茹玉++林萬(wàn)龍

摘 要：基于2000～2013年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用固定效應(yīng)模型和分位數(shù)回歸模型考察了財(cái)政投入和金融支持對(duì)提升農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入的影響，并采用因素分解法比較兩者對(duì)農(nóng)民農(nóng)業(yè)增收的貢獻(xiàn)大小，繼而通過(guò)兩步固定效應(yīng)回歸、分組回歸和替換變量回歸三種方式檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，均得出一致結(jié)果，即財(cái)政投入和金融支持均促進(jìn)農(nóng)業(yè)增收，其中財(cái)政投入貢獻(xiàn)更大，此外大規(guī)模的土地投入和完善的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)也有利于農(nóng)業(yè)收入提高。關(guān)鍵詞： 農(nóng)業(yè)增收；固定效應(yīng)模型；分位數(shù)回歸；因素分解；穩(wěn)健檢驗(yàn)中圖分類號(hào)：F810.45

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A

文章編號(hào)：1003-7217（2016）05-0081-07一、引言農(nóng)業(yè)發(fā)展一直是國(guó)家重點(diǎn)關(guān)注的領(lǐng)域，如何提高農(nóng)民收入更是重中之重。自2004年起中央1號(hào)文件連續(xù)12年聚焦到“三農(nóng)”工作，國(guó)家財(cái)政也逐年加大對(duì)農(nóng)村和農(nóng)業(yè)的資金支持，為“三農(nóng)”發(fā)展及農(nóng)民收入增長(zhǎng)提供了一定的保障，1985～2012年，三農(nóng)支出從153.6億元增加到12387.6億元，增長(zhǎng)79.65倍，而財(cái)政總支出從2004.25億元增加到125953億元，增長(zhǎng)61.84倍，三農(nóng)支出占財(cái)政總支出的比重從7.7%擴(kuò)大到9.8%①。與此同時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的金融投入也在不斷增加，1985～2012年，農(nóng)業(yè)貸款余額從442.15億元增加到27300億元②，增長(zhǎng)60.74倍。金融對(duì)農(nóng)業(yè)投入的增加對(duì)農(nóng)民增收同樣發(fā)揮了積極作用。那么上述的財(cái)政和金融投入中，哪個(gè)因素在農(nóng)民增收中的作用更大？陳義林研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政和金融支農(nóng)均會(huì)對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生影響，但就效果而言，金融支農(nóng)明顯優(yōu)于財(cái)政支農(nóng)[1]。而劉涵則認(rèn)為，公共財(cái)政的支持是促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展和保障農(nóng)民收益的主要手段，這是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)者往往收益不高，面臨的自然風(fēng)險(xiǎn)等不確定性較大，在其生產(chǎn)過(guò)程中又涉及到農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施等公共產(chǎn)品的外部性問(wèn)題，在這種情況下政府通過(guò)財(cái)政投入支持農(nóng)業(yè)就顯得非常必要，財(cái)政支農(nóng)可謂是國(guó)家調(diào)控農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、影響農(nóng)民收入的一個(gè)基本工具[2，3]。還有學(xué)者認(rèn)為個(gè)人投入對(duì)農(nóng)民增收促進(jìn)作用更強(qiáng)，如許慶等認(rèn)為，農(nóng)民的土地投入對(duì)收入影響最大[4]。王春超強(qiáng)調(diào)農(nóng)戶的家庭投資以及農(nóng)民文化水平是解決農(nóng)民增收的重要著眼點(diǎn)[5]。此外，還有很多學(xué)者就不同因素對(duì)農(nóng)民不同收入來(lái)源的貢獻(xiàn)進(jìn)行了研究。比如，對(duì)于工資性收入，Lu（2006），婁世艷和李建民（2008）指出，農(nóng)民個(gè)人的受教育程度對(duì)工資性收入影響最大[6，7]。徐增海以1990～2008年30個(gè)省市面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析得出，非農(nóng)就業(yè)是增加農(nóng)民工資性收入的最主要途徑[8]。而張占貞和王兆君的研究則發(fā)現(xiàn)，人均交通通訊支出比重對(duì)農(nóng)民工資性收入貢獻(xiàn)最大，農(nóng)民個(gè)人受教育程度及非農(nóng)勞動(dòng)投入次之，而財(cái)政投入和農(nóng)民個(gè)人固定資產(chǎn)投資的影響較弱[9]。對(duì)于家庭經(jīng)營(yíng)收入，陳艷和王雅鵬認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格和生產(chǎn)要素投入是農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入增長(zhǎng)的最主要原因[10]。