财政支农投入的农村减贫效应研究——基于中国改革开放30年的考察，本文主要内容关键词为：支农论文,效应论文,中国改革开放论文,财政论文,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、引言与相关文献回顾
从许多文献和政府报告中，我们经常可以看到这样的描述：“新中国成立以来，中国政府制定和实施了一系列的财政支农扶贫政策，并逐年加大扶贫资金投入，使农村贫困人口大幅减少，农村贫困发生率迅速下降。”显然，这并不是一个严谨的推断(章元等，2008)。从中国农村减贫发展实践来看，改革开放30年来，财政支农资金投入大幅度增加的同时伴随着农村贫困人口的快速减少。但是，这并不必然表明财政支农投入增加与农村减贫之间存在因果关系。中国农村贫困产生的原因是复杂多样的，导致农村贫困减少的因素也很多，财政支农投入仅仅是其中的一个方面。要考察财政支农投入的减贫效果，需要准确的计量分析和检验。
由于中国农村贫困成因的复杂性和多样性，目前，关于农村贫困成因特别是贫困成因的机制分析略显不足，但仍取得了显著成果。一些学者认为，资源匮乏、土地贫瘠和水资源短缺，造成了中国农村贫困人口主要集聚于华北平原的几个省份，特别是这些省份的农村公共产品投资影响了农业产出、农产品价格、非农就业等因素，进而成为贫困的重要决定因素(Fan，et al，2000；林伯强，2005)。一项覆盖19个省，包含8000个家庭的农户调查数据分析发现，空间差异是家庭贫困的决定因素，家庭的贫困状况高度依赖于所在的地理位置，少数民族家庭陷入贫困的概率更高；此外，中国的农村贫困还与人口因素有关，并依赖于家庭从事的活动、拥有的资产和控制的资源(Gustafsson等，2002)。有研究发现，农村贫困不仅仅发生在遥远和资源短缺的地区，在拥有丰富资源禀赋的地区，当缺乏足够的基础设施和技术服务时，仍然会产生贫困(Gustafsson，et al，1998)。从以上研究可以看出，不同时期影响贫困产生的因素差别较大，从农户层面看，所拥有的物质资本和人力资本，以及家庭所处的地理位置对于贫困形成有重要影响，而宏观因素对农户贫困的影响分析稍显不足。
关于中国财政支农和扶贫政策效果的评价，很多学者做出了突出贡献。Park等(1998)利用中国所有县的数据分析发现，1985-1992年间的扶贫投入使人均收入每年增加2.28％，1992-1995年间人均收入增加0.91％。但也有研究指出，Park(1998)的估计可能在相当程度上夸大了扶贫项目的影响，因为他们并没有把所有的扶贫公共支出都计算在内(世界银行，2001)。
此外，Jyotsna等(2000)将贫困分解为暂时性贫困和慢性贫困，并对二者的决定因素做了研究，发现永久性贫困与暂时性贫困的决定因素差异较大，他们指出，中国政府的扶贫措施更强调缓解慢性贫困而非暂时性贫困，并认为开发式扶贫措施有助于慢性贫困，但对暂时性贫困无能为力。同时，Rozelle(2000)运用四川和陕西的数据分析了贫困降低的原因，认为中国的经济增长能够解释绝大部分的农村贫困缓解原因，而中国的扶贫政策对减少贫困几乎没有作用；另一项针对各种扶贫措施的研究也发现，众多的财政支农投入中，扶贫贷款对减贫的作用最小，政府的反贫困项目对农村减贫效果不佳的原因在于，目标瞄准机制的低效率以及对资金的错误使用(Fan，2003)。
