作者簡介：何欣（1989-），女，滿族，遼寧阜新人，碩士，專業(yè)：稅務(wù)。

摘要：增加農(nóng)村居民收入是解決“三農(nóng)”問題中的核心問題，而財政支出是影響農(nóng)村居民人均純收入增長的主要因素之一。對1978-2011年的數(shù)據(jù)進行實證分析發(fā)現(xiàn)，財政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民人居純收入之間呈正相關(guān)，并且財政支農(nóng)支出每增加1元，農(nóng)村居民人均純收入會相應(yīng)增加0.788元。

關(guān)鍵詞：財政支出；農(nóng)村居民人均純收入；線性回歸；實證分析

一、引言與文獻綜述

中國的總?cè)丝谥杏?0%以上是農(nóng)業(yè)人口，“三農(nóng)”問題是關(guān)系到我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型、和諧社會建成的關(guān)鍵問題。而增加農(nóng)村居民收入是解決“三農(nóng)”問題的重要突破口，也是我國在建成小康社會的進程中亟待解決的問題之一。增加農(nóng)民收入不僅要注重量的增加，更要注重質(zhì)的提高，即注重農(nóng)民收入的絕對增長的同時注重城鄉(xiāng)收入差距的縮小。制約農(nóng)民增收的因素有很多，主要包括：資源稟賦差異、農(nóng)業(yè)的弱質(zhì)性等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)因素，我國城鄉(xiāng)“二元”經(jīng)濟等體制和制度因素，國家財政的支持等宏觀經(jīng)濟與政策因素，人力資本因素等。這其中，財政支出是影響農(nóng)民增收的主要因素之一。

我國學(xué)者從理論和實證分析的不同層面對財政支出與農(nóng)民收入的問題進行了研究。何振國（2005）認為實現(xiàn)農(nóng)民收入的提高和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的健康快速發(fā)展需要國家財政支出等的外部力量的介入。王君萍（2008）、連飛（2008）、邢文妍（2010）等運用Granger因果關(guān)系檢驗和回歸分析的方法研究了財政支農(nóng)總支出對農(nóng)村居民收入的影響，認為增加財政支出是增加農(nóng)民收入的有效途徑。還有學(xué)者從財政支農(nóng)支出的結(jié)構(gòu)角度研究發(fā)現(xiàn)，財政支出結(jié)構(gòu)不合理嚴重制約了我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入的增加（肖小虹2010、吳榮榮2011）。財政支出在短期內(nèi)對農(nóng)民增收的影響不明顯，但是長期則具有拉動作用（李建軍2008）。

因為我國在2007年對財政收支的科目進行了較大的改革，尤其是財政支出口徑發(fā)生較大變化，所以存在支出口徑無法可比的問題。如果現(xiàn)在從結(jié)構(gòu)角度研究財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民收入的影響，使用原來口徑則已不存在實際意義，用現(xiàn)在口徑則少量數(shù)據(jù)不能夠進行準確的實證分析。所以許多學(xué)者從結(jié)構(gòu)角度進行的研究只是停留在2006年之前。而從財政支農(nóng)總支出角度進行研究的現(xiàn)有成果要不是數(shù)據(jù)陳舊，就是分析簡單不夠完善。本文基于1978-2011年間總共34組數(shù)據(jù)的實證分析，研究國家財政用于“三農(nóng)”的支出對農(nóng)民收入增收的影響及貢獻率。

二、數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)中的農(nóng)村居民人均純收入（PI）來源于《中國統(tǒng)計年鑒2012》，財政支農(nóng)支出（FS）來源于《中國財政年鑒2007》和2007年至2011年《中國財政基本情況》的數(shù)據(jù)匯總。為了消除數(shù)據(jù)存在的異方差問題，對原始數(shù)據(jù)進行了取對數(shù)處理。運用Eviews軟件將處理后的農(nóng)村居民人均純收入（LNPI）和財政支農(nóng)支出（LNFS）進行圖形分析，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在相同的變化趨勢（如圖2.1）。本文還通過觀察LNPI和LNFS之間的散點圖（圖2.2），發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民人均純收入（LNPI）與財政支農(nóng)支出（LNFS）兩個變量之間存在線性相關(guān)關(guān)系。

三、計量經(jīng)濟分析

（一）模型建立與變量選擇

根據(jù)上文對數(shù)據(jù)的分析可知，兩變量之間存在線性關(guān)系。并且所要研究的是財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民人均純收入的影響，所以將取對數(shù)后農(nóng)村居民人居純收入（LNPI）作為被解釋變量，取對數(shù)后財政支農(nóng)支出（LNFS）作為解釋變量。所以，構(gòu)建一元線性回歸模型：

