城鎮(zhèn)居民收入、財(cái)政支出對(duì)收入動(dòng)態(tài)影響的實(shí)證研究

一、財(cái)政支出與農(nóng)民收入“三公”問(wèn)題的解決和新農(nóng)村建設(shè)的重點(diǎn)是增加農(nóng)民和形成農(nóng)民持續(xù)增加收入。改革開(kāi)放以來(lái),農(nóng)民收入有了很大的提高,農(nóng)民人均純收入從1978年的133.6元增加到2006年的3587元,增長(zhǎng)了近26倍;而同期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入由343.4元增加到11759.5元,增長(zhǎng)了33倍多1。農(nóng)民收入增長(zhǎng)相對(duì)城鎮(zhèn)仍然較慢,農(nóng)民生活和福利水平低,制約了我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的健康、可持續(xù)發(fā)展。農(nóng)民收入問(wèn)題成為學(xué)界研究的熱點(diǎn),國(guó)內(nèi)學(xué)者從城鎮(zhèn)化、教育、農(nóng)民物質(zhì)資本、財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)民非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、金融發(fā)展、農(nóng)業(yè)外商直接投資、土地制度、稅費(fèi)改革等不同角度對(duì)農(nóng)民收入的影響因素做了廣泛的實(shí)證研究(宋元梁、肖衛(wèi)東,2005;李谷成等,2006;張士斌,2007;周劍濤,2004;夏永祥、于其剛,2001;溫濤等,2005;陳燦煌,2007;唐倫慧,2005;許慶等,2007;方齊云等,2005;王敏等,2007)。這些研究對(duì)我們認(rèn)識(shí)農(nóng)民收入的影響因素以及如何實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收是非常有益的。在財(cái)政角度方面,周劍濤(2004)研究認(rèn)為農(nóng)村居民人均純收入與國(guó)家財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的支出正相關(guān)。杜玉紅、黃小舟(2006)對(duì)我國(guó)財(cái)政支持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出、農(nóng)村水利氣象支出等各項(xiàng)支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入的影響進(jìn)行了實(shí)證研究,發(fā)現(xiàn)財(cái)政農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和救濟(jì)支出有利于農(nóng)民收入增加,而財(cái)政農(nóng)村基本建設(shè)支出對(duì)農(nóng)民收入有抑制作用。楊燦明等(2007)從我國(guó)農(nóng)民收入來(lái)源構(gòu)成入手分析農(nóng)民收入的影響因素發(fā)現(xiàn),農(nóng)村財(cái)政支農(nóng)支出和人均農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用對(duì)收入影響為負(fù)。從已有的研究文獻(xiàn)來(lái)看,絕大多數(shù)對(duì)財(cái)政支出對(duì)農(nóng)民收入的影響的研究都是把財(cái)政支出細(xì)化,研究財(cái)政各項(xiàng)支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入的影響。無(wú)疑,從財(cái)政各項(xiàng)具體支農(nóng)支出深入研究其對(duì)農(nóng)民收入的影響,深化了我們對(duì)財(cái)政支出對(duì)農(nóng)民收入影響效應(yīng)和作用機(jī)制的認(rèn)識(shí),但應(yīng)該看到,在財(cái)政支出中,除財(cái)政支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出、水利氣象支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)村科技支出、農(nóng)村救濟(jì)支出等對(duì)農(nóng)民收入有作用外,財(cái)政的基本建設(shè)支出、文教科衛(wèi)支出、行政管理支出、公檢法司支出等也通過(guò)一定的機(jī)制對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生影響,如基本建設(shè)支出項(xiàng)目形成對(duì)農(nóng)民工的需求從而增加農(nóng)民收入;科教文衛(wèi)支出通過(guò)提高農(nóng)民的科技文化水平、健康水平,增進(jìn)勞動(dòng)者素質(zhì)和質(zhì)量,從而提高農(nóng)民的生產(chǎn)效率和收益等等。