縱觀以往的研究，關(guān)于兩類投入對(duì)農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入影響的研究尚比較缺乏。目前，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)尚有一半以上農(nóng)戶的主要收入來(lái)源是農(nóng)業(yè)，就全國(guó)來(lái)說(shuō)，2012年，農(nóng)業(yè)收入占農(nóng)民純收入的比重仍占34.39%，在農(nóng)民收入構(gòu)成中仍具有重要位置。因此，分析不同投入對(duì)農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入的影響非常必要。基于此，本文采用2000～2013年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，通過(guò)建立固定效應(yīng)模型和分位數(shù)回歸模型實(shí)證分析財(cái)政投入和金融支持對(duì)提高農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入的影響，并比較兩類投入對(duì)農(nóng)民農(nóng)業(yè)增收的重要程度，以期為未來(lái)更加合理有效地分配資源以及保障農(nóng)業(yè)穩(wěn)定生產(chǎn)和切實(shí)提高農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入提供一定的政策依據(jù)。二、研究數(shù)據(jù)與研究方法（一）變量選擇結(jié)合以往的研究，本文將影響農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入的因素概括為四個(gè)方面，即財(cái)政投入、金融支持、農(nóng)民個(gè)人投入和社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境，財(cái)政投入和金融支持是本文重點(diǎn)考察的對(duì)象，農(nóng)民個(gè)人投入和社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境則作為控制變量加以討論。其中：財(cái)政投入用人均財(cái)政支農(nóng)支出表示③。從邏輯上分析，財(cái)政投入可能從兩個(gè)方面影響農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入，一方面，財(cái)政支農(nóng)支出降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，加大財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的支持可以鼓勵(lì)農(nóng)民生產(chǎn)從而拉動(dòng)農(nóng)業(yè)收入的增長(zhǎng)[11，12]。而另一方面，財(cái)政的支持可能導(dǎo)致農(nóng)民生產(chǎn)性投入減少，引起農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的邊際效率下降，從而不利于農(nóng)業(yè)收入的提升[13，14]。此外，如果大規(guī)模的財(cái)政支出促進(jìn)了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的大幅度增長(zhǎng)，對(duì)于需求彈性較低的農(nóng)產(chǎn)品來(lái)說(shuō)，一旦產(chǎn)量增加，價(jià)格就會(huì)迅速下調(diào)，但需求增加有限，由此導(dǎo)致農(nóng)民雖增產(chǎn)卻不增收[15]。金融支持由人均農(nóng)業(yè)貸款額表示。“貸款難”問(wèn)題曾一度限制了農(nóng)民的大規(guī)模生產(chǎn)進(jìn)而抑制農(nóng)民增收，隨著國(guó)家多項(xiàng)惠農(nóng)政策的出臺(tái)，廣大農(nóng)村地區(qū)的金融機(jī)構(gòu)開始逐步放寬對(duì)農(nóng)民的借貸條件，一定程度上滿足了農(nóng)民的資金需求，從而促進(jìn)農(nóng)民加大生產(chǎn)進(jìn)而提升收入。故從邏輯上推斷，金融支持越大，農(nóng)民貸款越容易滿足，農(nóng)民生產(chǎn)動(dòng)力越強(qiáng)，農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)越快[12]。農(nóng)民個(gè)人的稟賦和投入也會(huì)對(duì)收入產(chǎn)生影響，因此在分析財(cái)政和金融投入的貢獻(xiàn)時(shí)，必須控制農(nóng)民個(gè)人投入的影響。農(nóng)民個(gè)人投入包括土地和勞動(dòng)力投入，其中土地投入用人均農(nóng)作物播種面積表示。農(nóng)村勞動(dòng)力包括農(nóng)村勞動(dòng)力的結(jié)構(gòu)和農(nóng)村勞動(dòng)力素質(zhì)，分別用鄉(xiāng)村勞動(dòng)力中從事第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)的人口比重和勞動(dòng)力的文化水平表示[6，16-19]。理論上，土地投入越多、從事第一產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)力越多、勞動(dòng)力素質(zhì)越高，農(nóng)民獲得的農(nóng)業(yè)收入越高。