早期研究中，关于中国财政支农对农村减贫效果的评价，显得不是很乐观。从最近的研究我们发现，中国的扶贫计划确实在贫困地区得到实施，而且扶贫计划对经济增长做出了重大贡献，有利于农村贫困的减少，但是还有许多贫困地区被忽视于政策的各种扶贫计划之外(张林秀，2003)；此外，在控制初始条件①以及地理、民族和政治地位的影响后发现，对农户的直接生产和创收性扶贫投资在短期内对农户收入的增加有明显的作用，基础设施投资在短期内对收入增长没有显著的影响，所有扶贫投资在短期内对贫困人口的减少在统计上都没有显著的影响，一定程度上反映了扶贫投资所带来的收入增长的好处可能并没有平等地为穷人分享(汪三贵，2004，黄季焜等，2005)；然而，林伯强(2005)发现，在农村教育，农业研发，包括水利、公路、电力和通讯的农村基础设施上的投资促进了农村生产率增长，减少了农村贫困与地区间的不平等。尽管财政支农投入有效地激励了农村收入增长，这一点得到了学者的认可，但是，财政支农投入对相对严重贫困的农村地区收入增长的激励效果并不显著，经济的高速增长也不能够自动地缓解贫困，财政支农投入的增长效应和不平等效应共同决定了中国农村贫困地区的减贫效果，进一步提高财政支农的减贫效率也需要采取瞄准式的扶贫措施来解决(阮敬，2007；刘穷志，2008)。
财政支农投入对中国农村减贫的效果，很大程度上取决于财政支农政策的制度设计和执行效率。政府干预并不一定导致福利的帕累托改进或最优，中国财政支农政策能否实现资源最优配置，取决于目标制定准确地将农民对公共产品的消费需求集合为“社会”需求，同时还取决于财政支农政策准确和到位的执行(李焕章等，2004)。在我国财政支农政策的制度安排上，政策目标的决策过程有明显自上而下的特征，在政策制定的过程中，作为财政支农政策受益者的贫困农户，因人数多且分散而陷入“集体行动困境”和过高的“内部交易费用”，难以形成有较强组织能力的团体，而被排除在目标决策程序之外；决策者掌握的贫困农户对公共物品偏好的信息不足，导致政策决策出现失灵现象(李容，2003)。就财政支农过程而言，由于政府决策层和行政执行系统有不同的行为方式，二者在动机、压力、利益导向方面有较大差异；另外，一些贫困地区的公共支出“急功近利”，热衷于投资见效快、易出政绩的产业项目和看得见、摸得着的“硬性”公共产品，而忽视了长期的、具有战略意义的项目和技术性、人力资本提升的“软性”公共产品(李秉龙等，2003)。
从以上分析可以看出，对财政支农的农村减贫效果评价，目前有了较多的研究，但是宏观层次的财政支农投入与农村减贫的关系，特别是短期内财政投入的增加与农村贫困人口减少之间的计量因果关系分析，尚有欠缺，这正是本文研究的基点。
二、财政支农减贫的理论基础
从农户收入贫困层次上看，财政支农对农村减贫的作用途径主要有两种：一是通过促进农业增长来提高农户的收入水平，从而使农户摆脱贫困；二是通过政府的财政直接转移支付以提高农户的直接收入(如种粮补贴等)。可以将农村贫困方程简单设定为农业收入和非农收入的函数(见式(1))，当农户的纯收入低于贫困线时，定义为贫困农户；贫困方程中的C为农户的非农收入，为了分析其它变量的作用，假设它是以固定增长速度上升的常量；Y为农业生产函数，按照生产函数的传统分析框架，这里把财政支农支出作为一项“投入”引入生产函数模型。因此，反映财政支农投入和农业产出增长关系的生产函数可以表示为方程(2)，财政支农减贫和农业生产函数关系的一般方程为：
PI(FI)=Af(FI(Y，C)) (1)
Y=f(K，L) (2)
其中，PI表示农户的贫困特征，FI表示农户的纯收入，A表示一定经济条件下的技术水平和社会特征，Y是农业总产出，K是总的资本投入，L是劳动投入。
首先，分析财政支农投入对农业产出增长的作用机理，本文借鉴Odedokun(1992)的经济效率模型与Greenwood等(1990)的产出增长率模型，并结合贫困方程进行讨论。
Odedokun(1992)认为，经济增长取决于资本的增加和经济效率的提高，用模型表示为：
ΔY/Y=EE(ΔK/Y) (3)
其中：ΔY是产出的增加量；EE表示经济效率，等同于资源利用效率，由增加的产出-资本比率(ΔY/ΔK)表示，ΔK表示增加的资本。根据方程(3)，财政支农投入对农业增长产生影响，是通过可投资资源的变化(ΔK/Y)或资源利用效率(EE)的变化甚至二者的同时变化来实现的。
