中国农村公共支出及其绩效分析——基于农民收入增长和城乡收入差距的经验研究，本文主要内容关键词为：农民收入论文,城乡论文,绩效论文,支出论文,中国农村论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、研究背景与文献概述
改革开放以来，尽管由于农村家庭联产承包责任制的实施(Fan,1991;Lin,1992)，农业技术进步(Huang and Rozelle,1996;Fan and Pardey,1997)以及农产品价格等因素的影响，我国农业和农村发展迅速（黄季琨，2004），但农业和农村发展仍然遇到很多问题。农民收入提高缓慢，收入增长率连年下降，城乡居民之间存在着较大的收入差距；并且，这一差距还有不断扩大的趋势。1985年城市居民可支配收入是农村居民的1.86倍，而2004年已经扩大至3.21倍。农民增收难和城乡收入差距扩大问题已严重影响我国经济增长的公平性以及社会的和谐与稳定。
历史地看，我国城乡收入差距主要是由建国初期“农业补贴工业”和“工农产品剪刀差”等重工业化政策造成并遗留下来的。不同研究者也从不同的角度对城乡差距形成的现实影响因素做了解释。其中，资金不足是限制农业和农村发展的重要原因之一。从已有研究看，有一个典型的事实，即在各省内部，尽管农村经济的资本收益率高于城镇经济，但金融部门还是倾向于将资源从农村地区转移到城镇地区（世界银行，2004）。20世纪90年代以来，农村固定资产投资占全社会固定资产投资的比重总体上处于下滑趋势（宋洪远等，2003）。农村能够获取的融资渠道变得非常有限，农业发展受到很大的限制。
考虑到金融资源具有逐利性质，资金从农村流向城市在一定程度上符合资金对风险收益进行权衡后追求自身利润最大化的市场规律。同时，农村投资不足的项目中有很大一部分还具有典型的公共品性质，即存在正外部性，如道路、通讯和水利等基础设施建设、教育、医疗以及社会保障等。由于公共品部门市场不完全以及私人部门在具有正外部性的公共品上投资不足等原因，在大力发展农村金融之外，政府应在对农村公共品的投资上发挥重要的作用①。因此，我们认为，在发展农村金融，规范和引导私人部门资金流入农村的同时，讨论农村公共支出对农民收入水平以及城乡收入差距的影响，并在此基础上进一步考虑如何改变公共支出的城乡“二元结构”，提高公共支出的绩效，确定政府公共支出内部结构，以及使公共支出政策与农村金融政策相互协调十分必要，这也是本文研究的主旨所在。
就已有的研究看，大多文献仅关注公共支出与经济增长之间关系，而对农村公共支出及其绩效的研究却非常有限。
在农村公共支出与农业GDP增长关系方面，姚耀军、和丕禅(2004)运用1978～2001年的相关数据，对农业财政支出与农业GDP增长进行了 Granger和Sims因果检验。研究发现，尽管财政净支出②呈递增趋势，但它不是农业GDP增长的原因，因此他们指出，我国农业公共支出作为政策工具对促进GDP增长是失败的。在农村公共支出与城乡收入差距关系方面，林光彬(2004)从城乡差距的形成角度和影响因素出发进行研究，并指出了一个令人遗憾的事实，即我国公共支出和财政资源在城乡之间的分配存在严重的不平等。农业财政支出占国家财政总支出的比例不仅远低于农业产值在国内生产总值中所占的比例，还低于农村地区上缴税收在国家总税收中的比例。这与农业在国民经济中的地位和作用极不相称。他认为，这种不平等是财富分配等级格局的表现之一，也是城乡收入差距扩大的经济基础之一。同时，宋洪远等(2003)也指出，财政资金流出额的逐年扩大和财政支农比重的逐年降低是造成城乡差别扩大的重要因素之一。关于上述财政资金流动“二元结构”形成的原因，王朝才和傅志华(2004)则认为，这是我国过去走建立在剥削农业(农民)基础上的工业化道路所带来的现实后果。政府在提供公共产品时不自觉形成的“城乡分割”影响到了农业生产的发展和农民增收减负。
总体来看，已有研究存在以下几点不足：首先，已有研究主要针对的是农村公共支出与农业GDP增长之间的因果关系，而对农村公共支出与其他生产要素结合的综合运用效果和其内部结构的合理性关注较少；其次，已有研究认为，公共支出不平等可能对城乡收入差距产生了重要影响，但缺少相关的定量分析；再次，已有研究并没有对如何使公共支出政策与私人投资政策加以协调和配合进行深入的探讨。因此，本文将围绕农村公共支出对农民收入增长和城乡收入差距的绩效进行研究，并据此进一步讨论提高支出效率，调整支出结构以及协调财政金融政策等问题。
