论文部分内容阅读
摘要：本文以1978～2006年我国财政用于农业的支出额和农村居民家庭人均纯收入的统计数据为依据，运用时间序列长期均衡关系的协整分析以及OLS、GLS回归分析方法，对我国财政用于农业的支出与农民人均纯收入的关系进行实证研究，从总量和结构两个方面建立回归模型。结果表明，财政对农业的投入对农民人均纯收入有显著的影响，但是支农总量不足和结构不尽合理，故政府应采取措施加强财政支农的力度和提高支农的效率。
关键词：财政支农 农民收入 实证分析
一、引言
随着工业反哺农业时代的到来，政府也在积极加大财政对农业的投入力度，力图通过支援农村生产支出或农业综合开发支出降低农业生产成本调动农民的积极性，从而增加农业产出；通过其他费用的支出为农业生产建设创造有利的外部条件，以此来解决农民收入增长问题。但是，财政支农是否达到了预期的增加农民收人的效果了呢?农民收人的增长又有多少归因于财政支农呢?这需要我们对财政支农与农民收入之间的数量关系进行考察，以量化财政支农的绩效，从而为如何发挥财政支农政策的最大效果提供政策建议。
二、文献综述
我国学者就如何提升财政农业投入效率、促进农民增收问题展开了系列研究。在总量分析方面，李焕彰、钱忠好(2004)认为农业公共产品投人不足极大地制约着中国农业可持续增长的潜力：冉光和、李敬(2005)认为在经济转轨时期，财政政策成为掠夺农村经济资源的工具，财政收支的总效应对农民收入增长具有显著的负效应；何振国(2006)对中国财政支农的边际产出给予了判断，估计出了中国财政支农支出的最优规模大约为农业GDP的47.2％，并认为当前中国13％-15％左右的比例与最优规模有着相当大的差距，应加大财政对农业的总量投入。
在财政支农结构方面，钱克明(2003)的研究得出中国农村公共投资的理想次序是科技>教育>基础设施。但是我国实际的次序却与此相反；李焕彰、钱忠好(2004)利用格兰杰因果检验法确定了财政支农支出与农业产出之间存在着互为因果的关系，并通过计量分析得出财政支农政策从制定和执行两个方面均存在较大的偏差，财政应加大科研投人和基本建设支出以提高财政支农效率；肖新成(2005)运用灰色综合关联度分析法，检验了我国财政资金支农投人与农业经济增长之间的关系，认为要最大限度地提高财政支农资金的配置效率，必须大幅度增加财政支援农业资金的投入，在农业受灾之年要增加农村救济费用。适度增加农业科技三项费用和农村基础设施投入，压缩财政价格补贴支出：杜玉红、黄小舟(2006)选取1980－2002年财政支农资金的五个方面。运用OLS法进行多元线性回归法来分析其与农民年纯收入的关系，认为支援农业生产支出、农村救济费成为农民增收的有利因素，而农业基本建设投资则阻碍农民收人增加；王敏、潘勇辉(2007)对1981-2005年财政农业支出和农民纯收人的关系进行研究发现，长期而言，农村生产支出和农林水利气象支出是影响农民纯收入的最重要因素，农村基本设施建设次之，农村救济费位居第三，农业科技三项费用支出并未像众多学者通常认为的那样是促进农民增收效率最高的因素，短期内支援农村生产支出和农林水利气象事业费以及农村基本设施建设投入增长对于农民纯收入增长具有一定的促进作用。但不如长期的明显。
三、实证分析－基于总量的分析
1，概念界定
财政农业支出的统计口径有宽窄之分，窄口径是指“国家财政用于农业的支出”，这也是国家统计年鉴所采用的口径，主要包括支援农业生产支出、农林水利等的事业费、农业基本建设支出、农村救济费和农业科技三项费用等；宽口径还包括各项财政农业补贴等。由于宽口径的随意性较大，故本文选择窄口径以反映国家财政对农业的支持规模。
2，数据选择与变量选取
本文收集到我国1978—2006年的财政用于农业支出的总额及农村居民家庭人均年纯收入的时间序列数据进行总量分析：收集到财政用于农业支出的五部分一支农支出、基本建设支出、农业科技三项费用、农村救济费和其他项目的数据进行结构分析，样本容量为29。