产出增长率模型是借助投资效率来说明财政支农投入对农业增长的作用机理。简单而言，产出是资本K和劳动力L的生产函数，为了单独衡量资本对产出增长的作用，按照Parente等(1991)的做法，可以对劳动力投入施加一个容量限制
，那么有：
由于产出的增长率就等于资本存量的增长率，由式(8)可进一步得出产出的增长为：
通过以上推导，可以得出：在其他因素不变的情况下，财政支农投入的农村减贫边际效应呈现递减规律。我国农村减贫的发展实践显示，改革开放后很长一段时间内，农村贫困人口迅速下降，但最近几年下降的幅度减小，并在2003年出现了反弹现象，而财政支农投入却是不断增加的。
然而，农村减贫是由很多因素共同作用的结果：一方面，我国宏观经济增长的环境为农村减贫提供了良好的基础；另一方面，政府部门的减贫项目瞄准对象上，存在“政绩”激励选择的偏好，政府项目更倾向于瞄准那些距离贫困线较近的贫困户，从贫困人口数上看，会带来更好的减贫效果。因此，对于财政支农对农村减贫的效果，要求从以下两个方面进行深入分析：一是宏观层次上，对财政支农项目的减贫效应进行量化分析；二是微观层面上，对细分的财政支农项目的减贫效果做整体评价。
三、数据与方法
(一)指标选择与数据说明
根据理论模型的设定，在区分模型中内生变量和外生变量的基础上，这里仅对模型涉及的内生变量指标进行简单讨论。
农村贫困情况(PI)。主要是以农村贫困人口或农村贫困发生率来衡量。关于农村贫困人口或农村贫困发生率的分析和计量研究较多，这里不做具体讨论。本文中的PI用农村贫困人口数量表示。
农村人均纯收入(FI)和农业产值(Y)。FI以中国1978-2008年价格调整后的农村居民人均纯收入来衡量，图1显示了农村居民人均纯收入的变化趋势。Y以不变价格计算的第一产业GDP表示，图2显示了农业增加值的增长趋势。
农业投入可以区分为私人投入和公共投入两类。私人投入由农户决定。现阶段，土地投入既面临着土地资源总量的刚性约束，又缺乏有效的土地流转机制，土地投入基本上是一个常量；在一定的生产技术条件下，各地、各主要作物单位土地面积上的劳动力使用量基本上也是一个定量(朱晶，2003)。因此，计量分析时没有将土地和劳动力作为解释变量。农户可支配收入的增长会带来农业投资的增加，选择以上一期的农村居民人均纯收入
作为资本投入的替代变量，而农户的短期私人投入以化肥、农药、机械动力等为主，若把此类变量也引入方程会引起严重的多重共线性问题(李焕章等，2004)，因此，模型中不包含这些变量。朱晶(2003)、李焕章等(2004)、钱克明(2005)认为，涉农公共投入主要由财政支农支出转化而来，本部分借鉴前人的研究，选用“宽口径”的财政支农投入结构数据进行计量分析。财政支农投入主要包含：支农支出(ZNE)、农业基本建设支出(JJE)、农业科技三项费用(KJE)和农村救济费(JUE)。图3显示了财政支农投入构成的变动及增长趋势。
分析所使用的数据主要来源于《中国农村贫困监测报告》(2001-2009年)、《中国统计年鉴》(1985-2009年)、《新中国五十年、六十年统计资料汇编》(中国统计出版社1999年版、2009年版)和“国研网”数据库等。
图1 农民人均收入变化情况
图2 农业产值增加情况
图3 按“宽口径”划分的财政用于农业支持的变化情况
(二)分析方法
由图1、图2和图3反映的农村居民纯收入、农业产值增长和财政支农变动趋势，可以看出，各个变量都具有很强的上升趋势，极有可能是非平稳时间序列数据。运用Johansen-Juselius(JJ)检验来验证变量之间的协整关系。通过内生变量之间的协整分析，将进一步建立向量误差修正模型(ECM)进行变量之间的短期因果关系分析。模型变量最优滞后时间长度的确定，是通过AIC和SC信息准则来实现的，在AIC和SC的信息准则中要求值越小越好。
四、财政支农减贫的实证分析
(一)内生变量的平稳性检验