本文其余部分安排如下：第二部分在简要描述我国农村公共支出现状的基础上，介绍本文的研究设计和数据来源；第三部分利用1978～2004年的数据，对我国农村公共支出与农村经济增长、农民收入水平之间的关系进行回归分析；第四部分对公共支出、农民收入水平和城乡差距之间的关系进行 Granger因果检验；最后是本文结论和政策建议。
二、统计描述、研究设计与资料来源
(一)农村公共支出：统计描述与跨国比较
国家财政对农村的公共支出主要包括支援农村生产支出和农林气象等部门的事业费、农林基本建设支出、农业科技3项费用以及农业救济费等4个主要部分，由中央财政和地方财政共同分担。从总量上看，国家财政对农村的公共支出几乎呈逐年上升的趋势。在1978年，该项支出仅为150.66亿元人民币，而到2004年，该项支出已经达到了 2357.89亿元人民币（图1）。但是，与规模的大幅度上涨不同，国家农业支出占财政总支出比例却存在一定程度的下降趋势（图2）。到了2003年，该项支出占总支出的比例已经由1978年的13.43%下降到了7.12%。
从支出结构看（表1），支援农村生产支出和农林气象等部门的事业费所占比例最大，平均占总支出的66.85%；其次是包括路桥建设、通信、水利设施等农业基本建设的支出，该项支出占总支出的比例虽然在波动中有所下降，但在2004年仍然占到了总支出的20.96%。而农业科技3项费用和农业救济费用所占比例均较小。20世纪90年代以后，农业科技3项费用的支出占比不到1%，而农业救济费用占比也只在5%左右。
图1 国家财政对农村的支出总量(单位：亿元人民币)
资料来源：《中国财政年鉴(2003)》，中国财政出版社；《中国统计年鉴(2005)》，中国统计出版社。
图2 国家财政对农村的支出占财政支出总计的百分比（单位：%）
资料来源：《中国财政年鉴(2003)》，中国财政出版社；《中国统计年鉴(2005)》，中国统计出版社。
因此，我国农村公共支出的历史状况和发展趋势可以概括为：总体规模大幅上涨，但占财政总支出比例逐年降低；支援农村生产支出和农村基本建设支出是支出的重点，而农业科研支出和农业救济费支出的比例则相对较小③。
表1 国家财政对农村公共支出的结构（单位：%）
资料来源：《中国财政年鉴》(2003)，北京：中国财政出版社；《中国统计年鉴(2005)》，中国统计出版社。表1中数据由作者根据相关数据计算得出。
表2 其他国家的主要农业财政政策
注：√表示该国主要采取的农业财政政策。
资料来源：根据财政部国际司(2003)的相关资料总结得出。
相比之下，这种农业政策与世界其他国家差别较大（表2）。首先，主要发达国家普遍运用了税收优惠和价格补贴等间接的、市场导向型财政调控手段。在诸如我国等发展中国家中占比较大的生产性直接投资在发达国家和一些新兴市场经济体中已经逐渐减少④。政府财政和公共支出的主要功能已转到重点为农业发展提供有正外部性、但仅依据市场力量供给难以满足需求的公共品和准公共品上。例如，基础设施建设、科研和环境保护等。
其次，其他国家财政对农业科技和技术推广十分重视。政府投入了大量的人力物力予以支持，投入的资金规模和所占比例均大大高于我国的水平。例如，新西兰1998年全国的科研资金中，农业科研经费占到了35%；阿根廷成立了专门的农业技术研究院，1998年财政支农资金中的 26%都用于了农业科研，并且该国规定，农牧产品出口额的一定比例必须用于科研，从而为农业科研提供了稳定的资金来源；韩国在1998年的科研支出占到了农业总支出的 9%；另外，美国、德国、意大利、希腊、以色列、奥地利、挪威等国政府都相当重视农业科研和技术的推广，其中，以色列的投入大大超过了新兴工业化国家的平均水平（财政部国际司，2003）。