由于宏观经济变量的规模通常随着时间而逐渐变大，数据前后变化的差异性会越来越大，为了缓解物价因素、异方差等对模型造成的影响，本文从两方面对数据进行处理，一方面扩大了样本容量，对数据进行了协整分析和取对数处理，以使模型结果更有说服力；另一方面，在对用于农业的财政支出进行结构研究时，按其影响的不同将其分为两大类，以减少多重共线性和“伪回归”问题。总量分析模型的被解释变量Y为取对数“农村居民家庭人均纯收入”，解释变量X为取对数的“财政对农业的支出额”；结构分析模型的被解释变量为Y，解释变量z1为取对数的“支农支出和基本建设支出的和”，Z2为取对数的“农业科技三项费用、救济费和其他三项之和”。
3，数据的平稳性和协整检验
如果直接对时间序列做OLS估计。可能出现“伪回归”的问题，因此首先要对序列做平稳性检验，本文主要对变量X、Y做水平的和一阶差分的ADF检验，结果如表1所示：
由表1可知，当对时间序列X、Y做水平ADF检验时，X、Y的(c，t，1)均为非平稳的序列；当对X、Y做一阶差分时，DX、DY的(ct，0)在a=5％、10％时都是拒绝原假设的，即DX、DY为平稳序列，由此可知x～I(1)、Y～I(1)。
由于DX、DY是平稳的，两者可能存在协整关系，因此对其做协整检验以判断是否存在长期稳定的均衡关系。本文采用Engle和Granger(1987)提出的以残差为基础的EG检验，et(0，0,1)检验形式的P值为0.0035，说明x、Y存在长期的均衡关系。
4，模型设定
上面平稳性和协整检验的结论支持我们做进一步的回归分析：且从经济理论和散点图可知，农村居民家庭人均纯收入与财政用于农业的支出呈现出显著的正相关关系，而取对数后序列的续性关系非常明显，因此选取模型(1)作为回归模型：
Y=β1+β2*X+μ (1)
其中，β2衡量的是被解释变量Y关于解释变量X的弹性，即当X每变动1％时，Y的均值变化的百分比，OIS回归结果如下：
γ=1.145906+0.916747X (2)
t=(3.266694)(16.20688)
R2=0.906788 AdiR2=0.903336 F=262.6631 DW=0.219685dr=27
5，模型的检验与修正
方程(2)的可绝系数较高，回归系数的t值都通过检验，模型的拟合优度好；用White检验法进行异方差检验，得到nR2=1.772620，a=0.05时，查x2分布表，得临界值为5.9915，1.77<5.99， 所以接受原假设，表明模型不存在异方差；但是DW值却很低(a=0.05时，d1=1.34，du=1.48)，说明模型存在严重的正自相关，本文用广义差分法(GLS)进行修正。
首先对e1分别做1阶、2阶、3阶自回归，经过分析发现1阶自回归模型的回归效果最好，回归结果如下：
et=0.768155et-1+vt (3)
t=(9.498524)
R2=0.766603 DW=1.491333
在a=0.05时，N=28，k=1时，d1=1.33，du=1.48，此时2>DW=1.491333>du，t值显著，故判定模型存在1阶正自相关。
其次，用GLS对模型进行修正，构建广义差分变量gdx=X-0.768155*X(－1)，gdy=Y-0.768155*Y(－1)，对构造的差分变量作OLS回归，得到如下模型：
gdy=0.723903+0.627027*gdx (4)
t=(7.726376)(10.29878)
R2=0.803157 F=106.0648 dr=26 DW=1.508187
当a=0.05，N=28，K=1时，d1=1.33，du=1.48，2>Dw>du，说明此时不存在自相关；可绝系数R2，t，F统计量也比较理想，该模型修正效果较好，同时也应该注意，由于调整后的样本容量相对较小，模型估计可能存在一定的偏差。
最后得到修正后的模型的系数β1=0.723903／(1-0.768155)=3.122358，
β2=0.629382，得自相关修正后的回归方程为：
γ=3.122358+0.627027X (5)
