收入增加的輻射和帶動(dòng)作用，反而還在一定程度上制約了農(nóng)民收入水平的提高。

四、結(jié)論與政策啟示

本文根據(jù)1994年-2009年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，分析了地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入的影響。研究結(jié)果表明，地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入增加產(chǎn)生了一定的促進(jìn)作用，但這種作用總體上還非常有限，地方財(cái)政支農(nóng)支出在促進(jìn)農(nóng)民收入增加方面的使用效率和整體績(jī)效還比較低；地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入增加的促進(jìn)作用還呈現(xiàn)出顯著的地區(qū)差異和梯度特征，在東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)逐漸降低。此外，農(nóng)村勞動(dòng)力人力資本水平、農(nóng)業(yè)物質(zhì)資本存量、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)村金融發(fā)展水平對(duì)農(nóng)民收入增加均具有顯著的促進(jìn)作用，而城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民收入增加具有顯著的抑制作用。

基于上述研究結(jié)論，本文認(rèn)為，應(yīng)在進(jìn)一步擴(kuò)大地方財(cái)政支農(nóng)支出規(guī)模的基礎(chǔ)上，通過(guò)調(diào)整地方財(cái)政支農(nóng)支出結(jié)構(gòu)、加強(qiáng)對(duì)地方財(cái)政支農(nóng)資金的監(jiān)管和健全并完善相關(guān)配套體系或制度，來(lái)進(jìn)一步提高地方財(cái)政支農(nóng)資金的使用效率和整體績(jī)效，從而更有效地發(fā)揮地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入增加的促進(jìn)作用，逐漸形成農(nóng)民收入持續(xù)增長(zhǎng)的長(zhǎng)效機(jī)制。應(yīng)采取的具體政策措施是：繼續(xù)加大生產(chǎn)性財(cái)政支農(nóng)支出的投入力度，特別應(yīng)加強(qiáng)對(duì)中小型農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和維護(hù)、農(nóng)業(yè)科研、農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣等的投入；健全和完善地方財(cái)政支農(nóng)資金監(jiān)管機(jī)制，切實(shí)加強(qiáng)對(duì)地方財(cái)政支農(nóng)資金的監(jiān)管和審計(jì)，確保相關(guān)資金用到實(shí)處；中央財(cái)政應(yīng)進(jìn)一步加大對(duì)中西部地區(qū)“三農(nóng)”的扶持力度。此外，還應(yīng)制定更加科學(xué)合理的城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略，盡快建立健全以市場(chǎng)服務(wù)為主體、以政府公共服務(wù)為依托、以農(nóng)民專業(yè)合作社為重要組成部分的農(nóng)業(yè)技術(shù)、信息、金融、保險(xiǎn)等方面的農(nóng)業(yè)綜合社會(huì)化服務(wù)體系，大力發(fā)展農(nóng)村教育，進(jìn)一步健全和完善新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度和新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，促進(jìn)農(nóng)村各項(xiàng)社會(huì)公共事業(yè)的發(fā)展，來(lái)為更好地發(fā)揮地方財(cái)政支農(nóng)資金的作用創(chuàng)造良好的外部環(huán)境。

〔1〕陳錫文.當(dāng)前農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)形勢(shì)與“三農(nóng)”面臨的挑戰(zhàn)[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2010（1）：4-9.

〔2〕陸銘，陳釗.城市化、城市傾向的經(jīng)濟(jì)政策與城鄉(xiāng)收入差距[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004（4）：50-58.

〔3〕李曉嘉，李玉山.新時(shí)期農(nóng)民增收的財(cái)稅政策研究[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2006（4）：61-68.

〔4〕沈坤榮，張璟.中國(guó)農(nóng)村公共支出及其績(jī)效分析——基于農(nóng)民收入增長(zhǎng)和城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)驗(yàn)研究[J].管理世界，2007（1）：30-40.

〔5〕李建軍.城鎮(zhèn)居民收入、財(cái)政支出與農(nóng)民收入——基于1978-2006年中國(guó)數(shù)據(jù)的協(xié)整分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2008（4）：34-40.

〔6〕朱春奎，梁耀盛，耿育.財(cái)政農(nóng)業(yè)投入、農(nóng)業(yè)增產(chǎn)與農(nóng)民增收——基于VAR模型對(duì)中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].地方財(cái)政研究，2010（12）：23-28.

〔7〕王敏，潘勇輝.財(cái)政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)民純收入關(guān)系研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2007（5）：99-105.

〔8〕陸文聰，吳連翠.國(guó)家財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)民增收的實(shí)證研究[J].華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2008（1）：19-24.

〔9〕李樹(shù)培，魏下海.改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)財(cái)政支農(nóng)政策的演變與效率研究[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2009（4）：13-17.

〔10〕王金田，王學(xué)真，高峰.全國(guó)及分省份農(nóng)業(yè)資本存量K的估算[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2007（4）：64-70.

〔11〕吳衛(wèi)方.我國(guó)農(nóng)業(yè)資本存量的估計(jì)[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，1999（6）：34-38.

〔12〕陳詩(shī)一，張軍.中國(guó)地方政府財(cái)政支出效率研究：1978-2005[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2008（4）：65-78.

〔13〕何振國(guó).中國(guó)財(cái)政支農(nóng)支出的最優(yōu)規(guī)模及其實(shí)現(xiàn)[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2006（8）：4-16.