最后，主要发达国家对农业环境的保护、农村产品流通体系建设和社会化服务组织建设也十分重视，并采取了一系列的措施促进城乡一体化和农业生产市场化。另外，各国政府还利用税收减免、利息补贴和信用担保等方式，积极地参与并引导商业银行、投资基金以及保险公司等金融机构为农业和农村的发展提供信贷支持。例如，美国政府不仅直接根据生产成本向农民提供贷款，而且引导商业银行、保险公司以及农村信用系统向农场主提供贷款，建立了多层次、多渠道的农村融资体系；荷兰政府和银行于1992年共同建立了“绿色投资基金”，用于对环境污染治理和农业综合开发进行投资；希腊和奥地利政府通过农业贷款利息补贴和低息政府贷款支持农业经济发展；而澳大利亚政府则为本国农产品的出口提供出口信贷。所有这些国家的政策都便利了农村资金的融通，为农业和农村经济的发展提供了充足的资金支持（财政部国际司，2003）。相比而言，我国农业生产的环境污染、农业生产和农村市场信息封闭以及区域市场分割等问题还十分严重。政府利用公共支出手段引导资金融通的功能还发挥得不够。
综上所述，我国农村公共支出的结构与世界各国还存在显著的差异。虽然我国正处于“从计划经济向市场经济过渡、从封闭向开放过渡”的经济转型期，国情特殊，不能简单照搬其他国家的经验，但这些国家的公共支出政策及其演变确实为我国的政策选择提供了一个较好的参照系。同时，存在的这些差异也使我们不得不对我国农村公共支出体系的合理性和发展方向进行反思。
(二)研究设计和资料来源
为了更深入地探讨农村公共支出与农村经济发展以及农民收入水平提高的关系，分析农村公共支出结构是否符合我国农村经济发展、反贫困和降低城乡收入差距的需要，本文将运用1978～2004年的相关数据，进行 OLS多变量回归分析以及Granger因果检验。本文运用的计量软件为EViews3.1。
已有研究主要运用了人均GDP增长等经济指标对公共支出绩效进行衡量。但我们认为，单纯用GDP增长率等经济指标对公共支出绩效进行衡量存在一定不足。根据中国政府财政统计核算体系(GFS)对广义政府概念和政府职能⑤的界定可以看出，政府是属于非营利性质的公共机构。虽然政府行使的职能中包括了经济职能的部分，但就该经济职能本身而言，目标仍具有典型的社会福利性质。例如，公共支出就是政府执行经济职能的重要手段之一，但其主要目的不是通过投资实现盈利，而是进行公共品的供给以有效缓解市场供给不足和市场失灵等问题。政府活动的核心应该是提供公共产品和具有大量外部性的产品以及扶贫等市场提供不足或者根本不能提供的产品和服务。这一总支出在各部门内部和部门之间的配置应能使社会福利最大化，并且有助于改善贫困阶层的福利状况(普拉丹，2000)。因此，基于政府功能的要求，即使是在衡量政府执行经济职能的绩效时，也不能单纯使用人均GDP增长等经济指标，必须同时考虑相关的社会福利指标。
那么，如何选择合适的社会福利指标对政府公共支出的绩效进行衡量呢？坦奇和舒克内希特(2005)认为，社会福利可以用一系列的指标加以描述。在对20世纪公共支出的研究中，他们将福利指标分为经济指标和社会指标两大类。其中，经济指标包括经济增长和人均收入、失业、通货膨胀、公债利息、储蓄；而社会指标则包括健康指标、教育和收入分配。因此，根据我国农村经济发展、农民收入和城乡差距现状，同时考虑数据的可获得性，本文在研究中主要采用农民收入水平和城乡收入分配两类指标对农村公共支出总量及其结构的合理性进行考察。
1.OLS回归分析方案设计
本文首先进行农村公共支出与农村经济和农民收入增长关系的多变量OLS回归分析。
巴罗和萨拉伊马丁(2000)运用以下科布—道格拉斯生产函数形式将政府公共支出的作用纳入到经济增长的分析之中。
在生产性政府的公共品模型中，他们假定对于生产者i而言：
考虑到农业生产的具体情况和本文研究目的，我们拟选择以下各个被解释变量和解释变量进行计量检验（表3）。
表3 OLS复回归分析拟选择变量
注：*农产品生产价格指数在2000年以前为农副产品收购价格指数。
在表3所列解释变量中，农业机械总动力、农用化肥量和农村用电量在一定程度上反映了农业生产的资本投入水平。本文将上述变量与第一产业产值的比例纳入解释变量的选择范围，以反映农业生产的单位产出所需的资本投入量。人均有效灌溉面积和农作物播种面积反映了农业生产的土地投入。同时，前者也从另一个侧面反映了农业水利设施建设和土地资源保护的情况。农村用电量指标在一定程度上反映了农业和农村现代化的程度。国家用于农业的总支出与第一产业产值之比反映了政府的规模和支农力度。农产品生产价格指数则反映了价格、通货膨胀等因素对农业生产的影响。上述拟选解释变量均为比例，并且存在某些比例小于1的情况。为了保持各变量的一致性，我们在回归模型中均采用水平值，而不对变量进行对数化处理。
