财政金融支农政策的总体效应与时空差异——基于中国省际面板数据的研究，本文主要内容关键词为：财政金融论文,支农论文,中国论文,效应论文,面板论文，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、引言
理论和历史的逻辑无一不清楚地表明，中国国情下的农村经济发展，无论在理论和实践上，对中国经济和社会发展都具有特殊的重要意义，农村经济推动着中国经济以独特的“中国模式”创造“中国奇迹”。然而，20世纪90年代（尤其后半期）以来，农村经济发展出现了与国民经济发展不相适应的情况。1978—2008年中国经济年平均实际增长9.8％，人均GDP增长了近12倍，而农民实际收入仅增长了近8倍，年平均增长率仅为7.1％；城乡居民收入绝对差距从209.8元扩大到11020.1元，比值由80年代初期的1.8∶1、90年代中期的2.5∶1扩大到2008年的3.3∶1，如果考虑到农民收入中的实物部分，实际收入差距可能为6～7∶1。农村经济与国民经济的不协调，不仅导致农村发展遇到了前所未有的困难和矛盾，而且使农村经济成为影响全体社会成员利益、制约国民经济发展全局的关键问题，成为社会关注的热点、政治决策的重点和理论研究的难点。这一问题得到了中央高度重视，2004～2010年中央一号文件连续锁定“三农”，加大了财政金融政策对农村发展的支持力度。一方面，政府用于农业的支出不断加大，并积极推进农村改革与发展，数据显示，2009年中央财政用于“三农”的支出为7253亿元，同比增长21.8％；同时，金融支农力度也不断加大，2009年末全口径涉农贷款余额9.14万亿元，占同期各项贷款余额的21.5％，余额同比增长32.3％。
财政金融支农政策在农业、农村经济发展中的作用一直是国外研究的热点问题。早在20世纪60年代，Lewis、Schultz、Todaro等就强调政府应利用财政金融政策对传统农业进行改造，促进农业、农村经济发展。此后，Ghatak和Ingersent（1984）、Hayami和Ruttan（1985）、Barro（1992）、Munnel（1992）、Tatom（1993）、Gramlich（1994）、Holtz-Eakin（1994）、Evans和Karras（1994）、Garcia-Mila（1996）、Darrat（1999）等先后对发展中国家政府财政金融政策在农业和农村发展中的积极作用进行了分析，并论述了政府利用财政金融手段促进农村发展的机理。进入21世纪后，越来越多的研究表明，发展中国家的财政金融支农政策不仅有其积极的一面，也有可能产生负面影响。Koester（2000）认为经济转型国家由于缺乏有效的金融市场体系，国家的财政、金融部门对农村资金的配置效率是较低的。Jensen（2000）进一步分析了政府资助的农业信贷体系对信贷市场的扭曲，认为发展中国家政府主导的农业信贷体系在促进农业投资方面缺乏效率，而发达国家的市场化融资方式和国家的必要干预措施明显更有效。Townsend（2001）则认为在农业单位缺乏必要的风险管理的情况下，金融部门对农业的信贷支持将下降，政府依赖政策因素推动的农业信贷会增大农村金融风险，而且效率也较低。Rioja和Valev（2004）利用1960—1995年74个国家的数据进行分析表明金融政策实施效应并不一定是正面的，即使促进了经济增长，其程度也是有区别的，在经济处于初级水平的地区影响可能是负面的。Jim（2005）指出政府在促进农业信贷和农村资本形成中发挥积极作用，但也强调不同地区经济条件的差异可能造成政策效果存在差别。Allanson（2006）以苏格兰为例，运用基尼系数实证分析了政府支持政策对农场收入再分配效应，发现将政府财政支农政策作为再分配工具是低效的，而且容易在经济基础不同地区的农场产生一种横向不公平。
