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摘要：本文利用广西1985～2008年的数据，对农民收入与金融、财政支持的关系进行了实证研究。研究表明：农民增收与财政支农、金融支农水平长期正向相关，财政支农水平对农民增收的促进作用还较强，而金融支农则较弱，金融和财政支农均无法对农民收入的短期波动起到有效的调整作用。并就广西农民增收问题提出了简要的政策建议。
关键词：农民收入；金融支农；财政支农；广西
中图分类号：F3文献标识码：A 文章编号：1006-4117（2011）04-0322-02
一、文献综述
近年来，城乡居民收入差距不断加大的现状成为我国社会不和谐因素之一。因此农民增收问题成为政府和学术界的关注焦点。基于此背景，众多学者分别从金融支农和财政支农两方面对其进行了深入研究。
金融支农方面：钱彦敏（1991）认为财政支农水平低、投资需求不足以及城乡二元结构阻碍了农业资本形成；林毅夫、张杰（2003）认为农村信贷的回报率低会导致国有金融机构撤出农村，政策性金融支农疲软，会使得相关金融机构的支持农民的水平低下；温涛、谭燕之（2005）采用了实证研究的方法对农村的经济和收入与其发展水平进行实证检验，实证结果表明经济发展对农民增收具有负效应，而不能成为农民增收的原因。
财政支农方面：学者们主要研究了财政支农的效率机制及其与农业产值关联两个领域：许冰（2006）分析了财政支农的时变边际效应及其弹性，发现经济越发达的地区其财政支农水平越高；彭克强（2008）则研究发现：財政与金融彼此割裂式单干支农格局致使财政支农未能有效财政支农的机制效率及其与农业产值关联程度两个领域：发挥杠杆作用，并建议整合金融、财政支农。魏朗（2007）就财政支农对西部农业经济增长的贡献以进行研究，研究显示西部地区对财政支农的依赖性较大；星焱（2010）实证分析了陕西省农民收入与财政金融支持的关系，发现财政支农维持高水平可以再长期内促进农民增收，而金融支农的作用十分弱。
综上文献可以看出，大多基于全国或者东部或西部地区的样本分析，忽略了不同省份的特殊情况，本文根据1985～2008年广西区统计数据，利用ADF检验协整检验、脉冲响应函数检验等计量分析方法来分析广西农民收入与金融、财政支持之间的关系。
二、研究设计
（一）指标设计
1.农民人均纯收入比农村人均GDP更能可靠地反映了农村生活水平和经济发展的提高；其次，可以规避涉及GDP的指标较多而导致多重共线性。2．金融支农水平(RF与财政支农水平(PF))是指各金融机构农业贷款总额与第一产业总产值的比率；PF是指政府财政支农支出占财政支出总额的比率。3．固定资产投资水平(FI)。FI是其他影响农民收入的主要因素，由于无法以完整的时间序列来获取广西农业固定资产投资的数据，在此借鉴胡金焱等(2008)所选取的指标，选择该区域全社会固定资产投资与区域生产总值(GDP)的比率，做为控制变量加入模型。数据来源于历年《广西统计年鉴》。其中，为了消除剧烈波动和异方差，对广西省农民人均纯收入取自然对数，用LNPR表示；由于FI、RF、PF均为相对值指标所以不需要调整
（二）研究方法
首先，为了避免伪回归现象，利用ADF单位根检验说明变量的平稳性和单阶整数；其次，若变量都为同阶单整，则进行协整检验，分析变量之间是否存在长期稳定的均衡关系；第三，利用协整关系建立向量误差修正模型VEC，分析当变量之间均衡关系偏离长期均衡关系时，模型的调整速度和变量间的短期影响；最后，通过脉冲响应函数进一步分析变量之间的动态关系。以上分析均采用Eviews6.0软件。
三、实证分析
（一）平稳性检验
本文采用Dickey-Fuller的ADF检验方法对相关变量及其一阶滞后差分的平稳性进行验证。检验结果如表1所示，变量LNPR,RF,PF的一阶滞后差分均在1%的显著性水平下显示平稳，FI的一阶差分在5%显著水平下平稳，即均为一阶单整，符合协整检验的前提条件。
表一：单位根检验结果
注：检验类型(c，t，k)分别表示ADF检验中是否会有截距项c、时间趋势项t和滞后期数k；***分别表示1%的显著水平，**分别表示5%的显著水平。
（二）协整检验
本文采用JJ协整检验验证变量间的协整关系，根据AIC和SC准则，确定协整检验的最优滞后阶数为1。特征根迹检验和最大特征值检验结果见表二。