需要说明的是，农村家庭人均可支配收入可以分为从事农业生产所得和从事非农业生产所得两部分。随着城市化进程加快，以农民工为主的城乡劳动力流动规模加大，从事非农生产所得比例有所上升，从而对农村家庭可支配收入产生了一定的影响。但是，考虑到统计数据的不足⑥以及本研究侧重点为国家公共支出政策等问题，我们在研究中并没有将该指标纳入到变量选择的范围中来，而只将其作为残差项包含的因素之一。拟选变量数据来源为相关年份的《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》和《中国农村统计年鉴》。
为了在上述拟选变量中选择合适的变量进入回归方程，本文采用逐步回归的方法。具体方法如下：首先，将单个解释变量分别与被解释变量进行单变量的OLS回归；其次，根据单变量逐项回归的结果，选择R[2]相对高的单变量回归方程作为回归的基础。在这个基础上逐个加入其他解释变量，从而试图寻找一个比较合适的多变量OLS回归方程；最后，再根据拟合方程的相关统计指标进行校正。例如，在拟合方程中加入被解释变量的滞后变量进行自相关校正等。
根据古扎拉蒂(2004)的建议，选择是否在回归方程中加入新的解释变量方法如下：
其中R[2，老]毫为原模型中的R[2]值，R[2，新]为加入新变量后的R[2]值，N为样本数量。该F统计量遵循有适当分子(新回归元的个数)和分母自由度(N减去模型中参数的个数)的F分布。如果F统计量在选定的显著性水平下显著，则加入该项新的解释变量；如果F统计量在选定的显著性水平下不显著，则不加入该解释变量。
2.Granger因果分析方案设计
为了进一步分析农村公共支出的规模、结构与农民收入和城乡差距之间的关系，本文在进行多变量OLS回归分析之后，将选择相关指标进行 Granger因果检验。
我们认为，生产性支出、农林气象等部门的事业费以及农业基本建设支出是与农业生产直接相关的；农业科技3项费用和农业救济费等与农业生产的直接相关程度则相对较低。因此，在Granger因果检验中，我们首先计算“(生产性支出和农林气象等部门的事业费＋农业基本建设支出)／(农业科技3项费用＋农业救济费)”(GOVindex)用以反映我国农村公共支出的内部结构特征；其次，为了分析农村公共支出与城乡差距之间的关系，在选用回归模型中已采用过的农村公共支出占第一产业产值比例 (GOV)的同时，进一步计算农村公共支出占总支出的比例(GOV′)进行检验，试图更好地反映相对于其他产业和领域而言，政府对农业、农民和农村的支援力度；再次，本文计算“城市家庭人均可支配收入／农村家庭人均可支配收入”(GAP)来反映城乡居民的收入差距；最后，我们仍然采用农村家庭人均可支配收入(INCOME)来反映农民的收入水平（见表 4）。上述指标根据相关年份的《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》和《中国农村统计年鉴》计算得出。
三、回归分析及其结果
(一)模型选择
根据回归方案设计，我们首先分别以AGDP和 INCOME为被解释变量，以MACH、FIELD1、FIELD2、ELEC、HF、GOV、PRICE为解释变量进行了逐项回归分析。结果发现，两组回归得出的指标结构存在很大的相似性。该相似性表现在各单变量回归方程偏相关系数的正负方向、回归系数的显著性程度以及各单变量回归方程的R[2]值等指标上（对比表5、表7中方程(1)～方程(14)）。由于INCOME比AGDP更能反映农民的真实收入水平，我们的回归主要以INCOME作为被解释变量。
表4 Granger因果分析中涉及的变量
进行变量选择之后（表6），我们得到了表7中的方程 (15)和(16)。但是，这两个方程的D-W统计量显示，残差项存在明显的自相关。为了消除自相关的影响，我们分别在两方程中加入被解释变量INCOME的滞后期变量来对自相关进行校正。校正的结果为方程(17)和方程(18)。可以看出，方程(17)和方程(18)的拟合效果较好，D-W统计值接近于2，已经基本消除了残差项的自相关（见图3）。因此，多变量OLS回归最终拟合的回归方程为方程(17)和方程(18)⑦（见表7）。
