经济转轨时期财政政策对农民收入增长的影响(2)
2017-09-11 03:15
导读：财政政策包括财政收入政策和财政支出政策两方面。为了具体反映财政收入政策和财政支出政策对农民收入的影响，笔者分别用财政收入和财政支出的绝对
财政政策包括财政收入政策和财政支出政策两方面。为了具体反映财政收入政策和财政支出政策对农民收入的影响，笔者分别用财政收入和财政支出的绝对额作为财政政策的变量指标。农民收入指标则选用农民人均纯收入。并建立以下模型： NMSRit=C α1CZZCit α2CZSRit ∑jβj.D εit （1） 在模型（1）中，下标i和t（=1978-2002）分别代表第i个省份和第t年，除了西藏、重庆和海南，共包括28个省、直辖市和自治区。ε是残差项，它服从均值为0，方差为δ2的正态分布。NMSR为农民人均纯收入，CZSR和CZZC分别是各省财政收入和财政支出，α1和α2是人们所关注的估计系数。根据一般的经济原理，预计α1的估计系数应该为正，α2估计系数应该为负。如果分析正确的话，α2估计系数的绝对值应该大于α1的估计系数。为了增强估计结果的可信度，用D来控制住其它有可能影响农民收入的变量，这些变量包括：农村经济体制改革变量HRS（家庭联产承包责任制在农村中的推广进度），它代表政府在农业生产组织制度方面改革的推进程度，需要指出，在1985年左右，几乎所有的省份都开始全面推行家庭联产承包责任制，到1987年以后HRS在所有省份均取值为1，GYH（国有工业企业增加值占GDP的比例），反映工业化战略的推进，CZH（农村城镇化），用非农业人口占总人口的比例表示；农村金融变量NYDK（农业贷款）；农业产业结构调整变量ZZY（种植业占农业比重）；农村条件变量ROAD（公路网密度）、TROAD（铁路网密度），用以反映农村基础设施情况；省级对外开放变量OPEN（出口贸易额占GDP的比例），它代表省级对外贸易的活跃程度，FDI是外国直接投资额占GDP比例，OPEN和FDI可视作一省融入国际经济的程度。在估计时，除了HRS外，所有的变量均取对数，因此估计系数也可以看作是弹性系数。 为了扩大样本容量，增加估计的精度，笔者收集了1978-2002年28个省（因为数据不全，不包括重庆、海南、西藏，其它个别省个别年份数据缺失，笔者在SPSS软件里用临近点平均值法和线性趋势法进行估计）的数据，组成面板数据集（PanelData），样本容量为700.1978-1998年数据，取自《新50年统计资料汇编》，其它所有数据均来源于1999-2003年《中国统计年鉴》。
3 模型估计结果 由于采用面板数据，在对模型（1）进行估计时，首先必须确定模型中斜率及截距C的类型。通过协方差检验，S1=0.0025，S2=0.0214，S3=0.6155.F2=60.68，F1=2.42.取5%显著水平，F2大于临界值，而F1小于临界值，所以模型（1）应为等斜率变截距模型。变截距模型又分为固定模型和随机影响模型两种。根据样本的特点，笔者选择固定影响模型。用Eviews对模型（1）进行估计时，为了消除异方差，先使用相同权数做最初的回归权数估计，然后再用估计的权数作加权最小二乘法。在初次估计中，发现DW值非常小，说明残差自相关，在模型右边加入AR（1）项，以消除残差自相关。具体估计结果见表2，实际样本容量为672个，调整后的可决系数R2为0.9993，F值为38944.2700，DW值为2.2055，除了NYDK不显著外，其它各变量的T检验值全为1%水平显著。表2 模型（1）估计结果 表2表明，财政支出（CZZC）的弹性系数为0.0296，说明财政支出每增加1%，农民收入增长会增长约0.03%，而财政收入（CZSR）的弹性系数为-0.1013，说明财政收入每增加1%，农民收入增长会减少约0.10%，由此表明财政政策对农民收入具有约0.07%的负效应，证实了笔者前面的分析。此外，表2还表明，城镇化（CZH）、家庭联产承包责任制在农村中的推广进度（HRS）、铁路网密度（TROAD）、公路网密度（ROAD）对农民收入具有显著正向影响。特别是农村城镇化（CZH）其弹性系数高达0.5639，意味着农村城镇化程度提高1%，农民收入就会增长0.56%，是所有因素中影响最为显著的因素。铁路网密度（TROAD）、公路网密度（ROAD）的弹性系数分别为0.0593、0.1063，说明农村条件及基础设施的改善也会显著增加农民的收入。种植业占农业的比重（ZZY）的弹性系数为-0.0895，说明减少种植业的比重，加强农村产业结构的调整也是增加农民收入的重要方面。农业贷款（NYDK）对农民收入无显著影响，说明农村资源在农村的使用是无效率的。由OPEN和FDI的弹性系数表明，一省融入国际的程度越高，对农民收入反而有负面。说明我国的农业及农村经济并没有分享到开放带来的好处。