而對(duì)于社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平會(huì)影響農(nóng)業(yè)收入[20]，分別用第一產(chǎn)業(yè)GDP比重和人均交通通訊支出比重表示[9]。此外，為控制政策變化的影響，本文將全面取消農(nóng)業(yè)稅政策作為一個(gè)制度因素加以考慮。另外，將省虛擬變量加入回歸方程以控制地區(qū)間的其他差異。（二）數(shù)據(jù)來(lái)源本文以2000～2013年省級(jí)面板數(shù)據(jù)為研究樣本，其中農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入、人均財(cái)政支農(nóng)支出、人均農(nóng)業(yè)貸款額及人均GDP均以2000年為基期通過(guò)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行縮減調(diào)整為實(shí)際值，并取自然對(duì)數(shù)，以避免各數(shù)據(jù)的趨勢(shì)性問(wèn)題。此外，由于農(nóng)業(yè)貸款這一變量的數(shù)據(jù)只涵蓋2000～2008年，但是金融支持對(duì)農(nóng)業(yè)收入影響較大，直接刪去變量會(huì)造成回歸結(jié)果有偏，故分別以包含金融支持和不包含金融支持兩組樣本進(jìn)行回歸并考察結(jié)果的穩(wěn)健性。變量數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)區(qū)域統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、歷年省級(jí)統(tǒng)計(jì)年鑒以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局等，部分?jǐn)?shù)據(jù)經(jīng)計(jì)算整理而得。具體變量選擇及數(shù)據(jù)描述情況如表1。（三）模型設(shè)定本文將采用多元線性回歸模型和分位數(shù)回歸模型。模型表示如下：三、實(shí)證分析結(jié)果（一）多元線性回歸及因素分解本文基于2000～2013年省級(jí)面板數(shù)據(jù)展開實(shí)證研究，而面板數(shù)據(jù)通常采用混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型?；旌夏Ｐ图僭O(shè)不存在個(gè)體異質(zhì)效應(yīng)，即所有個(gè)體的回歸方程擁有共同的截距和斜率。而固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型考慮個(gè)體異質(zhì)因素，其中固定效應(yīng)模型假定截距項(xiàng)與解釋變量存在相關(guān)關(guān)系，而隨機(jī)效應(yīng)模型認(rèn)為截距項(xiàng)與解釋變量間不相關(guān)。就本文來(lái)說(shuō)，由于不同省之間存在著自然和氣候條件等不可觀測(cè)因素的差異，這些因素又一定程度上影響農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入，因此運(yùn)用固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型[22]。在回歸中，經(jīng)過(guò)Hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，固定效應(yīng)模型更為適合。綜上分析，將財(cái)政投入和金融支持依次加入方程進(jìn)行回歸（結(jié)果如表2）?？傮w來(lái)看，財(cái)政投入和金融支持均顯著促進(jìn)農(nóng)民農(nóng)業(yè)增收。此外，土地投入及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對(duì)農(nóng)業(yè)增收也有非常積極的影響，且作用顯著。下面以回歸結(jié)果3為例，具體分析財(cái)政投入和金融支持的影響，并利用因素分解法計(jì)算出兩個(gè)因素的作用大小，從而找出影響農(nóng)民農(nóng)業(yè)增收的最為重要的因素。財(cái)政支農(nóng)促進(jìn)農(nóng)業(yè)增收，是影響農(nóng)民農(nóng)業(yè)增收的眾多因素中最重要的因素之一。由回歸結(jié)果可知，當(dāng)財(cái)政投入每增加1%時(shí)，農(nóng)業(yè)收入增加0.1481%，且由因素分解結(jié)果可知，相比金融支持，財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)增收的作用更大。由此可以說(shuō)明，財(cái)政投入確實(shí)大幅地提高了農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入，參照農(nóng)業(yè)發(fā)達(dá)國(guó)家的財(cái)政支農(nóng)規(guī)模④，未來(lái)我國(guó)可考慮繼續(xù)加大對(duì)農(nóng)業(yè)的財(cái)政投入 [23]。金融支持對(duì)農(nóng)業(yè)增收有顯著促進(jìn)作用，盡管金融支農(nóng)的貢獻(xiàn)較弱，但是農(nóng)業(yè)貸款依然有效地幫助農(nóng)民提升了農(nóng)業(yè)收入，因而未來(lái)可以考慮進(jìn)一步出臺(tái)優(yōu)惠政策，鼓勵(lì)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)增加農(nóng)業(yè)貸款規(guī)模，從而促進(jìn)農(nóng)民收益提高。