方程(17)：
表5 被解释变量AGDP(1978～2004)
注：***表示通过1%的显著性检验；**表示通过5%的显著性检验；*表示通过10%的显著性检验；括号中的值为t统计量。
表6 变量选择的F统计值分析
注：***表示通过1%的显著性检验；**表示通过5%的显著性检验；*表示通过10%的显著性检验；选择变量的标准是通过1%的显著性检验；表中省略了未通过显著性检验的其他拟选变量。
表7 被解释变量INCOHE(样本1978～2004)
注：***表示通过1%的显著性检验；**表示通过5%的显著性检验；*表示通过10%的显著性检验；括号中的值为t统计量。
图3 拟合残差图
由于我们处理的变量均为时间序列变量，因此方程(17)中的MACH、FIELD1、FIELD2、GOV与 INCOME及其各滞后期之间，以及方程(18)中的 HF、FIELD1、FIELD2、GOV与INCOME及其各滞后期之间是否存在协整关系也就成为了我们运用上述方法进行方程选择，并就此得出的最终拟合方程是否稳定的标准之一。但是，由于样本容量的限制和滞后期的引入，针对上两组变量的多变量Johansen协整检验受到限制。为了解决这个问题，根据协整检验的基本思想，即如果回归残差是平稳的，传统的回归方法论(包括T和F检验)就可用于所研究的时间序列数据（古扎拉蒂，2004），作为一种替代的方法，我们进一步对方程(17)和方程(18)的拟合残差项进行了平稳性检验。检验结果发现，上述两个方程的拟合残差序列均为I(0)过程（见表8）。该结果说明了上述OLS回归结果的稳定性和可信度⑧。
(二)回归结果分析
1.农村机械总动力与化肥施用量
在对经济增长进行因素分解的研究中，资本投入是非常重要的因素之一。不同学者建议用不同的方法对物质资本存量进行核算⑨（王小鲁、樊纲，2000；沈坤荣、李剑，2003）。考虑到农业生产的固定资产投资与工业生产存在显著的差别，本文并不计算农业中使用的物质资本存量，而是改用1978～2004年单位产出农业机械总动力和单位产出化肥施用量这两个主要的农业生产资料投入指标来衡量农业生产的资本投入状况。根据方程(17)和方程(18)的估计，我们发现，单位产出农业机械总动力和单位产出化肥施用量对农村家庭人均可支配收入的影响均为负，且在1%的水平上显著。在方程(17)中，单位产出化肥施用量的偏相关系数为－887.8814；在方程(18)中，单位农业机械总动力的偏相关系数为－90.44157。
以上两项指标对农村家庭人均可支配收入负且显著的影响在一定程度上说明，我国农业生产中资本投资效率低下。究其原因，主要有以下几个方面：首先，农业生产面临着土地肥力下降的问题，因此，化肥施用的边际生产率呈下降趋势；其次，化肥等农业生产资料价格的大幅度上涨提高了农业生产成本，从而造成了化肥等生产资料投入无效率，农业生产“增产不增收”的局面；第三，其原因与我国的小农经济背景有关。我国农业生产的基本状况是“人多地少”。并且，与美国等发达国家大型农场式的农业生产方式不同，我国的农地是平均分配、条块分割的。土地流转受到限制，规模经营形成较难（林光彬，2004；王梦奎，2004）。所以，我国农民进行农业生产大多采用“大量投入人力、精耕细作”的小农经济生产方式，机械化程度不高。这种小农经济的生产方式在一定程度上影响了农业机械规模经济优势的发挥，从而造成了农业机械资本投入的无效率。为实现农业生产的规模经济效应，政府可以运用公共支出资金推广如“土地银行”、土地股份合作制以及委托土地经纪公司进行规模化经营等高效率的土地合作形式，促进农村土地的规模化经营和土地流转。
表8 OLS估计残差项的平稳性检验
注：检验类型的选择标准为AIC准则。判断稳定性的标准为是否通过了10%的显著性检验。由于 EViews3.1报告的结果只包括了DF和ADF检验的临界值，在进行估计残差的平稳性检验时，该临界值并不完全合适。因此，我们通过查表找到相关的EG和AEG检验的临界值进行对比判断。结果显示，上述两个方程的估计残差通过了平稳性检验，为I(0)过程。