表二：Johansen协整检验结果
注：**代表5%的显著水平下拒绝原假设。
根据上述检验结果，选取最有代表性的标准化协整向量建立协整方程为：
以上协整检验表明，1985～2008年，LNPR与RF存在长期稳定的正向变动关系，与RF也存在长期稳定的正向变动关系；LNPR对RF、PF的弹性系数分别为0.017496、0.438422，即当控制变量FI和另外一个解释变量不变时，RF每增加1%，LNPR将增加0.017496%；PF每增加1%，LNPR将增加0.438422%。可见在长期内，广西省金融支农能促进农民的增收但作用很弱，财政支农水平的提升对农民收入的增长影响比较明显。
（三）向量误差修正模型VEC的建立
经过反复检验，在此选取滞后期为1期，有截距项但没有时间趋势项建立LNPR、FI、RF和PF之间的VEC模型，结果如下：
根据上述VEC模型可以得到误差修正项系数分别为0.012136、0.030296、0.022376。模型的误差修正项系数为负，表明当LNPR偏离均衡状态时，误差修正项对其具有负向的调节作用，即农民人均纯收入LNPR偏离长期均衡状态时，误差修正项会对其进行调整速度为-0.213530的负向修正直至回归均衡状态，且作用较为明显。
（四）脉冲响应函数检验
为了进一步分析变量间的关系，本文利用从VEC模型生成的脉冲响应函数分别计算和分析金融和财政支农水平变动对广西省农民人均纯收入的动态影响。设定响应函数追踪期数为10，结果如图1所示，其中横轴代表响应函数的追踪期数，纵轴代表响应程度。
图1LNPR自身及FI、RF、PF冲击引起的脉冲响应函数
在图1中，LNPR对于自身的一个冲击响应均为正向，且逐渐下降，第1期为最大值，第10期最小值。这表明，农民人均纯收入对于自身信息的一个冲击表现为显著的长期正向效应；LNPR对于RF的一个冲击响应则围绕0值附近波动，极小值为第2期，最大值为第10期；农民人均纯收入LNPR对于PF的一个冲击响应也围绕0值波动，在4期达到最大值然后下降，并在第10期将至最小值。这说明，财政支农水平受到外在条件的冲击后，农民人均纯收入会先受到正向的冲击，接着受到负向冲击。
因此可见，对于农民而言，其人均纯收入对于自身受到外部条件冲击所带来的影响为持续正向影响，但逐渐降低；其次，财政支农对农民收入的影响短期为正向，长期为负向；金融支农对农民增收的影响在10年之内先降后升。
四、结论及政策建议
本文研究表明，1985到2008年间广西金融支农水平和财政支农水平对农民增收的影响不尽相同：财政支农对农民增收短期作用明显，但长期内负向相关；金融支农水平与农民收入的关系恰恰相反，短期内两者负相关，但长期内高金融支农水平能有效促进农民增收。鉴于以上分析及结论，本文提出几点建议：
短期内，将财政支农作为支农方针的重点。为了短期内更好的提高农民收入，应继续加大财政支农水平。同时应对较为臃肿的涉农机构精简，缩减行政事业费用支出，增加科技型支农费用支出。
为解决农民增收长期内无法持续的问题，金融支农水平应在长期内保持较高的水平。鼓励农村金融机构的金融创新活动，根据农民客户的特点，从信贷的期限、额度、担保方式等方面设计出相应的金融产品；规范农村非正规金融，提高非正规金融在解决三农资金中的地位。
作者单位：广西师范大学
作者简介：刘意（1985— ），汉族，湖南娄底，广西师范大学经济管理学院，硕士学位，研究方向：经济史。
参考文献：
[1]星焱.1978～2007年陕西省农民收入与金融、财政支持的关系[J].西安财经学院学报,2010(1):15-21.
[2]姚林香,肖建华.财政投入对中国农民收入的影响----基于协整方法的时间序列分析[J].金融与经济,2010(12):17-20.
[3]谭燕芝.农村金融发展与农民收入增长之关系的实证分析:1978～2007[J].上海经济研究,2009(4):50-57.
[4]李季刚,邵勇,李晓红.中国财政金融支持农民收入增长的效率比较与完善措施[J].新疆财经大学学报,2010(1):30-32.
[5]温涛,王煜宇.政府主导的农业信贷、财政支农模式的经济效应:基于中国1952～2002年的经验验证[J].中国农村经济,2005(10):18-27.