t=(7.7263761(10.29878)
R2=0.803157 F=106.0648 dr=26 DW=1.508187
四、实证分析－基于结构的分析
上文已对财政支农的总影响进行了研究，下面对各项具体支出对收入的贡献度进行简要的结构分析。笔者进行简单多元回归发现存在明显的“伪回归”现象，经济意义上显著的系数没有通过显著性检验，以前的文献很少对此进行修正和处理，为了减少多重共线以及滞后效应对结构分析的影响，本文按照各项具体支出对农民增收的长期短期效应不同。将用于农业的财政支出分为两大类一支农支出和农业基本建设支出、农业科技三项费用和农村救济费及其他；此外，为了减少异方差的影响，此部分仍然采用取对数的方式对原数据进行处理。设定模型如下：
Y=C1+C2*Z1+C3*Z2+μ (6)
对模型进行回归。结果如下：
γ=0.900071+1.14442621－0.30111522 (7)
t=(2.872431)(12.09252)(-2.873814)
R2=0.937362 AdjR2=0.932544 F=194.5420 DW=0.457503df=26
由方程(7)可知，方程的可绝系数较高，F值远远地大于临界值，模型的拟合优度很好；回归系数的t值都通过检验。这里主要是分析结构，因此对此处存在的自相关问题不做特别的修正。
五、结论
基于文章第三、四部分的实证分析以及历年数据的统计描述，我们可以得到如下结论：
1，财政支农总额对农民纯收入确实存在影响
双对数模型中的β2衡量的是被解释变量Y关于解释变量x的弹性，即表明我国财政支农每增加1％，农村居民家庭人均纯收入提高0.627％，其影响是显著的。这说明财政对农业的投入将有利于农民收入的增加，进一步增加财政的农业支出将有利于促进农民收入的提高。
2，财政支农的效率有待提高
回归系数β2小于1，即农民收入增加的百分比小于财政支农支出增加的百分比。这表明我国财政支农的效率不高，这可能是由以下几点原因造成的：
(1)支农支出的总额不足。很多农业基础设施项目需要较大的投入规模才能发挥规模经济效应。虽然我国财政支农绝对额有很显著的增加。但是从财政支农占国家财政支出总额的比重来看，却呈现出波动下降的趋势，特别是1998年以后，该比例都低于10％，此外财政支农占农业GDP的比重呈现出阶段性变化，总体来看是先高后低再上升的趋势，2003年以后才恢复到10％的水平，这明显低于美国、加拿大等农业发达国家25％以上的水平。
(2)支农支出的比例不够稳定，呈阶段性变化的趋势。农业投入项目、尤其是大型的项目，需要较长时间段的资金支持，我国农业支出的比重波幅较大，其非稳定性和非连续性影响了农业生产的稳定性和农民收入增长的持续性。
(3)支农支出的增长速度较慢。相对于经常性财政收入的增加幅度，1978～2006年这29年间，只有13年财政用于农业支出的增长幅度高于经常性财政收入的增长幅度，且这13年终，1995年以后的仅仅有4年。
(4)资金使用不规范，管理制度不完善。历年来实行自上而下，层层落实的方式分配支农资金，但是地方政府和中央政府的利益、目标的不一致性影响了农业资金的使用效率，地方官员的短期目标和中央政府支农的长期目标相背离，使得资金利用效率不高，很难发挥建设项目的投资效果。
3，支农支出的结构不合理
由方程(7)可以看出，我国支农支出和基本建设支出之和每增加1％，农民人均纯收入将平均增加1.144426％，笔者认为财政用于农业的支出在这部分的投入是有效率的，存在明显的规模经济效应，这一方面是因为赢接用于生产建设的支农支出和基本建设支出短期效应比较明显。时滞效应相对较小。因此对农民增收的贡献度较大，另一方面是由于我国整体支农总体水平较低，从经济学的原理来讲，还处于规模效应递增的阶段，因此该部分对农民人均纯收入的增收幅度较大。