2.灌溉面积与播种面积
与工业生产不同，土地投入在农业生产中占据着首要的和核心的地位。本文选用1978～2004年人均灌溉面积和人均播种面积这两个指标来反映农业生产的土地投入情况。计量结果显示，人均灌溉面积对农村家庭个人可支配收入的影响为正。其中，方程(17)中该项影响的偏相关系数为 3178.565；在方程(18)中则为175.748。但方程(17)和方程(18)结果均显示，人均播种面积对收入的影响为负，虽然该负面影响在方程(18)中并不显著。这种“人均耕地越多、从事农业生产越多，人均收入越少”的状况与我国农业生产成本高、粮食等农产品的收购价格低、农业生产收益小有关。该结果同时也反映了我国农产品附加值低，农民增收难的状况。人均灌溉面积对人均收入的正面影响也从另一个侧面说明了水资源和农林环境保护的重要性。因此，国家应考虑加大对农业灌溉和环境保护方面的公共投资，提高农业生产力，促进农民收入的提高。
3.政府公共支出
我们将1978～2004年国家财政对农业的支出占第一产业产值的比例作为解释变量来反映农村经济活动中政府的参与程度和对农业的支援力度。方程(17)和方程(18)均显示，政府规模(公共支出占第一产业产值比例)对农村家庭人均可支配收入水平起到了促进作用。但我们同时发现，该变量的偏相关系数显著性不高——在方程(13)、方程(15)和方程(16)中，该变量的偏相关系数有正有负，且在统计上并不显著异于零；在方程(17)和方程(18)中，该项系数虽然都为正，但相比其他解释变量而言显著性较低——仅在5%的水平上显著。因此，公共支出作为促进农民收入提高和农村经济发展的政策工具能在一定程度上促进农民收入的提高。但是，显著性不高则意味着，由于公共支出的管理和运用效率不高，调整成本过大（庄子银、邹薇， 2003），其作用可能会大打折扣。基于此结果，国家有必要采取相应的措施，提高公共支出的管理和运用效率，优化公共支出结构，从而更为有效地发挥农村公共支出对农民收入增长的促进作用。最佳的措施即在扩大农村公共支出同时，引入资金运用的市场机制，将公共支出与农村金融政策相互结合⑩。
4.农村社会的变动性
将被解释变量的滞后期纳入到回归方程中不仅可以作为一种消除自相关的方法，也可以反映被解释变量的稳定性和受历史水平影响的程度。我们认为，INCOME的滞后期变量反映了农村家庭历史收入对当期收入的影响，进而在一定程度上反映了农村社会的变动性。如果当期收入受历史收入的影响较大，则社会分层相对稳定，个人和家庭在各个不同收入阶层之间流动、迁徙的可能性较小；如果当期收入受历史收入的影响较小，则社会分层相对不稳定，个人或者家庭在各个不同收入阶层之间流动、迁徙的可能性则较大。回归结果显示，我国农村家庭个人可支配收入受到滞后一期的影响较显著，且该影响为正且大于1，存在一定的“马太效应”。但是，滞后两期以及两期以后的收入水平对现期收入的影响变得非常微弱，在统计上并不显著异于零。因此可以看出，我国农村社会变动性还是相对较大的。这有助于政府农村扶贫计划的开展，同时也说明了农村居民能够通过自身的努力改变历史状况，实现脱贫致富。
四、Granger因果检验
本文还采用Granger因果检验技术对公共支出的规模、结构与农民收入水平以及城乡差距的关系进行检验，分析结果如下（表9）。
我们以1%作为拒绝原假设的显著性水平。 Granger因果检验结果显示：(1)反映农民收入水平的INCOME指标是反映农村公共支出规模的GOV指标的Granger原因，反之则不成立；(2)反映农民收入水平的INCOME指标是反映农村公共支出结构的GOVindex指标的Granger原因，反之则不成立；(3)反映农村支出结构的GOV′指标与反映城乡差距的GAP指标之间不存在双向的因果关系。根据以上检验结果，我们认为，政府的农村公共支出政策存在严重的偏差。
首先，农民收入水平是农村公共支出规模的原因反映了公共支出状况的一个结构性转变过程。在2000年之前，农民收入的提高伴随的是农村公共支出规模的下降。农民收入水平的提高反而导致政府支援农村公共支出规模下降的结果反映，我国政府政策中仍然存在建国初期“农业补贴工业”措施的残余。这种资金不平衡的匹配限制了公共支出作为收入调节手段作用的发挥，对收入分配起到了逆向的调节作用。而2000年之后，伴随农民收入水平的提高，农村公共支出的规模也相应的提高了。这说明政府已经在试图改变之前的公共支出资金不匹配的状况。但是反过来，政府支援农村公共支出规模不是农民收入水平的原因也说明了公共支出的运用效率还是十分低下的，因而影响了农村公共支出促进农民收入增长绩效的发挥。