LNPI=α+βLNFS+ε（3.1）

其中：ε為隨機干擾項，α和β均為系數(shù)。

（二）OLS回歸分析

通過應(yīng)用Eviews軟件，運用普通最小二乘法（OLS）對模型3.1進行一元線性回歸模型的參數(shù)估計，得出回歸結(jié)果：

LNPI=-12.629+0.788LNFS（3.2）

（-11.866） （18.489）

R2 =0.9144 F =341.855D.W.=0.142

從經(jīng)濟意義的角度分析，財政支農(nóng)支出的回歸系數(shù)為正，說明財政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民人居純收入成正相關(guān)，并且財政支農(nóng)支出每增加1元，農(nóng)村居民人居純收入會相應(yīng)增加0.788元。

（三）模型檢驗

從回歸的結(jié)果看，模型的擬合程度較好?？蓻Q系數(shù)R 2=0.9144，而且調(diào)整后的可決系數(shù)R 2=0.9117，這說明所建立的模型對所選34組樣本觀測值的擬合程度較好，表明農(nóng)村居民人居純收入變化的91.44%可由財政支農(nóng)支出的變化來解釋。

t檢驗：給定顯著性水平α=0.05，自由度n-2=32，查t分布表可知臨界值tα2=1.693。而對應(yīng)的t>tα2（n-2），則在1-α的置信度下拒絕原假設(shè)H0：β1=0，即通過t檢驗。

F檢驗：給定顯著性水平α=0.05，查F分布表可知臨界值Fα（1，32）=4.15。而F=341.855>Fα（1，32），則在1-α的置信度下拒絕原假設(shè)，即通過F檢驗。這說明解釋變量LNFS在95%的置信度下顯著，通過了變量顯著性檢驗，解釋變量LNFS對被解釋變量LNPI的影響顯著。

（四）模型還原

因為前文所構(gòu)建的模型3.1中所選擇的解釋變量與被解釋變量都是進行了取對數(shù)的處理，構(gòu)建的模型屬于一元線性回歸模型。為了更好的分析財政支農(nóng)支出（FS）和農(nóng)村居民人居純收入（PI）之間的關(guān)系和解釋財政支農(nóng)支出（FS）對農(nóng)村居民人居純收入（PI）的影響和貢獻程度，有必要將模型3.1進行還原，得到：

PI=FSβ+μ（3.3）

其中，=eα，μ為隨機干擾項。

于是，根據(jù)原有模型3.1的一元線性回歸分析得到的回歸結(jié)果，得出新模型的回歸結(jié)果：

PI=e-12.629×FS0.788（3.4）

四、結(jié)論

（一）堅持財政對“三農(nóng)”投入的總量增長

農(nóng)村居民人居純收入與財政支農(nóng)支出的線性回歸模型說明了，持續(xù)增加財政對“三農(nóng)”的投入，有助于農(nóng)村居民人均純收入的增長，提高農(nóng)民的收入水平。應(yīng)該加大中央財政支持“三農(nóng)”和中央對地方的轉(zhuǎn)移支付支持“三農(nóng)”兩個方面的財政支出力度，要重視“三農(nóng)”工作，建立健全支持農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民的財政投入穩(wěn)定增長機制和有利于農(nóng)民增收的財政體系。

（二）細化財政支農(nóng)支出科目

在進行財政收支科目改革之前，關(guān)于“三農(nóng)”的財政支出科目分為：支援農(nóng)村生產(chǎn)和農(nóng)林水利氣象等相關(guān)部門的事業(yè)費、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用、農(nóng)村救濟費和其他項目。改革之后的支出科目得到了細化，中央財政支農(nóng)支出主要用于支持農(nóng)村社會事業(yè)發(fā)展、農(nóng)產(chǎn)品儲備費用及利息支出、對農(nóng)民補貼等方面；對地方的轉(zhuǎn)移支付主要用于農(nóng)村稅費改革、農(nóng)村義務(wù)教育經(jīng)費、新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度和新型農(nóng)村養(yǎng)老保險制度建設(shè)與完善等農(nóng)村社會事業(yè)的發(fā)展。為了促進農(nóng)村居民收入的增長，財政支農(nóng)的直接與間接投入的科目應(yīng)該更加細化，做到?？顚Ｓ煤唾Y金使用的高效性。（作者單位：遼寧大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院）

參考文獻：

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