[6]李林,张颖慧,罗剑朝.中国农村金融发展与农民收入增长关系的实证研究[J].哈尔滨工业大学学报(社会科学版),2010(1):44-50.
注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文
关键词：农民收入；金融支农；财政支农；广西
中图分类号：F3文献标识码：A 文章编号：1006-4117（2011）04-0322-02
一、文献综述
近年来，城乡居民收入差距不断加大的现状成为我国社会不和谐因素之一。因此农民增收问题成为政府和学术界的关注焦点。基于此背景，众多学者分别从金融支农和财政支农两方面对其进行了深入研究。
金融支农方面：钱彦敏（1991）认为财政支农水平低、投资需求不足以及城乡二元结构阻碍了农业资本形成；林毅夫、张杰（2003）认为农村信贷的回报率低会导致国有金融机构撤出农村，政策性金融支农疲软，会使得相关金融机构的支持农民的水平低下；温涛、谭燕之（2005）采用了实证研究的方法对农村的经济和收入与其发展水平进行实证检验，实证结果表明经济发展对农民增收具有负效应，而不能成为农民增收的原因。
财政支农方面：学者们主要研究了财政支农的效率机制及其与农业产值关联两个领域：许冰（2006）分析了财政支农的时变边际效应及其弹性，发现经济越发达的地区其财政支农水平越高；彭克强（2008）则研究发现：財政与金融彼此割裂式单干支农格局致使财政支农未能有效财政支农的机制效率及其与农业产值关联程度两个领域：发挥杠杆作用，并建议整合金融、财政支农。魏朗（2007）就财政支农对西部农业经济增长的贡献以进行研究，研究显示西部地区对财政支农的依赖性较大；星焱（2010）实证分析了陕西省农民收入与财政金融支持的关系，发现财政支农维持高水平可以再长期内促进农民增收，而金融支农的作用十分弱。
综上文献可以看出，大多基于全国或者东部或西部地区的样本分析，忽略了不同省份的特殊情况，本文根据1985～2008年广西区统计数据，利用ADF检验协整检验、脉冲响应函数检验等计量分析方法来分析广西农民收入与金融、财政支持之间的关系。
二、研究设计
（一）指标设计
1.农民人均纯收入比农村人均GDP更能可靠地反映了农村生活水平和经济发展的提高；其次，可以规避涉及GDP的指标较多而导致多重共线性。2．金融支农水平(RF与财政支农水平(PF))是指各金融机构农业贷款总额与第一产业总产值的比率；PF是指政府财政支农支出占财政支出总额的比率。3．固定资产投资水平(FI)。FI是其他影响农民收入的主要因素，由于无法以完整的时间序列来获取广西农业固定资产投资的数据，在此借鉴胡金焱等(2008)所选取的指标，选择该区域全社会固定资产投资与区域生产总值(GDP)的比率，做为控制变量加入模型。数据来源于历年《广西统计年鉴》。其中，为了消除剧烈波动和异方差，对广西省农民人均纯收入取自然对数，用LNPR表示；由于FI、RF、PF均为相对值指标所以不需要调整
（二）研究方法
首先，为了避免伪回归现象，利用ADF单位根检验说明变量的平稳性和单阶整数；其次，若变量都为同阶单整，则进行协整检验，分析变量之间是否存在长期稳定的均衡关系；第三，利用协整关系建立向量误差修正模型VEC，分析当变量之间均衡关系偏离长期均衡关系时，模型的调整速度和变量间的短期影响；最后，通过脉冲响应函数进一步分析变量之间的动态关系。以上分析均采用Eviews6.0软件。
三、实证分析
（一）平稳性检验
本文采用Dickey-Fuller的ADF检验方法对相关变量及其一阶滞后差分的平稳性进行验证。检验结果如表1所示，变量LNPR,RF,PF的一阶滞后差分均在1%的显著性水平下显示平稳，FI的一阶差分在5%显著水平下平稳，即均为一阶单整，符合协整检验的前提条件。
表一：单位根检验结果
注：检验类型(c，t，k)分别表示ADF检验中是否会有截距项c、时间趋势项t和滞后期数k；***分别表示1%的显著水平，**分别表示5%的显著水平。
（二）协整检验
本文采用JJ协整检验验证变量间的协整关系，根据AIC和SC准则，确定协整检验的最优滞后阶数为1。特征根迹检验和最大特征值检验结果见表二。
表二：Johansen协整检验结果
注：**代表5%的显著水平下拒绝原假设。
根据上述检验结果，选取最有代表性的标准化协整向量建立协整方程为：
