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

摘要:本文运用1978~2004年的数据,采用多变量回归和 Granger因果检验方法对农村 公共支出、农民收入增长以及城乡收入差距之间的关系进行实证研究。结果显示,国家财政的 农村支出对农民收入增长起到了一定的促进作用,但由于公共支出的管理、运用效率低下,其 作用在统计上并不十分显著;从支出结构看,与农业生产直接相关的生产性支出和基本建设 支出占比过高,而农业科研和社会福利等方面的支出过低,而且,由于政府重视程度不够和目 标偏差,使得政府公共支出在降低城乡收入差距上的作用不甚明显,从而限制了政府增进社 会福利功能的发挥,进而不利于公平增长的实现。在此基础上,本文进一步讨论了如何改变农 村公共支出结构以及如何将公共支出政策与农村金融政策相结合等问 题 快递公司问题件快递公司问题件货款处理关于圆的周长面积重点题型关于解方程组的题及答案关于南海问题 。 关键词:农村公共支出 农民收入 城乡收入差距 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(HuangandRozelle,1996;FanandPardey,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!"。因 此,我们认为,在发展农村金融, 规范 编程规范下载gsp规范下载钢格栅规范下载警徽规范下载建设厅规范下载 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。 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 □沈坤荣 张 王景 *此项研究得到国家社科基金(03BJL026)、国家自然科学基金(70473036)资助。此项研究也是国家社科基金重大 项目(05&ZD033)、国家教育部哲学社会科学创新基地“南京大学经济转型和发展研究中心”子课题“经济增长与结构 转型研究”的阶段性成果。 中国农村公共支出及其绩效分析 中国财政·金融论坛 30- - 《管理世界》(月刊) 2007年第 1期 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!"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 31- - 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。 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!"。 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#"。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 中国农村公共支出及其绩效分析 中国财政·金融论坛 32- - 《管理世界》(月刊) 2007年第 1期 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!"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: Yi=ALi1-αKiαG1-α 其中,A为技术,Li为生产者 i的劳动投 入,Ki为生产者i的资本投入,G为政府支出的 总量,0<α<1。 在生产性政府的拥挤模型中,他们假定对 于生产者i而言: Yi=AKif(G/Y) 其中,Y为经济的总产量;f'>0;在政府支 出总量不变的情况下,生产者数量的增加和经 济总产量的上升会引起G/Y下降,从而会导致 单个企业产量Yi的下降。因此,政府服务的拥 挤会对单个生产者的产出产生负面的影响。 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)。 33- - 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!"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 R2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R2老为原模型中的R2值,R2新为加入新变 量后的R2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 中国农村公共支出及其绩效分析 中国财政·金融论坛 34- - 《管理世界》(月刊) 2007年第 1期 性程度以及各单变量回归方程的R2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。 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)!"(见表7)。 方程(17): 35- - INCOME=β0+β1HF+β2FIELD1+β3FIELD2 +β4GOV+β5INCOME(-1)+β6INCOME(-2) +β7INCOME(-3)+β8INCOME(-4)+εt 方程(18): INCOME=β0+β1MACH+β2FIELD1+β3FIELD2 +β4GOV+β5INCOME(-1)+β6INCOME(-2) +β7INCOME(-3)+β8INCOME(-4)+εt 其中εt为残差项,服从白噪声过程。 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 excel标准偏差excel标准偏差函数exl标准差函数国标检验抽样标准表免费下载红头文件格式标准下载 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 Jo- hansen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!"。 (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#"(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 中国农村公共支出及其绩效分析 中国财政·金融论坛 36- - 《管理世界》(月刊) 2007年第 1期 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。 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!"#。 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 37- - 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。 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 中国农村公共支出及其绩效分析 中国财政·金融论坛 38- - 《管理世界》(月刊) 2007年第 1期 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,更好的为农民服务;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。 (作者单位:南京大学商学院、长三角发展研究 中心;责任编辑:蒋东生) 注释 !"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。 #"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。 $"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。 %"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。 &"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。 ’"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。 ("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。 )"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)。 *"王小鲁、樊纲(2000)的计算方法为 Kt(1952年不变价格) =(It-折旧)/固定资本投资价格指数+Kt-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。 +,"具体措施将在政策建议部分进行探讨。 参考文献 (1)FanS.,1991,“EffectsofTechnologicalChangeandIn- stitutionalReformonProductionGrowthinChineseAgriculture”, Am.f.Agric.Econ.73,pp.266~275. 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Althoughtheresearch methodthattreatseconomicinstitutionasanexteriorfactorhassomelimitations,itisoftheoreticsignifi- canceandpracticalimportancetoenrichingtraditionaleconomicgrowththeoriesandtoshowingtheimpact ofeconomicinstitutionaltransformationuponeconomicgrowth. AnAnalysisofChina’sExpenditureinRuralAreasandofthePerformancethereof byShenKunrongandZhangJing Bytheuseofthedataof1978to2004,bymeansofmultivariableregressionandadoptingthemethod ofGranger’scausaltest,wehavemadeacasestudyoftherelationshipbetweenruralpublicexpenditure, peasants’incomegrowthandthegapinincomebetweentownandcountry.Ourstudydemonstratesthatthe statefiscalexpenditureonvillageshas,tosomedegree,fueledthegrowthofpeasants’ incomebutthe functionofthesaidexpenditureisnot,statistically,quiteobviousowingtothelowefficiencyofmanage- mentanduseofpublicexpenditure;that,structurally,theproportionofexpenditureonagriculture-produc- tion-directly-relatedproductionandthatonfundamentalconstructionhavebeentoohigh,buttheexpendi- tureforresearchonag