国内学者对财政金融支农政策与农业、农村经济发展的相关问题也做了大量的研究。赵人伟、李实（1997）从农产品低价收购、农业税、个人所得税、城市补贴减少、城市居民福利转化为个人财产等角度解释了财政支农政策对缩小城乡收入差距、促进农村经济发展的重要性。潘敏、夏频（2002）则指出纵向控制的、条状的金融体系以及贷款风险硬约束、存款成本软约束的激励机制使金融支农政策的效果难以有效发挥。张杰（2003）认为，在低收入发展中国家政府常被赋予扶持农业信贷的重要责任，但它们为农民所提供的越来越低息的信贷对于刺激农业发展的效果却微乎其微；同农业研究和推广投资或其他社会资本投资的收益比较，用于农业信贷的资源极少产生令人满意的结果。李实（2003）指出通过财政政策推行农副产品价格控制以及对农民不合理的税负增加了农民缩小收入差距的困难。马拴友、于红霞（2003）的研究表明，通过分税制体制下的财政转移支付和税收返还，现有的财政转移支付政策具有显著的反均等化效应和挤出效应。傅道忠（200a）认为现有的财政收支政策拉大了城乡发展差距，并使二元社会结构固定化。冷志杰等（2005）研究发现，增加财政支农的总量和提高财政支农的结构效率能够有效提高农民收入、缩小城乡收入差距和推进农村市场化。孙长清、李晖（2006）认为农业经济的发展需要财政支农政策的支持，但应合理配置财政支农结构。龙海明（2008）提出我国农村正规金融对农村经济的支持力度必须达到一定临界水平才能实现二者的良性循环。温涛、熊德平（2008）认为我国农业和农村经济发展存在资金投入不足和资金配置低效率的双重瓶颈，西部地区的农村表现尤为明显，而对农业和农村的投资绝非是简单的资金注入过程。冉光和（2009）指出农村经济发展的现状决定了财政支农和金融支农都无法单独解决农村经济发展的资金瓶颈，因此应整合财政金融支农政策，提升支农政策的杠杆效应，在此基础上加大支农资金规模，大幅度提升支农整体能力。
从国内外的相关研究可以看出，分析财政金融支农政策对农业和农村经济发展作用效果的文献颇为丰硕，但将二者支农效应进行单独分析的居多，充分考虑财政金融支农政策整体效应的较少；即便一些研究将二者结合起来也主要是从财政金融支农惠农的总体角度进行时间序列分析，没有充分考虑到我国地域广阔、各地区间由于自然地理和社会经济条件不同而导致政策实施效应可能具有显著差异。此外，从2004年以来我国连续多年加大了财政金融支农的政策扶持力度，然而对这一阶段政策的实施效应还缺乏有效总结和回顾，因而支农政策实施中的问题也就难以明确。基于此，本文将利用面板数据对财政金融支农政策总体效应、阶段效应和区域差异进行实证，从而对我国财政金融支农政策实施情况进行全面分析。
二、模型、变量及数据说明
为分析财政金融支农政策的作用机理，本文在这里引入了Odedokun（1992）的经济效率模型与Greenwood and Jovanvic（1990）提出的产出增长率模型。在经济效率模型中，经济增长取决于资本的增加和效率的提高：
ΔY/Y＝RE（ΔK/Y） （1）
其中，ΔY是增加的产出，Y是总产出；RE被定义为经济效率，即资源利用效率，由增加的产出—资本比率（ΔY/ΔK）来代表；ΔK表示增加的资本，K是总的资本投入。根据模型（1）可知，经济的增长是通过资源利用效率（RE）变化或可投资资源（ΔK/Y）变化或二者共同变化实现。
在分析经济增长时，我们引入了总生产函数的传统分析框架，即产出是资本和劳动力的函数：
Y＝F（K，L） （2）
对（7）式两边同时除以m，可以得到农业、农村的人均产出模型。在这一模型中，用农村居民人均家庭经营收入（FR）替代农村人均产出，可以进一步构建财政金融支农政策作用于农民收入的方程：
根据前述分析，模型（9）中，财政支农政策效应的考核用财政支农资金变量（CZ）替代，金融支农政策效应的考核用农业信贷变量（TZ）替代，农户自有资金效率的考核用农户投资变量（XD）替代。为克服计量分析中仅用时间序列和截面资料不能满足大样本从而降低结论可信度的困难，本研究将采用面板数据分析方法。考虑到影响经济增长的因素很多，对模型（9）引入相应的控制变量控制非核心变量的影响，由此建立如下计量模型：
其中，i为省份，t为相应的年份，
为随机干扰项。下面给出计量方程各变量的含义及描述性统计（见表1）：
被解释标量：
：农村居民人均家庭经营收入。“三农”发展的关键在于农民增收，因此选择其作为农村经济发展衡量指标。数据来源于1998—2009年《中国统计年鉴》。
核心解释变量：