第二大类支出对农民增收有明显的负贡献率，财政在这方面的支出效率很低，其每增加1％，农民收入却下降0.301115％。从农业科技三项费用来看，这一方面是因为农业科研、科技成果转化、农业技术推广运用等项目的支出具有较大的时滞效应；另一方面这部分支出的增加也会挤占一些具有短期效应的支农支出和基本建设支出。因此农业科技三项费用支出对农民收入的贡献度低，甚至呈现了负的效应；此外，我国财政管理体制不合理，尤其是地方政府对这方面的作用并没有发挥出来，这也影响了这项支出的效果。
综合以上两个方面，按照短期效应和长期效应划分的两大类支出对农民人均纯收入的绩效影响是不一样的，我国财政对农业的支出必须注重结构的调整，短期内要加大支农支出、农村基本建设支出，从长期来看，必须重视科技的投入，将其作为一个推动农业持续、快速发展的新要素进行培育。
六、政策建议
1，进一步增加财政支农资金投入总量和相对规模，形成国家支农资金稳定增长机制
我国的农村经济在历史的不同阶段为国民经济发展作出了重大贡献，但农民享受政府提供的公共服务远远少于城镇居民。农业是弱质产业，对农业进行支持和保护是政府的重要责任，也是符合国际惯例的。随着经济的发展，不仅要增加财政支农资金总量，而且要确定一个较为合理的与农业GDP相关的比重，以充分发挥财政支农资金的规模效应。
2，整合财政支农资金，优化财政支农结构。提高财政支农资源的配置效率
从前面的分析我们发现，从短期来看，要继续增加短期效应较为明显的支农支出、农村基本建设支出的支出。以发挥其规模效应；长期来看，科技兴农是我们未来农业不断前进的根本因素，因此要加强科教的投入、促进农村人力资本的发展。这样才能为农业经济的发展、农民增收创造良好的长期增长路径，从而提高财政资金的配置效率。
3，扩大财政支农支出的途径。完善管理体制，调整财政支农方式
加大政策扶持力度，比如制定一些能吸引和引导社会资金投资农业的政策。更多的使用科技对农业扶持，提高农业的生产效率，同时积极推进科技以促进副业的发展，从而增加农民的收入途径。除此之外，必须改善财政支农资金的管理体制，地方政府和中央政府的目标的不一致，地方政府的巨额的管理费用和财政资金的流失挤占了对农业的直接投人。
从全社会的角度看，政府应该完善基础设施建设、完善农村金融服务，为农村的私人资本的形成创造良好的环境，因为私人资本的高效率是许多财政资金无法比拟的，只有私人资金和财政资金共同作为农业的资本投资，才能促进农业的长远发展，增加农民收入。
关键词：财政支农 农民收入 实证分析
一、引言
随着工业反哺农业时代的到来，政府也在积极加大财政对农业的投入力度，力图通过支援农村生产支出或农业综合开发支出降低农业生产成本调动农民的积极性，从而增加农业产出；通过其他费用的支出为农业生产建设创造有利的外部条件，以此来解决农民收入增长问题。但是，财政支农是否达到了预期的增加农民收人的效果了呢?农民收人的增长又有多少归因于财政支农呢?这需要我们对财政支农与农民收入之间的数量关系进行考察，以量化财政支农的绩效，从而为如何发挥财政支农政策的最大效果提供政策建议。
二、文献综述
我国学者就如何提升财政农业投入效率、促进农民增收问题展开了系列研究。在总量分析方面，李焕彰、钱忠好(2004)认为农业公共产品投人不足极大地制约着中国农业可持续增长的潜力：冉光和、李敬(2005)认为在经济转轨时期，财政政策成为掠夺农村经济资源的工具，财政收支的总效应对农民收入增长具有显著的负效应；何振国(2006)对中国财政支农的边际产出给予了判断，估计出了中国财政支农支出的最优规模大约为农业GDP的47.2％，并认为当前中国13％-15％左右的比例与最优规模有着相当大的差距，应加大财政对农业的总量投入。
