第３２卷第２期 武汉理工大学学报・信息与管理工程版 Ｖｏ１．３２ Ｎｏ．２ ２０１０年４月 ＪＯＵＲＮＡＬ ＯＦ ＷＵＴ（ＩＮＦＯＲＭＡＴＩＯＮ＆ＭＡＮＡＧＥＭＥＮＴ ＥＮＧＩＮＥＥＲＩＮＧ） Ａｐｒ．２０１０ 文章编号：１００７—１４４Ｘ（２０１０）０２—０３２４—０５ 文献标志码：Ａ 财政支农支出和产业发展对农民收入的影响 江克忠 ，王德高 （１．上海财经大学公共经济与管理学院，上海２００４３３；２．武汉大学经济与管理学院，湖北武汉４３００７２） 摘要：在向量自回归模型的基础上，实证研究我国财政支农支出和产业发展对农民收入的动态影响。格兰 杰因果关系检验表明：我国农业的发展和非农产业的发展都是农民收入增长的原因；农民收入增长是财政支 农支出增长的原因；反向结论不成立。协整关系检验证明：这４个变量之间存在长期稳定的均衡关系，其中， 农民收入与非农产业发展正相关，与农业发展和财政支农支出负相关。向量误差修正模型说明：短期内，农民 收入具有惯性增长的趋势，其他变量的波动对其影响不显著，而且校正非均衡的能力很弱。 关键词：财政支农支出；产业发展；农民收入 中图分类号：Ｆ８１０．４ ＤＯＩ：１０．３９６３／ｊ．ｉｓｓｎ．１００７一ｌ４Ｊ４Ｘ．２０１０．０２．０３９ 三农问题一直是我国社会和经济发展的瓶 看，与农业生产直接相关的生产性支出和基本建 颈，而农民增收问题一直被认为是制约三农问题 设支出占比过高，而农业科研和社会福利等方面 解决的根源。对农民增收的困难问题，众多学者 的支出过低，从而在增加农民收入上的效果不明 从不同角度提供了解释：林毅夫将制约农民收入 显 ；杜玉红和黄小舟对我国财政支持农业生产 增长的因素归结为农村基础设施建设的滞后，认 支出、农村水利气象支出等各项支农支出对农民 为加强农村基础设施建设和科技创新是增加农民 收入的影响进行了实证研究，发现财政农业生产 收人的重要途径¨ ；周其仁认为影响产权界定明 和救济支出有利于增加农民收人，而财政农村基 晰的一系列制度因素是阻碍农民收入增长的基本 本建设支出对农民收入有抑制作用 Ｊ。 因素，因此增加农民收入应从产权明晰人手 ； 笔者在借鉴前人研究成果的基础上，结合我 喻平认为，农民工资性收入是增加农民收入的主 国产业发展和财政支农支出研究农民收入增长问 要因素，而这需要转移农村剩余劳动力与产业结 题。研究方法与沈坤荣等的研究方法相类似，采 构调整等制度的支撑，农民收入增长与经济市场 用时间序列的协整检验和误差修正模型的分析方 化改革不匹配也大多基于此 ；陶然等认为农村 法，目的是为了防止伪回归问题的出现；李建军也 收入差距的扩大以及农村税费征收比率的累退性 用时间序列的协整分析方法研究了我国财政支出 是农村税费问题Ｅｔ益严重的关键，由此可以解释 与农民收入的关系 。 农村税费改革的相对失效以及农民收入增长的困 境 ］。陶勇结合我国财政支农支出和产业发展 １农民收入、产业发展和财政支农支出的变化 对农民收入增长进行过细致的研究，认为财政应 １．１农民收入总量和结构分析 该加大对农村公共产品的投入力度，同时支持农 改革开放以来，我国农民人均纯收入总量和 业和产品结构的调整，扶持乡镇中小企业的发展， 收入构成 都发生很大变化。其中，农民收入从 才能切实增加农民的收人 ；沈坤荣和张璨认为 １９７８年的１３３．６元增加到２００８年的４ ７６０．６元， 国家财政的农村支出对农民收入增长起到了一定 年平均增长１２．８９％；增长速度波动很大，１９９７年 的促进作用，但由于公共支出的管理、运用效率低 以前平均增长速度为１６．