其次，从公共支出的结构看，农民收入水平是反映农村公共支出结构的原因，反之则不成立。这说明，虽然在发展中国家中，农业生产性支出存在很大不足，基础设施条件差。通过公共支出的方式来弥补该缺陷不失为一个很好的选择，也是一个必然的和我们所提倡的选择，因此，农民收入水平的提高促使了政府用于生产性支出和基础设施建设支出比例的扩大。但是，由于政府投资的市场化程度不高，对农业生产性支出和农业基本建设资金的过度依赖会降低其增长绩效，该比例的扩大并没有起到促进农民收入水平进一步提高从而形成良性循环的作用。所以，政府应考虑调整农业公共支出结构，提高在科技和农村救济支出方面的相对比例。
最后，农村公共支出政策是政府决策的结果。城乡差距不是公共支出城乡相对比例的原因在一定程度上说明了政府在进行公共支出配置决策时对社会福利的重视程度不够。这不仅是公共支出政策所面临的问题，也是我国政府在制定其他公共经济政策时所面临的共同问题。我们认为，GDP的增长并不一定自然地带来经济中微观主体福利和社会整体福利的提高。因此，我国要实现经济增长方式的转型，政府必须充分重视社会福利指标。但同时，公共支出城乡配置不平衡并非城乡收入差距的 Granger原因。该结果与其他学者的研究存在一定的差异（林光彬，2004；宋洪远等，2003；王朝才、傅志华，2004）。我们认为，该差异的主要来源是公共支出在促进城乡居民收入增长方面的效率均十分低下。随着政府职能的转变，支出运用效率的提高和市场化改革的进一步推进，该差距对GAP的影响必然会逐渐显现。所以我们认为，改变城乡公共支出配置的“二元结构”仍刻不容缓。
表9 公共支出、农民收入与城乡差距的Granger因果检验
注：拒绝原假设的显著性水平为1%；滞后期的选择标准为基于无约束VAR模型的AIC准则；在进行Granser因果检验之前，我们已先对拟检验变量的平稳性分别进行了ADF检验（见附表3），并在此基础上分析了拟进行因果检验各组变量之间是否存在协整关系，这样做的目的是为了消除变量间可能存在的协整关系对检验结果稳定性的影响。检验结果发现，INCOME为I(2)，GOV、GOVindex、GOV′和 GAP为I(1)，且GOV′和GAP之间不存在协整关系。
五、结论和政策建议
通过本文的研究，我们得出以下几点结论。
(1)改革开放以来，我国国家财政对农业的公共支出从总量上而言，对农村经济的发展和农民收入水平的提高起到了一定的促进作用。但是，由于公共支出监督管理的体制不完善，运用效率低下，这种促进作用有待进一步的发挥。
(2)从结构方面看，我国公共支出的结构存在一定的扭曲——农村公共支出投入规模相对较小，城乡资源配置不公；生产性支出和基础设施建设占比过高，科研和社会福利等支出占比较小。政府进行投资支出的信息透明化程度和市场化程度还相对低下，因而影响了农村公共支出促进农民收入增长、降低贫困和缩小城乡差距的整体绩效。
(3)政府对除经济增长指标之外的社会福利指标缺乏关注也在一定程度上降低了公共支出运用的社会效果。
基于此，政府应该考虑对公共支出的结构进行调整，并且采取有效措施将农村公共支出政策与金融政策相结合，提高资金的运用效率。我们认为，要改变公共支出效率低下，结构不合理状况，政府可考虑采取以下相关措施。
首先，从支出总量而言，在改变城乡二元支出结构，扩大农村公共支出规模的同时，应积极引导私人资金和金融机构资金进入农业生产性支出和农村基础设施建设的领域，并以此为契机改善公共支出的管理和运用效率。国家公共支出与金融资金的结合不仅可以将市场机制和市场竞争规则引入公共资金运用领域，提高国家财政资金的运用效率，还可以在一定程度上弥补农村建设资金的相对不足。将公共支出政策与金融政策相结合的方式十分丰富。国家财政可以建立相关的信用机构，直接为农民提供农村小额信贷，或者间接为农民提供小额信贷的信用担保和利息补贴；政府还可以为正规和非正规的农村金融组织的发展提供税收优惠和其他优惠政策；推进农业发展银行等政策性、开发性金融机构的商业化改革，降低其资产负债管理风险，提高其运作效率，更好地为农民服务；同时，政府还可以考虑采取官商合办(BOT)方式进行农业基础设施建设以及其他农业综合开发项目，以缓解自身财政资金不足和运用市场化程度低下、效率不高等问题。