在财政支农结构方面，钱克明(2003)的研究得出中国农村公共投资的理想次序是科技>教育>基础设施。但是我国实际的次序却与此相反；李焕彰、钱忠好(2004)利用格兰杰因果检验法确定了财政支农支出与农业产出之间存在着互为因果的关系，并通过计量分析得出财政支农政策从制定和执行两个方面均存在较大的偏差，财政应加大科研投人和基本建设支出以提高财政支农效率；肖新成(2005)运用灰色综合关联度分析法，检验了我国财政资金支农投人与农业经济增长之间的关系，认为要最大限度地提高财政支农资金的配置效率，必须大幅度增加财政支援农业资金的投入，在农业受灾之年要增加农村救济费用。适度增加农业科技三项费用和农村基础设施投入，压缩财政价格补贴支出：杜玉红、黄小舟(2006)选取1980－2002年财政支农资金的五个方面。运用OLS法进行多元线性回归法来分析其与农民年纯收入的关系，认为支援农业生产支出、农村救济费成为农民增收的有利因素，而农业基本建设投资则阻碍农民收人增加；王敏、潘勇辉(2007)对1981-2005年财政农业支出和农民纯收人的关系进行研究发现，长期而言，农村生产支出和农林水利气象支出是影响农民纯收入的最重要因素，农村基本设施建设次之，农村救济费位居第三，农业科技三项费用支出并未像众多学者通常认为的那样是促进农民增收效率最高的因素，短期内支援农村生产支出和农林水利气象事业费以及农村基本设施建设投入增长对于农民纯收入增长具有一定的促进作用。但不如长期的明显。
三、实证分析－基于总量的分析
1，概念界定
财政农业支出的统计口径有宽窄之分，窄口径是指“国家财政用于农业的支出”，这也是国家统计年鉴所采用的口径，主要包括支援农业生产支出、农林水利等的事业费、农业基本建设支出、农村救济费和农业科技三项费用等；宽口径还包括各项财政农业补贴等。由于宽口径的随意性较大，故本文选择窄口径以反映国家财政对农业的支持规模。
2，数据选择与变量选取
本文收集到我国1978—2006年的财政用于农业支出的总额及农村居民家庭人均年纯收入的时间序列数据进行总量分析：收集到财政用于农业支出的五部分一支农支出、基本建设支出、农业科技三项费用、农村救济费和其他项目的数据进行结构分析，样本容量为29。
由于宏观经济变量的规模通常随着时间而逐渐变大，数据前后变化的差异性会越来越大，为了缓解物价因素、异方差等对模型造成的影响，本文从两方面对数据进行处理，一方面扩大了样本容量，对数据进行了协整分析和取对数处理，以使模型结果更有说服力；另一方面，在对用于农业的财政支出进行结构研究时，按其影响的不同将其分为两大类，以减少多重共线性和“伪回归”问题。总量分析模型的被解释变量Y为取对数“农村居民家庭人均纯收入”，解释变量X为取对数的“财政对农业的支出额”；结构分析模型的被解释变量为Y，解释变量z1为取对数的“支农支出和基本建设支出的和”，Z2为取对数的“农业科技三项费用、救济费和其他三项之和”。
3，数据的平稳性和协整检验
如果直接对时间序列做OLS估计。可能出现“伪回归”的问题，因此首先要对序列做平稳性检验，本文主要对变量X、Y做水平的和一阶差分的ADF检验，结果如表1所示：
由表1可知，当对时间序列X、Y做水平ADF检验时，X、Y的(c，t，1)均为非平稳的序列；当对X、Y做一阶差分时，DX、DY的(ct，0)在a=5％、10％时都是拒绝原假设的，即DX、DY为平稳序列，由此可知x～I(1)、Y～I(1)。
由于DX、DY是平稳的，两者可能存在协整关系，因此对其做协整检验以判断是否存在长期稳定的均衡关系。本文采用Engle和Granger(1987)提出的以残差为基础的EG检验，et(0，0,1)检验形式的P值为0.0035，说明x、Y存在长期的均衡关系。
4，模型设定
上面平稳性和协整检验的结论支持我们做进一步的回归分析：且从经济理论和散点图可知，农村居民家庭人均纯收入与财政用于农业的支出呈现出显著的正相关关系，而取对数后序列的续性关系非常明显，因此选取模型(1)作为回归模型：
Y=β1+β2*X+μ (1)
其中，β2衡量的是被解释变量Y关于解释变量X的弹性，即当X每变动1％时，Y的均值变化的百分比，OIS回归结果如下：
γ=1.145906+0.916747X (2)
t=(3.266694)(16.20688)
R2=0.906788 AdiR2=0.903336 F=262.6631 DW=0.219685dr=27
5，模型的检验与修正