個(gè)人投入中人均農(nóng)作物播種面積顯著提高農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入。而勞動(dòng)力文化水平對(duì)農(nóng)業(yè)收入的影響并不顯著，這可能是因?yàn)閷?duì)于大多數(shù)農(nóng)民來(lái)說(shuō)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更多憑借農(nóng)民的生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)，與農(nóng)民的受教育水平關(guān)系不大；也可能存在其他原因，這需要進(jìn)一步研究?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對(duì)農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入的影響顯著為正。基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)達(dá)的地區(qū)，農(nóng)民的交通通訊條件便利，農(nóng)產(chǎn)品的銷售更加暢通，農(nóng)產(chǎn)品銷量更多，并且農(nóng)產(chǎn)品流通的成本更低，從而農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)更快。綜上來(lái)看，財(cái)政投入和金融支持對(duì)農(nóng)業(yè)增收都有顯著的積極影響，并且財(cái)政支農(nóng)的貢獻(xiàn)更大。未來(lái)政府可以考慮繼續(xù)加大對(duì)農(nóng)業(yè)的資金支持、改進(jìn)金融服務(wù)水平和投入力度、鼓勵(lì)土地規(guī)?；?jīng)營(yíng)以及改善落后地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平，從而保障農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入持續(xù)穩(wěn)步提升。（二）分位數(shù)回歸及因素分解考慮到自然和氣候條件等不可測(cè)因素對(duì)農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入可能造成的影響，在分位數(shù)回歸時(shí)控制了省虛擬變量，回歸結(jié)果如表3?？梢钥闯?，財(cái)政投入對(duì)提升農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入的影響仍然顯著為正，且作用較大，特別是在農(nóng)業(yè)收入較高的地區(qū)，財(cái)政投入對(duì)農(nóng)業(yè)增收的邊際效果更加明顯，由此形成良性循環(huán)，即財(cái)政投入促進(jìn)農(nóng)業(yè)增收，農(nóng)業(yè)增收反過(guò)來(lái)更大幅度地推進(jìn)這種關(guān)系，這進(jìn)一步肯定了財(cái)政支農(nóng)的積極作用。此外，金融支持、土地投入和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)在農(nóng)業(yè)增收中也具有積極的效果，而其他因素的作用與固定效應(yīng)回歸結(jié)果類似，在此不再贅述。（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)從上述固定效應(yīng)回歸和分位數(shù)回歸結(jié)果可知，財(cái)政投入和金融支持在提升農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入中發(fā)揮了非常重要的作用。為了進(jìn)一步驗(yàn)證結(jié)果的可靠性，從以下三個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：1.考慮內(nèi)生性。從邏輯上推斷，財(cái)政支農(nóng)支出的規(guī)模有可能受到農(nóng)民收入多少的影響，一方面，財(cái)政投入可能傾向于貧困群體，這是因?yàn)檎畢⑴c主要目的之一是扶貧濟(jì)弱以實(shí)現(xiàn)整體發(fā)展，從理論上可以認(rèn)為政府更傾向于弱勢(shì)地區(qū)和弱勢(shì)群體，也就是說(shuō)，對(duì)于農(nóng)民收入較低的地區(qū)，政府更有可能加大投入，鼓勵(lì)這部分農(nóng)民積極生產(chǎn)從而提高收入水平；相反，對(duì)于農(nóng)民收入較高的地區(qū)，政府則會(huì)減少投入。另一方面，財(cái)政投入也可能更愿意選擇富裕群體，這可能與發(fā)達(dá)地區(qū)的資源需求和資源獲取能力有關(guān)，越是發(fā)達(dá)的地區(qū)，農(nóng)民的生產(chǎn)規(guī)模越大，生產(chǎn)科技化水平越高，因而生產(chǎn)所需投資越多，這就越需要政府的支持，并且這些地區(qū)往往因?yàn)槭杖胨礁叨鴵碛懈蟮馁Y源獲取能力，從而更容易獲得財(cái)政支持。如果事實(shí)果真如此，無(wú)論是正向還是負(fù)向影響，都會(huì)造成本文中因變量（農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入）和自變量（人均財(cái)政支農(nóng)支出）互為因果關(guān)系，引起內(nèi)生性問(wèn)題⑤，從而導(dǎo)致回歸結(jié)果不準(zhǔn)確。為此，在假設(shè)內(nèi)生性存在的情況下，采用兩步固定效應(yīng)回歸的方法重新分析財(cái)政投入對(duì)農(nóng)民農(nóng)業(yè)增收的影響。