２０％，１９９７年后平均增 下，其作用在统计上并不十分显著；从支出结构 长速度为７．９３％，总体处于下降趋势；在农民收 收稿日期：２００９—０９～１８． 作者简介：江克忠（１９７４一），男，湖北阳新人，上海财经大学公共经济与管理学院博士研究生 第３２卷第２期 江克忠，等：财政支农支出和产业发展对农民收入的影响 ３２５ 人来源中，１９９３年后家庭经营收入占农民收入的 ３３．９４％，２００６年占１５．８９％；而支援农业生产支 出和各项事业费年平均占６７．１％，１９７８年占 ５１．０８％，２００６年占６８．１２％；农业科技３项费用 平均比例为６３．１０％，总体呈下降趋势，由１９９３ 年的７３．６２％下降到２００８年的５１．１６％；１９９３年 后工资性收入占农民收入比例平均为３０．４２％，处 于不断上升趋势。但是考察不同来源收入增长对 农民收入增长的贡献发现，１９９３年后家庭经营收 入增长对农民收入增长的贡献率只占到３１．７３％， 工资性收入增长对农民收入增长的贡献率达到 和农村救济费及其他支出年平均只占７．６４％。 我国财政支农支出总量和结构相对于我国农村的 广大区域和人口，财政支农支出总量是不足的，支 出结构也有待改善。 ５８．７８％。我国农民收入总量总体不断上升，但是 增长速度乏力；收人中来源于农业（第一产业）的 家庭经营收入比例不断降低，对农民收入增长的 贡献也不断降低；来源于非农产业（第二、三产 业）的工资性收入比例不断升高，对农民收入增 长的贡献也逐渐增强。 １．２产业结构的发展分析 随着我国经济体制改革的不断深入，产业结 构也不断地发生调整，从１９７８年到２００８年，农业 的年平均增长速度为１２．６８％；非农产业的年平 均增长速度为１６．９５％；同时，农业增加值占ＧＤＰ 的比例年均为２１．７３％，总体呈不断下降趋势，由 １９７８年的２８．１９％下降到２００８年的１１．３１％；非 农产业增加值占ＧＤＰ的比例年均为７８．２７％；总 体呈不断上升趋势，由１９７８年的７１．８１％上升到 ２００８年的８８．８９％。非农产业在发展的过程中吸 纳了大量的农村剩余劳动力，我国农业从业人员 占社会从业人员的比例由１９８３年的６７．１％下降 到２００６年的４２．６％，农村非农产业劳动力占社 会从业人员的比例由１９８３年的６．５％上升到 ２００５年的２６．９％。 １．３财政支农支出分析 我国财政支农支出主要包括农林水利和气象 支出、农业综合开发支出、农业基本建设支出、农 业科技３项费用和农村救济费。支出总量从 １９７８年的１５０。６６亿元增加到２００８年的５ ９５５．５ 亿元，年平均增长速度为１４．０４％，增速小于国家 财政收入增长速度（１４．５０％）和财政支出增长速 度（１４．６０％），没有达到《农业法》规定的国家财 政每年对农业总投入的增长幅度应当高于国家财 政经常性收入的增长幅度的要求。财政支农支出 占财政总支出的比例呈下降的趋势，从１９７８年的 １３．４３％下降到２００６年的７．８５％；从１９７８年到 ２００６年的财政支农支出中，基本建设支出年平均 只占２５．２３％，而且一直呈下降趋势，１９７８年占 ２实证研究 笔者选用Ｅｖｉｅｗｓ６．０软件进行计量分析，数 据来源于我国１９７８—２００８年中经网统计数据库 （ｈｔｔｐ：／／ｄｂ．ｅｅｉ．ｇｏｖ．ｅｎ／）和《新中国五十年统计 资料汇编》。由于财政支农支出很难找到一个合 理的指数对其进行平减，因此这４个变量都取名 义值，这不会影响笔者得出的结论。