由此可見(jiàn),財(cái)政支出對(duì)農(nóng)民收入的影響不僅表現(xiàn)在各項(xiàng)直接支農(nóng)支出上,其他各類(lèi)財(cái)政支出也都通過(guò)相應(yīng)的方式不同程度地影響農(nóng)民收入,因而,研究財(cái)政總支出對(duì)農(nóng)民收入的效應(yīng),可以改變單純考察財(cái)政直接支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入影響上可能出現(xiàn)的偏差,全面反映財(cái)政對(duì)農(nóng)民收入的績(jī)效。值得注意的是,雖然學(xué)者從多角度研究了農(nóng)民收入的影響因素,但是現(xiàn)有文獻(xiàn)中尚未發(fā)現(xiàn)對(duì)城鎮(zhèn)居民收入與農(nóng)民收入關(guān)系的實(shí)證研究,即便是理論上的規(guī)范研究也很少見(jiàn)。二、影響農(nóng)民收入和財(cái)政支出的影響(一)消費(fèi)效應(yīng)和做蛋糕效應(yīng)的形成原因分析新中國(guó)建國(guó)后,形成了城鄉(xiāng)“二元”的公共品供給制度,即城鎮(zhèn)的公共品主要由政府財(cái)政供給,農(nóng)村公共品主要由農(nóng)民自己提供,這一制度至今仍未根本改變;而由于戶(hù)籍等制度的阻隔使農(nóng)民(即便是進(jìn)城務(wù)工的農(nóng)民)很難分享城鎮(zhèn)的公共服務(wù)。改革開(kāi)放以來(lái),在如火如荼的城市化進(jìn)程中各地方政府征用了大量的農(nóng)地,而對(duì)農(nóng)民的補(bǔ)償卻相對(duì)比較低,地方政府出讓征得土地的價(jià)格往往數(shù)十倍于對(duì)失地農(nóng)民的補(bǔ)償,而土地差價(jià)收入又大都用在城鎮(zhèn)的發(fā)展上,在此過(guò)程中也是整體上增進(jìn)了城鎮(zhèn)居民的收益而減少了農(nóng)民的利益。城鎮(zhèn)居民收入的提高,不僅增加了對(duì)各種糧食、蔬菜等基本農(nóng)產(chǎn)品的需求,而且消費(fèi)水平的提高增加了對(duì)肉、禽、蛋、魚(yú)、奶、反季節(jié)果蔬等高附加值農(nóng)產(chǎn)品及工藝品的消費(fèi),促進(jìn)了農(nóng)民增收;城鎮(zhèn)居民收入的增多,城鎮(zhèn)第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng),創(chuàng)造了更多的就業(yè)機(jī)會(huì),大量農(nóng)民進(jìn)入城市務(wù)工,使農(nóng)民的工資性收入不斷增加,工資性收入占農(nóng)民收入的比例不斷提高。此外,城鎮(zhèn)居民收入水平的提高及經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,帶來(lái)相關(guān)稅收(如個(gè)稅)的增長(zhǎng),隨著財(cái)政實(shí)力的增強(qiáng),政府又采取“工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)”的政策,增加對(duì)農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和農(nóng)民的支持,如財(cái)政各項(xiàng)支農(nóng)資金不斷增加、取消農(nóng)業(yè)稅、免除農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)費(fèi)等,反過(guò)來(lái)又促進(jìn)了農(nóng)民收入的增加。在國(guó)民收入既定的情況下,國(guó)民收入在城鄉(xiāng)居民之間的分配存在著此消彼長(zhǎng)的關(guān)系,而通過(guò)上面的分析發(fā)現(xiàn),城鎮(zhèn)居民收入的提高有來(lái)自農(nóng)民利益犧牲的成分,尤其是在我國(guó)長(zhǎng)期的城市偏向政策取向下,但同時(shí)城鎮(zhèn)居民收入的提高又有對(duì)農(nóng)民收入的增進(jìn)因素,即城鎮(zhèn)居民收入的增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)民收入既有“切蛋糕”效應(yīng)又有“做蛋糕”效應(yīng),由于這兩種效應(yīng)的作用是交織在一起的,兩者作用強(qiáng)度難以直接感知,其總體效應(yīng)如何,通過(guò)理論分析難以有確實(shí)的答案。但城鎮(zhèn)居民收入對(duì)農(nóng)民收入確實(shí)產(chǎn)生著這樣或那樣的影響,在當(dāng)前我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距懸殊的情況下,建立城鎮(zhèn)居民收入對(duì)農(nóng)民收入的良性作用機(jī)制,使城鎮(zhèn)居民收入的增長(zhǎng)至少不損害農(nóng)民收入水平的提高,或者說(shuō)符合帕累托改進(jìn),城鎮(zhèn)居民收入對(duì)農(nóng)民收入的增進(jìn)因素才更有現(xiàn)實(shí)性。