第一階段首先以人均財(cái)政支農(nóng)支出為因變量進(jìn)行回歸，根據(jù)第一階段的回歸結(jié)果，求出人均財(cái)政支農(nóng)支出的擬合值作為工具變量代替其實(shí)際值重新放入方程，進(jìn)行第二階段回歸，由此消除可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。根據(jù)以往學(xué)者的研究結(jié)果，財(cái)政支農(nóng)支出可能受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平、金融發(fā)展水平等多因素的影響[24，25]，故本文選取人均GDP、第一產(chǎn)業(yè)GDP比重、人均交通通訊支出比重、人均農(nóng)業(yè)貸款額、人均農(nóng)作物播種面積、農(nóng)民人均純收入回歸人均財(cái)政支農(nóng)支出，為避免這一階段的內(nèi)生性問(wèn)題，在第一階段回歸中將所有自變量滯后一期放入方程，根據(jù)回歸結(jié)果求得人均財(cái)政支農(nóng)支出的擬合值，并將其代入原方程進(jìn)行第二階段回歸。2.分組回歸。按人均財(cái)政支農(nóng)支出從小到大排序，均等分組。在回歸中筆者分別試驗(yàn)了分3組和分2組的情況，兩個(gè)回歸結(jié)果均表明財(cái)政支農(nóng)支出越多，農(nóng)業(yè)收入提升越快。但是，由于其他變量存在局部數(shù)據(jù)缺失問(wèn)題，分3組導(dǎo)致財(cái)政投入較高水平的組樣本量較少，故表4僅列出分2組的回歸結(jié)果，即人均財(cái)政支農(nóng)支出小于403元和人均財(cái)政支農(nóng)支出大于403元的兩組子樣本，它們分別代表低水平財(cái)政投入和高水平財(cái)政投入兩種情況。3.替換變量。用財(cái)政支農(nóng)支出比重（即財(cái)政支農(nóng)支出占財(cái)政總支出的比重）替代人均財(cái)政支農(nóng)支出，重新回歸原方程，結(jié)果見(jiàn)表4。

由表4可知，無(wú)論是否考慮內(nèi)生性，財(cái)政投入對(duì)提升農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入的影響都是顯著為正的，并且考慮內(nèi)生性情況下邊際效果更加突出。另外，分組回歸和替換變量回歸也都得到同樣的結(jié)果，由此證實(shí)了結(jié)果的穩(wěn)健性，即財(cái)政投入對(duì)農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)至關(guān)重要，因此政府增加對(duì)農(nóng)業(yè)的財(cái)政投入是明智的舉措。此外，金融支持、土地投入和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)依然促進(jìn)農(nóng)業(yè)增收，但是在高水平財(cái)政投入下土地投入和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的這種作用并不明顯，這可能是因?yàn)樵诟哓?cái)政投入地區(qū)，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入提升更多地依靠財(cái)政支持，而有限度地?cái)U(kuò)大土地投入和改善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平影響并不大。而關(guān)于勞動(dòng)力文化水平的作用，可以看出，在低水平財(cái)政投入下，文化程度高的農(nóng)民獲得的農(nóng)業(yè)收入更高，而高水平財(cái)政投入下，勞動(dòng)力文化水平高反而不利于農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)，這可能是因?yàn)楫?dāng)財(cái)政資金有限時(shí)，農(nóng)民需要積極生產(chǎn)從而保障農(nóng)業(yè)收入，這種情況下文化程度高會(huì)幫助農(nóng)民增加生產(chǎn)效率從而提高農(nóng)業(yè)收入；而當(dāng)財(cái)政投入力度較大時(shí)，財(cái)政補(bǔ)貼的資金就可以抵消農(nóng)民的土地成本，這種情況下文化程度高的農(nóng)民可能將更多精力用于從事非農(nóng)勞動(dòng)，因而農(nóng)業(yè)收入有所下降。綜合來(lái)看，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與前述固定效應(yīng)回歸結(jié)果基本一致，由此再次印證了財(cái)政投入和金融支持對(duì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)增收是有積極影響的。四、結(jié)論一直以來(lái)，如何提高農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入都是社會(huì)各界持續(xù)關(guān)注的焦點(diǎn)問(wèn)題。為此，國(guó)家逐年加大財(cái)政投入支持農(nóng)民生產(chǎn)從而提高農(nóng)業(yè)收入。與此同時(shí)，金融支農(nóng)的力度也在不斷加大，進(jìn)而促進(jìn)了農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)。然而，這兩類投入究竟哪一因素對(duì)農(nóng)業(yè)增收的貢獻(xiàn)最大還無(wú)從得知。