财政支农指标。反映财政政策对农村经济发展的支持力度。财政支农数据取自《中国财政年鉴》（1998—2009年）、《中国财政五十年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》（2009年），期间年鉴指标体系发生变化，为使各期数据具有可比性，本文的财政支农数据具体内涵如下：1997—2002年的财政支农为支援农村生产支出、农业综合开发支出和农林水利气象等部门的事业费支出三者之和；2003—2006年的财政支农为农业支出、林业支出和农林水利气象等部门的事业费支出三者之和，2007—2009年的财政支农为农林水事务支出。
：农业信贷指标，反映金融政策对农村经济发展的支持力度。本文用各省份农业贷款予以量化，数据来源于《新中国五十五年统计资料汇编》、各省份统计年鉴（2006—2009年）。
：农户自有资金投入指标，衡量农户自有资金对农村经济发展的支持度。由于统计数据中没有直接给出农户自有资金相应数据，本研究用扣除住宅投资后的农村农户固定资产投资代替。数据来源于《中国统计年鉴》（1998—2009年）。
向量CON表示其他控制变量，由于影响农村经济发展的因素较多，很难穷尽所有变量，所以本文只确定如下两个主要控制变量：
：第一产业从业人员规模。资本和劳动两大因素是决定经济增长的关键变量，第一产业从业人员似乎对总收入存在正的影响，而对人均收入不产生影响，但在中国这样一个人多地少、资本稀缺的国家，农村拥有大量剩余劳动力，而第一产业从业人员规模肯定对农村居民人均家庭经营收入具有一定的影响。2006年数据来源于各省份统计年鉴（2007年），其余数据来源于历年《中国统计年鉴》、《中国人口和就业统计年鉴》。
：农业生产条件指标，本研究用农业机械装机总动力予以量化。科学技术是第一生产力，农业机械化是先进生产力的代表，农业机械化水平对发展现代农业以及提高农民收入水平具有重要的意义。2006年数据来源于《中国农业统计年鉴》（2007年），其余年份数据来源于《中国统计年鉴》。
如式（10）所示，本文采用面板数据模型的分析方法，面板数据模型包含了个体、指标和时间三个方面的信息，在进行面板数据分析时，如果模型形式设定不正确，估计结果将与所要模拟的经济现实偏离甚远，因此首先应选择合适的模型。为此构造F统计量（在Eviews软件中称作冗余固定效应检验）：
三、实证结果分析
在做面板数据分析时首先应选择合适的模型，为此进行面板模型的F检验，如果F值大于临界值则摒弃混合模型，在此基础上进行Hausman随机效应检验，如果H值大于临界值即应选择个体同定效应模型，否则建立个体随机效应模型。
（一）财政金融支农政策的总体效应分析
为准确估计财政金融支农政策的总体效应，首先仅对核心解释变量回归；由于农村经济发展是诸多因素作用结果，再引入控制变量，并依据面板模型的F检验和随机效应检验结果选择合适的模型进行估计。表2给出了全国30个省份1997—2008年整体的估计结果。其中，模型（1）是农村居民人均家庭经营收入对核心解释变量（财政支农、农业信贷和农户投资）的回归结果。由于面板模型F检验统计量对应的p值趋近于0，故拒绝原假设（混合模型）；而个体随机效应的Hausman检验值，在1％的显著性水平下拒绝随机效应模型，因此建立个体固定效应模型是合适的。模型（1）给出了个体固定效应模型估计结果。农村经济发展受多种因素的影响，为了更准确地揭示支农政策的效应引入控制变量。模型（2）、（3）及（4）分别为农村居民人均家庭经营收入对核心解释变量和控制变量（第一产业从业人员与农业生产条件）的混合效应、个体固定效应和个体随机效应模型的拟合结果。由模型（3）中冗余固定效应检验的F值和模型（4）的Hausman检验结果可知，建立个体固定效应模型较为合适，因此认为模型（3）的回归结果较为准确。从拟合结果看，无论是否引入控制变量，以及选择何种模型估计，所得出的结论较为一致：1997—2008年，各省份财政支农、农业信贷和农户投资对农村经济发展具有显著正向效应。从效应的强弱看，各省份财政支农促进农民持续增收的效应最强，而农业信贷和农户投资的作用较弱，其系数分别为0.3470、0.0259和0.0361（参见模型（3）结果）。由于对变量做了对数处理，回归系数即为弹性，财政支农、农业信贷及农户投资每增长1个百分点，农村居民人均家庭经营收入分别增长0.3470％、0.0259％及0.0361％。因此，相对农业信贷和农户投资，财政支农对农村经济发展的促进效应更强。