首先，对农村贫困人口数据、农村居民人均纯收入、农业产出增加值、支农支出、农业基本建设支出、农业科技三项费用和农村救济费用取对数，把呈指数趋势增长的经济时间序列转化为线性趋势，分别用1nPI、lnFI、lnYG、lnZNE、lnJJE、lnKJE、lnJUE表示。
然后，对各个内生变量进行ADF单位根检验，检验结果(见表1)表明，这几个序列都是单位根过程，即为非平稳过程。对于非平稳变量我们采用差分法处理，表1显示，经一阶差分处理后，各个变量②的数据序列在1％或10％的显著水平上是平稳的，同时也是一阶单整的。同阶单整保障了模型的设定与协整检验的进行。
(二)协整检验结果
根据AIC和SC准则，可以确定lnPI、lnFI与相关变量的VAR模型最优滞后期数为1；另外，通过对残差项Q的统计检验和怀特检验得出VAR(1)模型拟合度较高，残差序列具有平稳性，并通过对模型滞后结构的单位根检验，没有单位根落在圆外，表明设定的模型是稳定和最优的。协整检验的具体结果见表2。
根据协整检验结果，在考察的样本区间内，lnPI与lnFI、lnZNE、InJJE、lnKJE、lnJUE之间存在协整关系或长期均衡关系。由向量误差修正模型(ECM)得到均衡向量关系如下：
其中，括号内为变量估计系数的标准差。回归结果表明，各个变量之间存在长期均衡关系，并且各个解释变量的系数反映了影响被解释变量的长期弹性。从式中看出，1978-2008年，农村居民人均纯收入对农村贫困人口的减少具有正的弹性，为0.7667，农村居民人均收入的提高有利于农村贫困的缓解；支农支出和农村救济费用对农村减贫也有正的弹性，分别为0.5149和0.8781，说明财政支农投入中的支农支出和农村救济费用资金的使用对农村减贫是有效率的；而农业基本建设支出和农业科技三项费用的估计系数为负的弹性，说明二者对农村减贫并没有产生积极的影响，资金的配置并不是有效率的。通过对财政支农投入构成对农村减贫的影响进行加总，发现财政支农投入的整体减贫效率不高。
同时，协整检验结果也显示，lnFI与lnZNE、lnJJE、lnKJE、lnJUE之间存在协整关系或长期均衡关系。根据向量误差修正模型得到均衡向量为：
结果表明，1978-2008年，农村居民人均纯收入与财政支农投入构成变量之间也存在长期均衡关系。已知若财政支农资金的配置对农村居民人均收入的提高是有效率的，那么变量的系数也将为正。估计方程中，支农支出和农村救济费用对农村居民人均收入的弹性系数都为正值，分别为2.6319和0.075 1，说明二者对农村居民人均收入的提高有积极的作用，而且二者资金的配置也是有效率的；而农业基本建设支出和农业科技三项费用的估计弹性系数为负值，表明二者对农户收入的提高作用并不明显，并且资金的配置是缺乏效率的。总体上，财政支农投入构成对农户收入的提高弹性系数为正值，说明整体上财政支农投入有利于农户收入提高，并且资金配置也是有效率的。
(三)误差修正模型(ECM)分析
协整检验的结果显示，改革开放30年中，中国农村贫困人口的减少与农村人均纯收入、财政支农投入之间存在长期稳定的均衡关系，农村人均纯收入与财政支农投入也存在长期的稳定均衡关系，然而，这些关系是否构成短期效应，需要通过进一步检验。格兰杰因果关系检验结果如表3显示。最优滞后期情况下，在ln PI方程中，Δln FI、ΔlnZNE、ΔlnJJE、ΔlnKJE、ΔlnJUE都不是ΔlnPI的格兰杰原因，这说明：在短期内，农村人均收入的增长、支农支出资金的增长、农业基本建设支出增长、农业科技三项费用增长和农村救济费用增长与农村减贫没有直接的因果关系，财政支农投入的增长并不是农村贫困人口减少的根本原因。
在ΔlnFI方程中，ΔlnZNE、ΔlnJJE、ΔlnJUE都不是ΔlnFI的格兰杰原因，这说明：短期内，支农支出资金的增长、农业基本建设支出增长和农村救济费用增长与农村人均收入的提高没有直接的因果关系；而在10％的显著水平下，短期内，ΔlnKJE是ΔlnFI的格兰杰原因，农业科技费用是农民收入提高的正向原因。