(二)財(cái)政支出主要作用各類(lèi)財(cái)政支出通過(guò)特定的機(jī)制和管道直接或間接的對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生著影響。財(cái)政支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出、水利氣象支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)村科技支出等各項(xiàng)支農(nóng)支出形成農(nóng)村公共產(chǎn)品和公共服務(wù),一方面改善了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件,使農(nóng)民在土地、勞動(dòng)、生產(chǎn)資料等要素投入不變情況下提高了單位投入的產(chǎn)出,從而增加農(nóng)民的經(jīng)營(yíng)性收入;另一方面,通過(guò)降低農(nóng)民生活成本、便利與城市及市場(chǎng)的連接而降低生活生產(chǎn)成本,促進(jìn)農(nóng)民生產(chǎn)產(chǎn)品價(jià)值的實(shí)現(xiàn),增加農(nóng)民收入。財(cái)政支出中用于農(nóng)村的教育及衛(wèi)生支出,通過(guò)提高農(nóng)民的知識(shí)和健康水平,增強(qiáng)農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)及非農(nóng)生產(chǎn)的基本技能、學(xué)習(xí)及適應(yīng)能力,從而有助于提高其收益。財(cái)政支出中對(duì)農(nóng)民及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的各種直接補(bǔ)貼直接增加了農(nóng)民的收入。財(cái)政用于行政管理、公檢法司、安全等方面的支出,雖然對(duì)農(nóng)民收入的效應(yīng)難以衡量,但是這些支出在提供公共管理服務(wù)、維持社會(huì)秩序及保障安全等方面為農(nóng)民生產(chǎn)生活創(chuàng)造條件,是農(nóng)民增加收入不可或缺的。即使財(cái)政直接用于城鎮(zhèn)的支出項(xiàng)目對(duì)農(nóng)民收入的增加也存在直接或間接的效應(yīng),如財(cái)政在城鎮(zhèn)進(jìn)行的基本建設(shè)項(xiàng)目的具體工作大部分是由農(nóng)民工完成的,支出項(xiàng)目雖然是在城市進(jìn)行或服務(wù)于城市,但項(xiàng)目的開(kāi)展也增加了農(nóng)民的工資性收入;科教支出推進(jìn)技術(shù)進(jìn)步,而技術(shù)的擴(kuò)散效應(yīng)帶動(dòng)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)工具、生產(chǎn)資料等的革新,從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)民收入增加。當(dāng)然,財(cái)政支出中直接用于農(nóng)業(yè)和農(nóng)村的支出項(xiàng)目與用于城鎮(zhèn)及非農(nóng)項(xiàng)目的支出對(duì)農(nóng)民收入所產(chǎn)生效應(yīng)的時(shí)效、強(qiáng)弱及持續(xù)性是不同的,在財(cái)政收入既定的條件下,財(cái)政支出在城鄉(xiāng)的不同配置比重、以及在農(nóng)村和城市內(nèi)的不同項(xiàng)目安排都會(huì)對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生不同的作用效果。我國(guó)財(cái)政支出對(duì)農(nóng)民收入的整體效應(yīng)如何,下文將進(jìn)行實(shí)證研究。三、確認(rèn)研究(一)估計(jì)變量的平穩(wěn)性在研究城鎮(zhèn)居民收入、財(cái)政支出與農(nóng)民收入的關(guān)系中,本文的數(shù)據(jù)來(lái)自《新中國(guó)五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》,樣本區(qū)間為1978—2006年。城鎮(zhèn)居民收入(CR)用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入表示,為消除物價(jià)因素的影響,用1978=100的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)換算為可比收入;農(nóng)民收入(PR)用農(nóng)民人均純收入表示,并用同樣的方法換算為真實(shí)的可比收入;財(cái)政支出(FE)用全國(guó)財(cái)政總支出表示,用CPI消除價(jià)格因素的影響。同時(shí)為了消除或減輕可能出現(xiàn)的異方差,本文又對(duì)城鎮(zhèn)居民收入(CR)、財(cái)政支出(FE)和農(nóng)民收入(PR)三指標(biāo)取自然對(duì)數(shù),分別用LCR、LFE和LPR表示,顯然這不影響我們的分析。