方程(2)的可绝系数较高，回归系数的t值都通过检验，模型的拟合优度好；用White检验法进行异方差检验，得到nR2=1.772620，a=0.05时，查x2分布表，得临界值为5.9915，1.77<5.99， 所以接受原假设，表明模型不存在异方差；但是DW值却很低(a=0.05时，d1=1.34，du=1.48)，说明模型存在严重的正自相关，本文用广义差分法(GLS)进行修正。
首先对e1分别做1阶、2阶、3阶自回归，经过分析发现1阶自回归模型的回归效果最好，回归结果如下：
et=0.768155et-1+vt (3)
t=(9.498524)
R2=0.766603 DW=1.491333
在a=0.05时，N=28，k=1时，d1=1.33，du=1.48，此时2>DW=1.491333>du，t值显著，故判定模型存在1阶正自相关。
其次，用GLS对模型进行修正，构建广义差分变量gdx=X-0.768155*X(－1)，gdy=Y-0.768155*Y(－1)，对构造的差分变量作OLS回归，得到如下模型：
gdy=0.723903+0.627027*gdx (4)
t=(7.726376)(10.29878)
R2=0.803157 F=106.0648 dr=26 DW=1.508187
当a=0.05，N=28，K=1时，d1=1.33，du=1.48，2>Dw>du，说明此时不存在自相关；可绝系数R2，t，F统计量也比较理想，该模型修正效果较好，同时也应该注意，由于调整后的样本容量相对较小，模型估计可能存在一定的偏差。
最后得到修正后的模型的系数β1=0.723903／(1-0.768155)=3.122358，
β2=0.629382，得自相关修正后的回归方程为：
γ=3.122358+0.627027X (5)
t=(7.7263761(10.29878)
R2=0.803157 F=106.0648 dr=26 DW=1.508187
四、实证分析－基于结构的分析
上文已对财政支农的总影响进行了研究，下面对各项具体支出对收入的贡献度进行简要的结构分析。笔者进行简单多元回归发现存在明显的“伪回归”现象，经济意义上显著的系数没有通过显著性检验，以前的文献很少对此进行修正和处理，为了减少多重共线以及滞后效应对结构分析的影响，本文按照各项具体支出对农民增收的长期短期效应不同。将用于农业的财政支出分为两大类一支农支出和农业基本建设支出、农业科技三项费用和农村救济费及其他；此外，为了减少异方差的影响，此部分仍然采用取对数的方式对原数据进行处理。设定模型如下：
Y=C1+C2*Z1+C3*Z2+μ (6)
对模型进行回归。结果如下：
γ=0.900071+1.14442621－0.30111522 (7)
t=(2.872431)(12.09252)(-2.873814)
R2=0.937362 AdjR2=0.932544 F=194.5420 DW=0.457503df=26
由方程(7)可知，方程的可绝系数较高，F值远远地大于临界值，模型的拟合优度很好；回归系数的t值都通过检验。这里主要是分析结构，因此对此处存在的自相关问题不做特别的修正。
五、结论
基于文章第三、四部分的实证分析以及历年数据的统计描述，我们可以得到如下结论：
1，财政支农总额对农民纯收入确实存在影响
双对数模型中的β2衡量的是被解释变量Y关于解释变量x的弹性，即表明我国财政支农每增加1％，农村居民家庭人均纯收入提高0.627％，其影响是显著的。这说明财政对农业的投入将有利于农民收入的增加，进一步增加财政的农业支出将有利于促进农民收入的提高。
2，财政支农的效率有待提高
回归系数β2小于1，即农民收入增加的百分比小于财政支农支出增加的百分比。这表明我国财政支农的效率不高，这可能是由以下几点原因造成的：
(1)支农支出的总额不足。很多农业基础设施项目需要较大的投入规模才能发挥规模经济效应。虽然我国财政支农绝对额有很显著的增加。但是从财政支农占国家财政支出总额的比重来看，却呈现出波动下降的趋势，特别是1998年以后，该比例都低于10％，此外财政支农占农业GDP的比重呈现出阶段性变化，总体来看是先高后低再上升的趋势，2003年以后才恢复到10％的水平，这明显低于美国、加拿大等农业发达国家25％以上的水平。
