1 理论分析
财政是一种以满足国家需要为目的，凭借其政治权力进行国民收入的分配和再分配。财政政策对社会群体经济利益的影响也取决于国家的宏观发展战略。新中国成立后，在国际政治、军事竞争和严酷的外部经济环境所形成的巨大压力下，国家开始实施赶超战略，并以牺牲经济效率为代价，选择了政治上的集权制度、经济上的计划控制、产权上的国家垄断和战略上的重工业化[2].因此，财政理所应当地成为了国家从农业和农村动员经济资源和经济剩余投入重工业，尽快建立比较完备的工业体系，以独立对付外来竞争威胁的工具。1978年以后，国家为了进一步推动经济现代化的步伐，继续采取重视工业轻视农业，重视城市发展轻视农村发展的非均衡发展战略，采取从农业和农村中提取经济资源作为工业和城市发展的资本。在改革后的1979-1994年，政府从农业提取的农业剩余净额为12986亿元，每年从农业部门流出的资本是811亿元[3].再加上国家对农村乡镇企业课征的税收，整个农村经济资源流失更加严重。1994年以来，从农村到城市的财政净流出平均每年为1020.2亿元[4].在非均衡发展战略的制约下，财政为农村提供的公共品也严重不足。许多农村必须公共品建设与维护的资金缺口大多只能依靠从农民身上收取各种费用来解决。因此农民实际担负着比城市居民更重的税费。根据国务院的统计数字，1998年农民的税费总额为1224亿元，其中包括了农业税、附加税、特产税、屠宰税、三提五统、教育集资、以资代劳款和地方行政性收费等多项名目[5].而在城市，适用于居民的税费不多，主要是个人所得税，况且目前还有相当部分城镇居民收入达不到所得税计税标准，而国家向农民征收的税费多是按人头收费，不问农民的实际收入。年年严重的税赋负担，成为农民收入增长的重要制约。
由于政府失灵的客观存在，财政支出政策容易导致资源配置的低效率，在财政支农方面尤其如此。中国不少县乡政府的财政收不抵支，负债累累。据有关资料显示，在全国2861个县级行政区（港、澳、台除外）中，每年财政收不抵支的县高达60%以上。另据国务院发展研究中心估计，在全国604.5万个乡镇中，乡镇政府的平均债务为400多万元，乡镇债务超过千万元的占到40%以上，摊在9亿农民头上，平均每人负债多达百元左右。仅四川一个省，就有乡级负债近230亿元，村级负债近50亿元。湖北监利县90%的乡镇均有财政赤字，年均赤字不少于400万元，靠借高利贷维持，乡镇干部和中小学教师的工资不能按时发放，85%的行政村收不抵支，每村年均资金缺口40万元，90%的村有负债，平均负债60万元以上[6].各级地方政府为了取得政绩，热衷于各项“面子工程”和“形象工程”，在自身财力有限的条件下，往往将财政支农资金挪为它用，使财政支农资金运行“非农化”。这一点可以从中国财政支农向农业投资的转化率上得到证实。在1979-2002年间，中国农业投资占财政支农和农业贷款的比例一直在20%以下（见表1）。Clark[7]等的研究表明，经济转轨国家由于缺乏有效的农村金融市场体系，国家的财政、金融部门对农村资金的配置效率是低下的。章齐[8]等的研究也表明，中国财政政策显著扩大了城乡居民的收入差距。以上分析表明，在中国经济转轨时期，中国财政政策的实施，对农民收入的增长造成了不利影响。
表1 财政支农资金和农业贷款的农业投资转化率
| 份 | 财政支农资金 | 农业贷款 | 财政支农与农业贷款合计 | 农业投资 | 农业投资占比/% |
| 1979 | 174.33 | 136.70 | 311.03 | 57.92 | 18.62 |
| 1980 | 149.95 | 175.88 | 325.83 | 52.03 | 15.97 |
| 1985 | 153.62 | 416.63 | 570.25 | 35.91 | 6.30 |
| 1990 | 307.84 | 1038.08 | 1345.92 | 67.22 | 4.99 |
| 1995 | 574.93 | 1921.60 | 2496.53 | 219.09 | 8.78 |
| 2000 | 1231.54 | 4889.00 | 6120.54 | 940.00 | 15.36 |
| 2001 | 1456.73 | 5711.50 | 7168.23 | 993.40 | 13.86 |
| 2002 | 1730.33 | 6884.58 | 8614.91 | 1291.60 | 14.99 |
说明：资料来源于各期《中国统计年鉴》和《中国农村统计年鉴》。
2 变量、数据及模型建立
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）；农村交通条件变量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，所有的变量均取自然对数，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《新中国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。通过协方差分析检验，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影响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
| 量 | 回归系数 | 标准差 | ｔ统计量 |
| ＣＺＺＣ | 0.0296 | 0.0091 | 3.2466 |
| ＣＺＳＲ | -0.1013 | 0.0039 | -25.7348 |
| ＨＲＳ | 0.1212 | 0.0122 | 9.9290 |
| ＧＹＨ | -0.2700 | 0.0135 | -20.0451 |
| ＣＺＨ | 0.5639 | 0.0426 | 13.2510 |
| ＮＹＤＫ | 0.0366 | 0.0025 | 0.5485 |
| ＲＯＡＤ | 0.0593 | 0.0235 | 2.5219 |
| ＴＲＯＡＤ | 0.1063 | 0.0071 | 15.0278 |
| ＺＺＹ | -0.0895 | 0.0153 | -5.8488 |
| ＯＰＥＮ | -0.0892 | 0.0053 | -16.7839 |
| ＦＤＩ | -0.0034 | 0.0006 | -5.4499 |
| ＡＲ(1) | 1.0145 | 0.0039 | 260.0173 |
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，农村城镇化（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，说明农村交通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，说明农村金融资源在农村的使用是无效率的。由OPEN和FDI的弹性系数表明，一省融入国际经济的程度越高，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。
4 结论及政策建议
以上分析表明，在经济转轨时期，中国财政政策不但没有保护好农民的利益，反而成为掠夺农村、农业及农民经济资源的工具，从而使农民收入增长缓慢，城乡居民收入差距扩大。然而农民是一个弱势群体，农业是一个弱质产业，农民增收，农业及农村发展必须依靠财政扶持。因此，当前为了促进农民增收，必须首先调整财政涉农政策，切实减轻农民负担，加大财政对农业的扶持力度，真正做到多予、少取，让农民、农业及农村有休养生息的机会。其次要优化财政支农的结构，要将有限的财政资金安排在“刀刃”上。实证分析表明，农村城镇化、农村产业结构调整、农村交通条件及基础设施的建设对农民收入增长有突出贡献，因此，当前财政支农资金投向要向农村城镇化的推进、农村产业结构的调整和农村基础设施建设方向倾斜，特别要集中力量提供农业及农村公共服务。最后，要加强财政支农资金使用的制度建设，要做到专款专用，加强财政资金使用效率的考核，增强财政支农资金的使用效率。
参考文献：
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[4] 宋宏谋。中国农村金融发展问题研究[M].山西：山西经济出版社，2003.6，128.
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[6] 陆学艺。农村真穷，农民真苦[J].读书，2001，（1）：54.
[7] CLARKEGEORGEXU，LIXINCOLIN，ZOUHENG FU：FinanceandIncomeInequality：TestofAlternativeTheories[EB/OL].ideas.repec.org/p/wbk/wbrwps/2984.html，2003-03-24.
[8] 章齐，刘明兴，VINCENTYIUPORCHEN，等。中国的金融中介增长与城乡收入差距[J].中国金融学，2003，1（3）：45.
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