在對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前,需要檢查變量的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)平穩(wěn)性的常用方法是單位根檢驗(yàn),即檢驗(yàn)原序列是否存在單位根,如果不存在單位根則說(shuō)明原序列是平穩(wěn)的。常用的單位根檢驗(yàn)方法是ADF檢驗(yàn)(AugmentedDickey-FullerTest),其方程式為:ΔYt=β1+β2t+δYt?1+αi∑i=1pΔYt?i+εtH0：δ=0ΔYt=β1+β2t+δYt-1+αi∑i=1pΔYt-i+εtΗ0：δ=0如果檢驗(yàn)結(jié)果表明δ顯著為0,則說(shuō)明變量是單位根過(guò)程I(1);否則,若δ顯著異于0,則表明變量是一穩(wěn)定過(guò)程I(0)。本文使用Eviews5.1,ADF檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。由檢驗(yàn)可知三時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的,而它們的一階差分序列都是平穩(wěn)的,所以是一階單整序列I(1)。(二)最優(yōu)滯后階數(shù)的確定和協(xié)整檢驗(yàn)如前所述,我們所涉及的變量都是一階單整的。如果這些變量的某種線(xiàn)性組合是平穩(wěn)的,則稱(chēng)這些變量之間存在協(xié)整(Cointegration)關(guān)系。協(xié)整關(guān)系反映了所研究變量之間存在的一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。對(duì)于服從I(1)過(guò)程的變量的協(xié)整檢驗(yàn),從檢驗(yàn)的手段上可分為兩種:一種是基于回歸殘差的EG(Engl&Granger,1987)兩步法協(xié)整檢驗(yàn);另一種是基于回歸系數(shù)的Johansen(1988)檢驗(yàn)。EG兩步法易于計(jì)算,早期被廣泛采用,但其缺點(diǎn)是在小樣本下參數(shù)估計(jì)的誤差較大,并且當(dāng)變量超過(guò)兩個(gè)時(shí),變量間可能存在多個(gè)“協(xié)整”關(guān)系,其分析結(jié)果不易解釋;而Johansen(1988)針對(duì)上述問(wèn)題提出極大似然估計(jì)法(MLE),Gonzalo(1989)利用模擬分析所獲得的結(jié)果顯示,Johansen檢驗(yàn)優(yōu)于EG兩步法。由于本文研究變量超過(guò)兩個(gè),樣本量也相對(duì)有限,所以這里本文采用Johansen檢驗(yàn)進(jìn)行分析。Johansen極大似然值方法是在VAR模型中利用極大似然估計(jì)來(lái)檢驗(yàn)多個(gè)變量的協(xié)整關(guān)系的方法,假設(shè)Yt和Xt分別是k階和d階向量,它們服從I(1)過(guò)程,先建立如下VAR模型:H1：ΔYt=ΠYt?1+∑i=1p?1ΓiΔYt?i+BXt+εtH2：Π=αβ′Η1：ΔYt=ΠYt-1+∑i=1p-1ΓiΔYt-i+BXt+εtΗ2：Π=αβ′其中:Π=∑i=1pAi?I,Γi=?∑j=t+1PAj?Π=∑i=1pAi-Ι,Γi=-∑j=t+1ΡAj?如果系數(shù)矩陣∏的秩r<k,則存在k×r階矩陣α和β使矩陣∏=αβ′以及β′Yt都服從穩(wěn)定的I(0)過(guò)程。然后再作跡檢驗(yàn)(TraceTest)和最大特征值檢驗(yàn)(Max-eigenvalueTest),其統(tǒng)計(jì)量分別為:LRtr(r|k)=?T∑i=r+1kln(1?λi),H0：R(Π)≤rLRmax(r|r+1)=?Tln(1?λr+1)=LRtr(r|k)?LRtr(r+1|k),H0：R(Π)=rLRtr(r|k)=-Τ∑i=r+1kln(1-λi),Η0：R(Π)≤rLRmax(r|r+1)=-Τln(1-λr+1)=LRtr(r|k)-LRtr(r+1|k),Η0：R(Π)=r其中,λi是大小排第i個(gè)的特征值,T是觀測(cè)期總數(shù),k是內(nèi)生變量的個(gè)數(shù),r=0,1,…,k-1。在運(yùn)用Johansen協(xié)整分析方法來(lái)檢驗(yàn)LCR、LFE和LPR之間是否存在協(xié)整關(guān)系之前,需要先確定VAR模型的最優(yōu)滯后期。為了保持合理的自由度使模型參數(shù)具有較強(qiáng)的解釋力,同時(shí)又要消除誤差項(xiàng)的自相關(guān),選擇最大滯后階數(shù)為四階,從四階依次降至一階來(lái)選擇VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。使用AIC、SIC信息準(zhǔn)則、FPE最終預(yù)測(cè)誤差方法以及LR統(tǒng)計(jì)量作為選擇最優(yōu)滯后階數(shù)的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn),并用自相關(guān)LM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)參差序列有無(wú)自相關(guān),JB檢驗(yàn)(Jarque-Bera)檢驗(yàn)殘差的正態(tài)性。確定VAR(2)模型為最優(yōu)模型。