(2)支农支出的比例不够稳定，呈阶段性变化的趋势。农业投入项目、尤其是大型的项目，需要较长时间段的资金支持，我国农业支出的比重波幅较大，其非稳定性和非连续性影响了农业生产的稳定性和农民收入增长的持续性。
(3)支农支出的增长速度较慢。相对于经常性财政收入的增加幅度，1978～2006年这29年间，只有13年财政用于农业支出的增长幅度高于经常性财政收入的增长幅度，且这13年终，1995年以后的仅仅有4年。
(4)资金使用不规范，管理制度不完善。历年来实行自上而下，层层落实的方式分配支农资金，但是地方政府和中央政府的利益、目标的不一致性影响了农业资金的使用效率，地方官员的短期目标和中央政府支农的长期目标相背离，使得资金利用效率不高，很难发挥建设项目的投资效果。
3，支农支出的结构不合理
由方程(7)可以看出，我国支农支出和基本建设支出之和每增加1％，农民人均纯收入将平均增加1.144426％，笔者认为财政用于农业的支出在这部分的投入是有效率的，存在明显的规模经济效应，这一方面是因为赢接用于生产建设的支农支出和基本建设支出短期效应比较明显。时滞效应相对较小。因此对农民增收的贡献度较大，另一方面是由于我国整体支农总体水平较低，从经济学的原理来讲，还处于规模效应递增的阶段，因此该部分对农民人均纯收入的增收幅度较大。
第二大类支出对农民增收有明显的负贡献率，财政在这方面的支出效率很低，其每增加1％，农民收入却下降0.301115％。从农业科技三项费用来看，这一方面是因为农业科研、科技成果转化、农业技术推广运用等项目的支出具有较大的时滞效应；另一方面这部分支出的增加也会挤占一些具有短期效应的支农支出和基本建设支出。因此农业科技三项费用支出对农民收入的贡献度低，甚至呈现了负的效应；此外，我国财政管理体制不合理，尤其是地方政府对这方面的作用并没有发挥出来，这也影响了这项支出的效果。
综合以上两个方面，按照短期效应和长期效应划分的两大类支出对农民人均纯收入的绩效影响是不一样的，我国财政对农业的支出必须注重结构的调整，短期内要加大支农支出、农村基本建设支出，从长期来看，必须重视科技的投入，将其作为一个推动农业持续、快速发展的新要素进行培育。
六、政策建议
1，进一步增加财政支农资金投入总量和相对规模，形成国家支农资金稳定增长机制
我国的农村经济在历史的不同阶段为国民经济发展作出了重大贡献，但农民享受政府提供的公共服务远远少于城镇居民。农业是弱质产业，对农业进行支持和保护是政府的重要责任，也是符合国际惯例的。随着经济的发展，不仅要增加财政支农资金总量，而且要确定一个较为合理的与农业GDP相关的比重，以充分发挥财政支农资金的规模效应。
2，整合财政支农资金，优化财政支农结构。提高财政支农资源的配置效率
从前面的分析我们发现，从短期来看，要继续增加短期效应较为明显的支农支出、农村基本建设支出的支出。以发挥其规模效应；长期来看，科技兴农是我们未来农业不断前进的根本因素，因此要加强科教的投入、促进农村人力资本的发展。这样才能为农业经济的发展、农民增收创造良好的长期增长路径，从而提高财政资金的配置效率。
3，扩大财政支农支出的途径。完善管理体制，调整财政支农方式
加大政策扶持力度，比如制定一些能吸引和引导社会资金投资农业的政策。更多的使用科技对农业扶持，提高农业的生产效率，同时积极推进科技以促进副业的发展，从而增加农民的收入途径。除此之外，必须改善财政支农资金的管理体制，地方政府和中央政府的目标的不一致，地方政府的巨额的管理费用和财政资金的流失挤占了对农业的直接投人。
从全社会的角度看，政府应该完善基础设施建设、完善农村金融服务，为农村的私人资本的形成创造良好的环境，因为私人资本的高效率是许多财政资金无法比拟的，只有私人资金和财政资金共同作为农业的资本投资，才能促进农业的长远发展，增加农民收入。