从控制变量回归结果看，第一产业从业人员规模对农村居民人均家庭经营收入具有显著的负效应，且弹性为－0.1384，即第一产业从业人员每增长1％，农村居民人均家庭经营收入就下降0.1384％，这是因为，随着农业劳动生产率的提高，农业生产所需劳动力的数量不断降低，大量剩余劳动力的存在严重制约着农业的发展和农民收入水平的提高（丁守海，2006；赵慧卿等，2006）；同时，农民工资性收入于2003年超过农业收入，至2008年两者之比为1.23∶1①，第一产业从业人员的机会成本较高，因此第一产业从业人员规模与农村居民人均家庭经营收入成反比，农村剩余劳动力的转移有利于提高农民收入。农业机械装机总动力对农村经济发展具有显著的正效应，其弹性为0.0869，即农业机械装机总动力增长1％，农民收入将随之提高0.0869％。科学是第一生产力，农业机械化是现代农业的有机组成部分，对提高劳动生产率、提升农业生产质量都具有重要的作用，从而有利于农民的持续增收。
（二）财政金融支农政策的时期差异分析
2004年起中央“一号”文件连续锁定“三农”，加大对“三农”的投入力度，并于2004年起逐步降低农业税，实施工业反哺农业、城市支持农村和多予少取放活的方针。为探讨财政金融支农政策所注入资金的实际效应是否在2004年前后发生结构性变化，进行分阶段回归，同时为了更准确地估计模型，分别给出两个时期的农村居民纯收入仅对核心解释变量回归及引入控制变量后的回归结果（见表3）。从冗余固定效应检验和随机效应检验结果可知，无论是否引入控制变量，均拒绝混合效应和个体随机效应模型的原假设，建立个体同定效应模型是较为合适的，因此以模型I a和模型Ⅱa作为分析的基础。
总体来看，除农户投资外，其他解释变量对农民收入在前后两个阶段均有显著影响，但存在一定差异。财政支农效应在后一个阶段有所提高，弹性从0.2602上升至0.2919，表明财政支农政策在逐渐发挥作用；金融效应在后一个阶段有小幅度下降，其弹性下降了0.0315，这是因为金融发展对经济的促进作用具有规模效应，只有在金融部门发展到一定规模时，金融才会对经济增长产生显著的促进作用，而在此之前，金融发展对经济增长的影响是不确定的（Rioja和Valey，2004；龙海明等，2008）。从我国农村金融具体状况看，农村金融正处于改革的进程中，前后两个时期我国农村金融体系都不够完善，金融对农村经济增长的效应还处于不确定性阶段。农户投资在前后两个时期变化较为显著，1997—2003年农户投资效应不显著，而2004—2008年效应更显著，但作用较弱，弹性仅为0.0614。在前一个阶段，农民收入水平相对较低，在扣除必要的生活开支和预防性储蓄后投资能力有限；后一个阶段农民收入有了一定程度的提高，但面临的不确定性风险也在不断加大，同时教育和改善生活成本（如置办和修缮房产）大幅度提升②，使农户投资对农村经济发展虽然表现出一定的促进作用，但效应较弱。
（三）财政金融支农政策效应的区域差异分析
中国地域广阔，东部、中部和西部地区无论在自然地理条件还是在社会经济方面都具有显著差异，为探寻财政金融支农政策效应是否存在区域性差异，分别对东部、中部和西部进行实证分析，表4列出了三大区域农村居民人均家庭经营收入对核心解释变量以及引入控制变量后的回归结果。从面板模型的F检验和随机效应检验结果可知，除东部地区应建立个体随机效应模型外（Hausman检验无法拒绝原假设），中部和西部地区运用个体同定效应模型进行估计是较为合适的。