為此，以2000～2013年省級(jí)面板數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用固定效應(yīng)模型和分位數(shù)回歸模型分析財(cái)政投入和金融支持對(duì)提升農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入的影響，并通過(guò)因素分解的方法比較兩者對(duì)農(nóng)業(yè)增收的貢獻(xiàn)大小，在此基礎(chǔ)上采用考慮內(nèi)生性的兩步固定效應(yīng)回歸、分組回歸和替換變量回歸三種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。結(jié)果表明，財(cái)政投入和金融支持均有效促進(jìn)了農(nóng)民農(nóng)業(yè)增收，其中財(cái)政投入的貢獻(xiàn)最大。此外，土地投入和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)農(nóng)民農(nóng)業(yè)增收也是非常有利的。由此，今后政府可以繼續(xù)加大對(duì)農(nóng)業(yè)的財(cái)政投入、鼓勵(lì)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)更大規(guī)模地放貸于民，從而促進(jìn)農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入提高。另外，實(shí)行土地規(guī)?；?jīng)營(yíng)、改善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平等方式也是提高農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入的有效途徑。

注釋：①數(shù)據(jù)來(lái)源：根據(jù)歷年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)整理而得。②數(shù)據(jù)來(lái)源：《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《2012年金融機(jī)構(gòu)貸款投向統(tǒng)計(jì)報(bào)告》。③2002年以前，省級(jí)財(cái)政支農(nóng)支出由支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出和農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)構(gòu)成；2002～2006年的財(cái)政支農(nóng)支出由農(nóng)業(yè)支出、林業(yè)支出和農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)構(gòu)成；2007～2012年的財(cái)政支農(nóng)支出則由農(nóng)林水事務(wù)費(fèi)表示。雖然部門事業(yè)費(fèi)等財(cái)政支出不能直接作用于農(nóng)業(yè)增收，但是這部分支出通過(guò)激勵(lì)相關(guān)部門工作人員改善農(nóng)村生產(chǎn)生活環(huán)境從而間接影響農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入水平，因而也將其視為財(cái)政支農(nóng)的一部分。鑒于歷年來(lái)財(cái)政支農(nóng)支出統(tǒng)計(jì)口徑發(fā)生了較大調(diào)整，在本文中僅討論財(cái)政支農(nóng)支出規(guī)模的影響，對(duì)于財(cái)政支農(nóng)支出的各部分構(gòu)成對(duì)農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入的影響將在日后的研究中進(jìn)一步討論。④美國(guó)、英國(guó)和澳大利亞等農(nóng)業(yè)發(fā)達(dá)國(guó)家財(cái)政支農(nóng)投入相當(dāng)于第一產(chǎn)業(yè)GDP的25%以上，日本、以色列等國(guó)財(cái)政支持農(nóng)業(yè)的資金規(guī)模占到第一產(chǎn)業(yè)GDP的45%～95%，而作為發(fā)展中國(guó)家，印度、巴西等國(guó)的財(cái)政支農(nóng)規(guī)模也超過(guò)了第一產(chǎn)業(yè)GDP的10%。⑤農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入是農(nóng)民收入中較為重要的組成部分，如果財(cái)政支農(nóng)支出受到農(nóng)民收入影響，而它反過(guò)來(lái)又影響農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入，這就很有可能產(chǎn)生互為因果的內(nèi)生性問(wèn)題。參考文獻(xiàn)：[1]陳義林. 我國(guó)財(cái)政支農(nóng)與金融支農(nóng)對(duì)農(nóng)民收入的影響基于VAR模型的實(shí)證分析[J].改革與戰(zhàn)略，2008，24（12）： 87-89.[2]劉涵. 財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題（月刊），2008，（10）： 30-35.[3]王亞芬，周詩(shī)星，高鐵梅. 中國(guó)財(cái)政支持“三農(nóng)”政策的影響效應(yīng)研究[J].財(cái)經(jīng)問(wèn)題研究，2015，（9）： 85-92.[4]許慶，田士超，徐志剛，邵挺. 農(nóng)地制度、土地細(xì)碎化與農(nóng)民收入不平等[J].經(jīng)濟(jì)研究，2008，（2）： 83-92，105.[5]王春超. 