接著,進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),協(xié)整檢驗(yàn)實(shí)際上是對(duì)無(wú)約束VAR模型進(jìn)行協(xié)整約束后得到的VAR模型,該VAR模型的滯后期是無(wú)約束VAR模型一階差分變量的滯后期。由于前面確定的無(wú)約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為2,因此協(xié)整檢驗(yàn)的VAR模型滯后期應(yīng)確定為1。檢驗(yàn)結(jié)果表明,在5%的顯著水平上,變量之間有兩個(gè)協(xié)整關(guān)系,說(shuō)明城鎮(zhèn)居民收入、財(cái)政支出及農(nóng)民收入構(gòu)成的協(xié)整關(guān)系很穩(wěn)定,三變量存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。估計(jì)出經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系式如下:ECt=LPRt?0.320005LCRt(0.12222)?0.17338LFEt(0.11397)?2.193094(0.38524)ECt=LΡRt-0.320005LCRt(0.12222)-0.17338LFEt(0.11397)-2.193094(0.38524)上式所示協(xié)整系數(shù)下括號(hào)內(nèi)數(shù)字為漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤,表明各個(gè)變量在協(xié)整關(guān)系中顯著。對(duì)EC序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的結(jié)果表明,其ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在5%顯著水平上小于臨界值(ADF(c,0,1)=-3.312036,ADF(5%)臨界值為-2.976263),序列ECt為平穩(wěn)序列。協(xié)整關(guān)系式反映了三個(gè)時(shí)間序列之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。在長(zhǎng)期中,城鎮(zhèn)居民收入、財(cái)政支出與農(nóng)民收入具有正向關(guān)系。城鎮(zhèn)居民收入每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn),將促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)0.32個(gè)百分點(diǎn);財(cái)政支出每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn),相應(yīng)農(nóng)民收入將增長(zhǎng)0.17個(gè)百分點(diǎn)。從估計(jì)的協(xié)整方程中,我們可以初步得出結(jié)論:我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)民收入并不是此消彼長(zhǎng)的關(guān)系,長(zhǎng)期看來(lái),城鎮(zhèn)居民收入的增加會(huì)帶動(dòng)農(nóng)民收入的增長(zhǎng);財(cái)政支出對(duì)農(nóng)民收入也具有穩(wěn)定的正效應(yīng),但其正效應(yīng)不大,也低于城鎮(zhèn)居民收入對(duì)農(nóng)民收入的正效應(yīng),沒(méi)有成為促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的主要因素。(三)預(yù)測(cè)全要素對(duì)農(nóng)民收入的長(zhǎng)期沖擊效應(yīng)為了進(jìn)一步細(xì)化探索城鎮(zhèn)居民收入、財(cái)政支出與農(nóng)民收入的動(dòng)態(tài)關(guān)系,下面將利用Sims提出的向量自回歸(VAR)技術(shù)進(jìn)行脈沖響應(yīng)及其方差分解分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中來(lái)自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)變量當(dāng)前和未來(lái)取值的影響,它能夠比較客觀地刻畫(huà)出變量之間的動(dòng)態(tài)交互作用及其效應(yīng)?；谇拔拇_定的VAR(2)模型,采用喬利斯基(Cholesky)分解法,建立農(nóng)民收入對(duì)城鎮(zhèn)居民收入、財(cái)政支出及其自身的沖擊反應(yīng)模型,圖1為脈沖沖擊反應(yīng)圖。從脈沖響應(yīng)圖可以看出:(1)城鎮(zhèn)居民收入對(duì)農(nóng)民收入的沖擊效應(yīng)。城鎮(zhèn)居民收入的一個(gè)信息(Innovation)在短期對(duì)農(nóng)民收入有一個(gè)負(fù)方向的微弱沖擊,但從第四期開(kāi)始對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生正效應(yīng),在第六期正效應(yīng)達(dá)到最大,其后雖有回落,但很快又逐步上升,并呈持續(xù)增加狀態(tài)。