(四)脉冲响应
对VAR模型的协整检验和因果关系检验后，为了防止VAR模型因变量顺序变化对冲击响应函数带来的敏感性，采取检验两个变量间关系的一般冲击响应作为回避正交化响应变量顺序依赖性的方法，分别建立lnPI方程和lnFI方程进行分析。图4和图5分别显示了农村贫困人口波动和农村人均收入波动对其他内生变量冲击的响应关系。
图4 相关影响变量冲击引起农村贫困人口变动的响应函数
在图4中，横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位：年度)，纵轴表示贫困人口的年度波动，曲线表示脉冲响应函数，反映了农村贫困人口波动对各变量变动的反应。可以看出：农村人均收入变动时，对农村减贫有一个正的冲击并在第3期到达峰值，随后逐渐下降，并在第9期对农村减贫的作用消失；支农支出变动对农村减贫波动有一个负的冲击，在第5期趋于稳定；农业基本建设支出变动对农村贫困人口波动在前5期为负冲击，而后作用消失；农村科技三项费用支出变动对农村贫困人口波动的冲击为负并逐步接近于零；农村救济费用对农村贫困人口波动的冲击在前3期为正，在第6期下降到最低值并维持稳定。
图5 相关影响变量冲击引起农户人均纯收入变动的响应函数
在图5中，横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位：年度)，纵轴表示农村居民人均收入的年度波动，曲线表示脉冲响应函数，反映了农村人均收入波动对各变量变动的反应。可以看出：支农支出变动时，对农村人均收入波动有正的冲击作用并逐步增强；农业基本建设支出变动对农村人均收入波动在前2期为负冲击，而后转化为正并在第7期稳定；农村科技三项费用支出变动对农村人均收入波动的冲击在前3期为负，以后为正并逐年增长；农村救济费用对农村人均收入波动的冲击开始为负并迅速在第2期转正并达到峰值，而后出现波动趋势。对于整体效果而言，财政支农支出的前几期对农村减贫效果的影响较为显著，而随着时间的推移，财政支农的减贫效应逐渐趋于零。对于我国农村减贫的可持续性而言，持续的财政支农投入增长显得尤为必要。实证分析结果和理论分析结果具有明显的一致性。
五、结论与政策含义
从理论分析得出结论：加大财政支农投入并提高财政支农资金的配置效率，有利于提高农业产出生产率和增加农村居民的人均纯收入水平，从而起到减少农村贫困人口的作用。
通过对贫困方程的深入推导，我们还发现：在特定的经济环境和技术水平约束下，农村财政支农投入的减贫效应是趋于稳定的，也就是说，财政支农减贫的边际效应呈现出了边际递减规律，长期财政支农投入的减贫效果趋近于零。实证结果显示：中国改革开放的30年间，财政支农投入总体上对农村贫困缓解起到了积极作用。长期内，财政支农与农村减贫之间存在均衡关系；短期内，财政支农投入对农村减贫的作用效果明显，而这种减贫效果随着时间推移逐渐减弱。从财政支农投入构成上看，支农支出和农村救济费用对农村减贫具有正的弹性，资金减贫的效率也较高，而农业基本建设支出和农业科技三项费用的增加无助于农村贫困人口的减少，反而显示出抑制作用，显然这一结论有悖于政策制定的初衷，但这并不是否定了财政支农投入中用于农业基本建设支出和农业科技三项费用的支出，而是反映了资金配置效率低下的问题，这对政府提高该领域的财政支农资金配置效率具有重要的政策含义。
综上，从农户收入增长和农村减贫的角度看，政府实施并加强财政支农投入的力度是十分必要的，财政支农投入的持续增长，一方面影响了农村减贫的可持续性，另一方面对经济脆弱农户“返贫”能够起到重要的阻止作用。
注释：
①1998年期初的人均收入、人均粮食产量和工业比重。
②lnYG为二阶单整，构建VAR模型时，将此变量剔除。另外，现实中lnYG与lnFI也存在严重的共线性问题，应该剔除。
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