以上协整检验表明，1985～2008年，LNPR与RF存在长期稳定的正向变动关系，与RF也存在长期稳定的正向变动关系；LNPR对RF、PF的弹性系数分别为0.017496、0.438422，即当控制变量FI和另外一个解释变量不变时，RF每增加1%，LNPR将增加0.017496%；PF每增加1%，LNPR将增加0.438422%。可见在长期内，广西省金融支农能促进农民的增收但作用很弱，财政支农水平的提升对农民收入的增长影响比较明显。
（三）向量误差修正模型VEC的建立
经过反复检验，在此选取滞后期为1期，有截距项但没有时间趋势项建立LNPR、FI、RF和PF之间的VEC模型，结果如下：
根据上述VEC模型可以得到误差修正项系数分别为0.012136、0.030296、0.022376。模型的误差修正项系数为负，表明当LNPR偏离均衡状态时，误差修正项对其具有负向的调节作用，即农民人均纯收入LNPR偏离长期均衡状态时，误差修正项会对其进行调整速度为-0.213530的负向修正直至回归均衡状态，且作用较为明显。
（四）脉冲响应函数检验
为了进一步分析变量间的关系，本文利用从VEC模型生成的脉冲响应函数分别计算和分析金融和财政支农水平变动对广西省农民人均纯收入的动态影响。设定响应函数追踪期数为10，结果如图1所示，其中横轴代表响应函数的追踪期数，纵轴代表响应程度。
图1LNPR自身及FI、RF、PF冲击引起的脉冲响应函数
在图1中，LNPR对于自身的一个冲击响应均为正向，且逐渐下降，第1期为最大值，第10期最小值。这表明，农民人均纯收入对于自身信息的一个冲击表现为显著的长期正向效应；LNPR对于RF的一个冲击响应则围绕0值附近波动，极小值为第2期，最大值为第10期；农民人均纯收入LNPR对于PF的一个冲击响应也围绕0值波动，在4期达到最大值然后下降，并在第10期将至最小值。这说明，财政支农水平受到外在条件的冲击后，农民人均纯收入会先受到正向的冲击，接着受到负向冲击。
因此可见，对于农民而言，其人均纯收入对于自身受到外部条件冲击所带来的影响为持续正向影响，但逐渐降低；其次，财政支农对农民收入的影响短期为正向，长期为负向；金融支农对农民增收的影响在10年之内先降后升。
四、结论及政策建议
本文研究表明，1985到2008年间广西金融支农水平和财政支农水平对农民增收的影响不尽相同：财政支农对农民增收短期作用明显，但长期内负向相关；金融支农水平与农民收入的关系恰恰相反，短期内两者负相关，但长期内高金融支农水平能有效促进农民增收。鉴于以上分析及结论，本文提出几点建议：
短期内，将财政支农作为支农方针的重点。为了短期内更好的提高农民收入，应继续加大财政支农水平。同时应对较为臃肿的涉农机构精简，缩减行政事业费用支出，增加科技型支农费用支出。
为解决农民增收长期内无法持续的问题，金融支农水平应在长期内保持较高的水平。鼓励农村金融机构的金融创新活动，根据农民客户的特点，从信贷的期限、额度、担保方式等方面设计出相应的金融产品；规范农村非正规金融，提高非正规金融在解决三农资金中的地位。
作者单位：广西师范大学
作者简介：刘意（1985— ），汉族，湖南娄底，广西师范大学经济管理学院，硕士学位，研究方向：经济史。
参考文献：
[1]星焱.1978～2007年陕西省农民收入与金融、财政支持的关系[J].西安财经学院学报,2010(1):15-21.
[2]姚林香,肖建华.财政投入对中国农民收入的影响----基于协整方法的时间序列分析[J].金融与经济,2010(12):17-20.
[3]谭燕芝.农村金融发展与农民收入增长之关系的实证分析:1978～2007[J].上海经济研究,2009(4):50-57.
[4]李季刚,邵勇,李晓红.中国财政金融支持农民收入增长的效率比较与完善措施[J].新疆财经大学学报,2010(1):30-32.
[5]温涛,王煜宇.政府主导的农业信贷、财政支农模式的经济效应:基于中国1952～2002年的经验验证[J].中国农村经济,2005(10):18-27.
[6]李林,张颖慧,罗剑朝.中国农村金融发展与农民收入增长关系的实证研究[J].哈尔滨工业大学学报(社会科学版),2010(1):44-50.
注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文