其次，从支出结构而言，应该适当调整国家财政对农业公共支出的结构。在增加农村公共支出总量的同时，提高在科技和农村救济等方面的支出比例。在此基础上，政府还应该采取措施积极推行城乡一体化的社会保障政策，并考虑进一步将农村居民统筹进入社会养老保险、医疗保险和最低收入的保障范畴之内，从而更加有效地发挥政府在促进实现公平的经济增长方面的作用。此外，在利用公共支出政策对收入进行调节的同时，可以借鉴发达国家的相关经验，根据农业生产物价指数和农业生产资料价格指数的变动情况，对生产者进行更大规模的、针对生产资料和农产品的直接价格补贴，充分发挥市场对资源配置和农业生产的调节作用。
另外，鉴于人均灌溉面积和土地肥力等环境因素对农村经济发展和农村收入提高具有正面影响，应考虑将更多公共支出资金用于农业生产的环境保护。例如，增加环保资金投入，增强土地肥力，防止土地盐碱化、沙漠化，保护水源，改善水质及增加灌溉投资等。
附表1 拟协整检验的各变量平稳性
注：检验类型的选择标准为AIC准则。判断稳定性的标准为是否通过了10%的显著性检验。
附表2 多变量Johanson协整检验
注：**表示在5%的显著性水平上拒绝原假设；*表示在1%的显著性水平上拒绝原假设。
附表3 Cranger因果检验中各变量的平稳性
注：检验类型的选择标准为AIC准则。判断稳定性的标准为是否通过了10%的显著性检验。
注释：
①张红宇(2004)也认为，要平抑城乡收入差距，促进农民收入可持续增长机制的形成，除去工业化过程中经济发展运行的自身规律可以在漫长的时期内自动弥合这种差距外，政府的作用更为明显。
②姚耀军和丕禅(2004)将农业净支出定义为，农业财政支出减去农业各税。
③在计量分析部分，我们将进一步对该支出体系的合理性进行深入探讨。
④在发达国家中，生产性直接投资主要用于对贫困落后地区的扶贫项目投资上，如欧盟的相关政策。
⑤中国政府财政统计核算体系(GFS)中将政府的职能分为提供一般性服务、公共和社会服务、经济服务和其他服务4大类。其中，一般性服务包括全部财政服务、一般人事政策、集中购买和供应服务、外事活动、国防活动及社会治安；公共和社会服务包括教育、保健、社会保障、福利服务、住房服务、社区开发、卫生服务等；经济服务的目标包括为发展经济、调整地区不平衡、创造就业机会等；其他服务包括公共债务的利息支出和经销成本，以及向政府其他机构的一般性转移。
⑥有学者建议采用以“城市人口与农村人口之比”计算的城市化率指标来反映城市化、工业化和城乡劳动力流动对农村家庭收入的影响。但是，我们认为，城市化率的变化只能反映城乡之间的户籍迁徙状况，而真正对农村家庭收入产生影响的是城乡之间的非户籍流动，因此，运用该指标可能会出现结构上的偏差。
⑦我们发现，通过变量选择程序得到的最终结果中，农村机械总动力和农业生产化肥施用量并不同时存在于一个回归方程中。也就是说，在方程中同时加入这两个解释变量并不能显著的提高回归方程的解释能力。这也在一定程度上印证了之前关于“这两个变量均是反映农业生产资本投入的指标”的判断。它们在回归方程中是可以相互替代的指标。
⑧我们进一步对MACH、FIELD1、FIELD2、GOV与农民收入增量D(INCOME,1)以及HF、FIELD1、FIELD2、GOV与农民收入的增量D(INCOME,1)这两组变量进行了多变量的Johansen协整检验。结果表明，上述两组时间序列变量之间存在协整关系（见附表1、附表2）。
⑨王小鲁、樊纲(2000)的计算方法为K[,t]（1952年不变价格）＝（I[,t －折旧）／固定资本投资价格指数＋K[,t-1]（1952年不变价格）；沈坤荣、李剑(2003)则在估算资本存量时考虑存货的因素。
⑩具体措施将在政策建议部分进行探讨。
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