增加農(nóng)民收入的關(guān)鍵因素及主要對(duì)策以湖北省為例的研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2004，（1）： 17-29.[6]Lu Q，Miao SS.Farmer income differential in regions [J]. Chinese Geographical Science， 2006， 16（3）： 199-202.[7]婁世艷，李建民. 中國(guó)農(nóng)村居民工資性收入影響因素實(shí)證研究尤其教育在其中的作用[J]. 教育與經(jīng)濟(jì)，2008，（3）： 8-13.[8]徐增海. 我國(guó)農(nóng)民工資性收入波動(dòng)及其環(huán)境因素的實(shí)證研究[J]. 中國(guó)軟科學(xué)，2011，（6）：186-192.[9]張占貞，王兆君. 我國(guó)農(nóng)民工資性收入影響因素的實(shí)證研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2010，（2）： 56-61.[10]陳艷，王雅鵬. 農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性純收入影響因素的貢獻(xiàn)分析[J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2004，（5）： 12-15.[11]Briggeman B C，Gray A W，Morehart M J，et al. A new U.S. farm household typology：implications for agricultural policy[J]. Review of Agricultural Economics，2007，29（4）： 765-782.[12]劉振彪. 我國(guó)財(cái)政支農(nóng)支出促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的實(shí)證分析[J]. 財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2011，32（171）：63-67.[13]Kormendi R.Government debt，government spending and private sector behavior[J]. American Economic Review， 1983，73（5）：994- 1010.[14]Aschauer D A. Fiscal policy and aggregate demand [J] .American Economic Review， 1985， 75（1）：117- 127.[15]林毅夫. 促進(jìn)農(nóng)村發(fā)展的幾點(diǎn)戰(zhàn)略和政策思考[A].中國(guó)“三農(nóng)”問(wèn)題國(guó)際研討會(huì)會(huì)議要報(bào)[C]. 2004：13-21.[16]林毅夫.中國(guó)的城市發(fā)展與農(nóng)村現(xiàn)代化[J].北京大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2002，39（4）：12-15.[17]鐘甫寧，顧和軍，紀(jì)月清.農(nóng)民角色分化與農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的收入分配效應(yīng)江蘇省農(nóng)業(yè)稅減免、糧食直補(bǔ)收入分配效應(yīng)的實(shí)證研究[J].管理世界，2008，（5）： 65-76.[18]Kan I，Kimhi A，Lerman Z.Farm output，nonfarm income and commercialization in rural georgia [J]. Journal of Agricultural and Development Economics，2006， 3（2）： 276-286.[19]辛嶺，王艷華. 農(nóng)民受教育水平與農(nóng)民收入關(guān)系的實(shí)證研究[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2007，（1）：93-100.[20]王德文，蔡昉. 宏觀經(jīng)濟(jì)政策調(diào)整與農(nóng)民增收[J].中國(guó)農(nóng)村觀察，2003，（4）： 2-12.[21]Yu Q，Tsui K.Factor decomposition of subprovincial fiscal disparities in China[J]. China Economic Review， 2005，16（4）： 403-418.[22]Mendelsohn R，Basist A，Kurukulasuriya P，et al. Climate and rural income[J]. Climatic Change， 2007，81（1）：101-118.[23]李煥彰，錢忠好. 財(cái)政支農(nóng)政策與中國(guó)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)：因果與結(jié)構(gòu)分析[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2004，（8）： 38-43.[24]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）： 4-9，16.[25]孫紅霞. 財(cái)政支農(nóng)支出總量與最優(yōu)支出規(guī)模的實(shí)證分析[J] .農(nóng)村財(cái)政與財(cái)務(wù)， 2008， （5）： 16-19.（責(zé)任編輯：漆玲瓊）