(2)財(cái)政支出對(duì)農(nóng)民收入的沖擊效應(yīng)。財(cái)政支出的一個(gè)信息在短期內(nèi)對(duì)農(nóng)民收入的增加效應(yīng)比較小,但逐步上升,到第七期后產(chǎn)生持續(xù)的正向響應(yīng)。(3)農(nóng)民收入對(duì)自身的一個(gè)信息的沖擊,在第一期的正效應(yīng)達(dá)到最高,其后快速下降,而到第七期以后形成一個(gè)較高的持續(xù)正效應(yīng)。這表明,前期的收入水平對(duì)以后的收入水平有巨大影響,農(nóng)民收入的增長(zhǎng)主要取決于其自身的積累和基礎(chǔ)。可能的解釋是:現(xiàn)階段農(nóng)民收入主要源自農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)和外出務(wù)工,而農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入主要取決于勞動(dòng)、土地、化肥、農(nóng)藥、種子、農(nóng)機(jī)等生產(chǎn)要素的投入,在人力和土地既定條件下,農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入則由各種物質(zhì)資本的投入決定,而農(nóng)民前期的收入水平成為各物質(zhì)資本的投入的預(yù)算約束;就打工收入而言,農(nóng)民在打工過(guò)程中可以增加工作經(jīng)驗(yàn)與技能、市場(chǎng)信息、社會(huì)經(jīng)驗(yàn)等知識(shí)的積累,反映在收入上便是前期收入對(duì)未來(lái)收入的影響。預(yù)測(cè)方差分解技術(shù)可以將系統(tǒng)的預(yù)測(cè)均方誤差(MSE)分解成系統(tǒng)中各變量沖擊所作的貢獻(xiàn)。因此,方差分解給出的是每一隨機(jī)信息對(duì)VAR模型影響的相對(duì)重要性。從方差分解圖來(lái)看(見(jiàn)圖2),農(nóng)民收入自身信息對(duì)預(yù)測(cè)均方差貢獻(xiàn)比較大,雖然總體呈現(xiàn)一個(gè)遞減趨勢(shì),前二十期都占絕對(duì)優(yōu)勢(shì)(70%以上)。城鎮(zhèn)居民收入信息對(duì)農(nóng)民收入預(yù)測(cè)均方差的貢獻(xiàn)度開(kāi)始比較低,但一直處于上升過(guò)程,并有超過(guò)財(cái)政支出貢獻(xiàn)度的趨勢(shì),說(shuō)明城鎮(zhèn)居民收入對(duì)農(nóng)民收入有較強(qiáng)的長(zhǎng)期效應(yīng)。財(cái)政支出信息對(duì)農(nóng)民收入預(yù)測(cè)均方差的貢獻(xiàn)度在前期比較小,以后逐步上升,維持在15%左右,說(shuō)明財(cái)政支出對(duì)農(nóng)民增收的短期效應(yīng)不明顯,而是具有長(zhǎng)期效應(yīng)。方差分解分析結(jié)果與脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果整體上是一致的。四、持續(xù)增收:加快城鄉(xiāng)居民收入的增長(zhǎng)本文以我國(guó)1978—2006年的數(shù)據(jù),運(yùn)用協(xié)整分析以及脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解技術(shù)研究了城鎮(zhèn)居民收入、財(cái)政支出對(duì)農(nóng)民收入的動(dòng)態(tài)影響,研究結(jié)論是:首先,城鎮(zhèn)居民收入的增加對(duì)農(nóng)民收入在短期內(nèi)雖然有一定的負(fù)效應(yīng),但更為主要的是它對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生的長(zhǎng)期穩(wěn)定且不斷增加的正效應(yīng);換句話(huà)說(shuō),城鎮(zhèn)居民收入對(duì)農(nóng)民收入有短暫且較弱的“切蛋糕”效應(yīng),而其長(zhǎng)期的持續(xù)增長(zhǎng)的“做蛋糕”效應(yīng)更為主要,城鎮(zhèn)居民收入的增加總體上可以促進(jìn)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)。因此,把城鎮(zhèn)居民收入的增加和農(nóng)民收入的增加對(duì)立起來(lái)是不科學(xué)的。當(dāng)前我國(guó)農(nóng)民收入增長(zhǎng)相對(duì)緩慢,但其原因并不在于城鎮(zhèn)居民收入的增加,相反城鎮(zhèn)居民收入的增長(zhǎng)可以帶動(dòng)農(nóng)民收入的增長(zhǎng);當(dāng)前城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大,但并不能由放緩城鎮(zhèn)居民收入的增長(zhǎng)來(lái)縮小城鄉(xiāng)差距,縮小城鄉(xiāng)差距的關(guān)鍵