整体来看，财政金融支农资金的注入在三大区域均具有正效应，但存在明显的区域性差异（参见表4模型（2）、（4）、（6）结果）。财政支农效应在东部地区较强，其次为中部和西部地区，这是因为东部地区经济较发达，政府财政实力雄厚、支农能力远强于中部和西部地区，导致了Jim（2005）、Allanson（2006）所指出的由于不同地区经济条件差异所造成的政策效果存在差别和不公平现象。金融支农资金除在中部具有较显著的正向效应外，在东部和西部地区并不显著，而且西部地区的系数也最小。表明相对于东部和西部地区，中部地区农村金融建设取得了一定进展，金融支农政策的效果较好。究其原因，笔者认为西部经济较为落后，金融具有“嫌贫爱富”的本性，金融资源可能从落后的西部农村转移到城市或其他地区；东部经济较为发达，但其发展重心不在农业，大部分的资金和技术投向了城市金融体系，且农村金融体系自身因缺乏有效的后续管理往往导致部分农业贷款在利润的驱使下移为他用，由此导致金融资金支农效应在较发达的东部地区并不显著。农户投资效应除在东部地区不显著外，在中部和西部具有显著的正效应，这是因为东部农村地区经济相对于中部和西部较发达，市场较完善，农民将大量的剩余资金投向利润更丰厚的其他领域，而进行农业投资相对较少。
四、研究结论及政策含义
本文运用1997—2008年30个省份的面板数据对我同财政金融支农政策的总体效应与时空差异分析表明：
1.从长期看我国财政金融支农政策实施对农村经济发展均具有显著的正效应，但是相对于金融支农政策而言，财政支农政策对农村经济发展的促进作用较强，说明1997—2008年财政支农政策实施效果较好。资本匮乏是制约我国农村经济发展的关键因素，而财政金融支农政策的实施一定程度上有利于缓解农业发展、农民增收的资金瓶颈问题。因此，各级政府必须认真贯彻中央精神，继续加大对农业、农村生产的投入力度，充分发挥财政资金和政策“杠杆”作用，引导社会资金进入新农村建设，推进城乡统筹发展进程。
2.对比1997—2003年与2004—2008年前后两个阶段发现，2004年以后财政支农政策对农村经济发展的促进效应明显加强；而金融支农政策的促进效应不仅没有提升，反而有所下降，受不完善的农村金融体系制约，金融支农政策对农村经济的促进作用具有一定程度的不确定性。这一结论并不否定我国金融政策扶持农业和农村经济发展的必要性，所揭示的恰恰不是政府现行相关政策的错误，而证实了由于我国缺乏科学合理的农村金融体系而导致的金融支农政策运行效率低下这一事实。因此，充分发挥金融支农政策的功效，还必须尽快确立现代农村金融制度，健全农村金融市场，逐步完善农村金融体系，通过资金自主定价权、信贷补贴、税收优惠等措施以及完善有问题农村金融机构的退出标准，为金融服务“三农”提供连续的正向激励。
3.在自然地理和社会经济条件具有明显差异的现实背景下，我国财政金融支农政策效应存在明显的区域性差异。地方财政实力较为雄厚的东部地区，财政支农效应明显强于中部和西部地区，而受金融“嫌贫爱富”本性和农村金融改革滞后的影响，金融支农政策对西部农村经济发展的促进作用不仅不显著，而且也是三大区域中最弱的。由于财政金融政策实施存在区域性差异，制定支农、惠农政策时必须充分考虑这一特性，对各地区不能采取一刀切的模式，必须因地制宜、有的放矢地制定相关政策和制度。要加大财政政策对中西部地区城乡统筹的支持力度，防止因经济基础差距所导致的不公平问题，促进各地区协调发展；同时，要给中西部欠发达的农村地区开辟多种方式的金融支持渠道，充分利用开发性金融配合财政政策引导地方经济发展。
4.从其他变量分析的结果来看，提升农户自身投资能力、加快农村劳动力转移和提升农业生产的机械化程度对于促进农民收入增长具有重要的促进作用。各地区均应大力推进这些方面的工作，充分利用财政金融支农政策手段，根据各地区不同的经济发展水平和发展阶段、不同的金融服务需求、参差的农业生产布局和生产力发展水平，有效促进区域特色的农村财政金融服务创新；充分调动农民和企业积极性，积极探索农村投融资体制改革，推进制度创新适应农村市场经济主体的现实需求，不断增加农民收入、增强农民自身经济实力，促进农村劳动力有序转移，引导市场化投融资模式在农业、农村逐步确立，为最终构建现代农业发展模式、实现农村经济可持续发展奠定基础。
注释：
① 根据2009年《中国统计年鉴》计算而得
② 如收入增加以后，农民建房支出也大幅度增加
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