农民收入ｓｒ 为农村居民人均纯收入；农业的发展用第一产业 增加值衡量，用＋ｃｙ表示；非农产业发展用第二、 三产业增加值之和衡量，用ｅｓｃｙ表示；财政支农支 出用 凡表示。为了消除数据中可能存在的异方 差，对这４个变量分别取对数得到１ｎ Ｉｎ ｄｙｃｙ、 Ｉｎ ｅｓｃｙ和Ｉｎ ｎ，作为笔者的分析变量。 ２．１变量序列的平稳性检验 对于非平稳时间序列，时间序列的数字特征 是随着时间的变化而变化的，难以通过序列已知 的信息去掌握时间序列整体上的随机性；如果直 接使用非平稳的时间序列进行计量分析，在作统 计推断时，参数统计量的分布不再是原来的标准 分布，并且所作的回归也是一种毫无意义的伪回 归，这种回归关系不能够真实地反映因变量与解 释变量之间存在的均衡关系。表１显示了采用 ＡＤＦ（ａｕｇｍｅｎｔｅｄ ｄｉｃｋｅｙ—ｆｕｌｌｅｒ）方法对变量序列 的平稳性检验结果，表明这４个变量都是一阶单 整时间序列，可以进行协整分析。 ２．２协整关系检验和向量误差模型 笔者使用由ＪＯＨＡＮＳＥＮ和ＪＵｓＥｕｕＳ提出的 在ＶＡＲ模型下使用极大似然估计的方法来检验 各经济变量之间是否具有协整关系。由于Ｊ０． ＨＡＮＳＥＮ协整检验对滞后期非常敏感，因此首先 需要确定模型的滞后阶数，如表２所示；根据无约 束ＶＡＲ模型确定ＶＡＲ模型和协整模型的滞后阶 数，协整模型滞后阶数等于ＶＡＲ模型滞后阶数减 １。选择协整项包含截距项，不包含时间趋势项的 协整模型。 ３２６ 武汉理工大学学报・信息与管理工程版 表１变量序列的平稳性检验结果 ２０１０年４月 注： 、”、 分别为变量在１％、５％、１０％显著性水平下是平稳的；检验类型中的Ｃ表示带有常数项，ｔ表示带有趋 势项，ｋ表示所采用的滞后阶数 表２ ＶＡＲ模型滞后阶数 注： 为根据本标准选择的滞后阶数；ＬＲ为序列调整的 ２检验统计量（５％显著性水平）；ＦＰＥ为最后预测误差；ＡＩＣ 为赤池信息量准则；ＳＣ为施瓦尔茨信息量准则；Ｉ－１Ｑ为汉南一奎因信息量准则 由表２的检验结果可以确定，变量ｌｎ ｓｒ、 Ｉｎ ｄｙｃｙ、Ｉｎ ｅｓｃｙ和Ｉｎ 系，滞后阶数选择１。 之间的关系建立ＶＡＲ模 型的最优滞后阶数为２，因此它们之间的协整关 同时，采用迹统计量和最大特征根统计量来 检验３个变量之间是否具有协整关系，变量的协 整关系检验结果如表３所示。 从表３可以看出，迹统计量和最大特征根统 表３变量的协整关系检验结果 注： 表示在５％显著性水平下拒绝原假设 计量均在５％的显著性水平上拒绝了协整个数为 ０的原假设，说明这３个变量之间存在协整关系， 经标准化的协整方程为： ｌｎ ｓｒ ＝一１．０５８ ２９９ Ｉｎ ｄｙｃｙ ＋１．６６４ ５１０ Ｉｎ ｅｓｃｙ 一 ０．３７６ ６６１ Ｉｎ ｃｚｚｎ ＋１．６６３ ３１７ 下是平稳序列，不存在单位根，并且取值是在０上 下波动的；而且，方括号内的系数ｔ统计量值经检 验是显著的。 根据以上研究可知：长期来说，这４个变量之 间存在稳定均衡关系；其中，农民收入与农业发展 和财政支农支出负相关，与非农产业发展正相关。 在协整方程的基础上建立ＶＥＣＭ可得到以 下结果： △ｌｎ ｓｒ，＝一０．２０５ ７３８ｅｃｒｕ 一１＋０．４１１ ５２５Ａ Ｉｎ ｒ 】＋ 『２．２６５ ２８］ 『一３．７１５ ６４］ ［１．９８４ ４０］ 令协整方程的残差项为ｅｃｍ ，对其进行单位 根检验，采用无趋势项、无截距项和利用ＡＩＣ准 则选择１阶滞后，得如下结果：ＡＤＦ统计值为 一２．５９６ ９４２，而１％、５％、１０％显著性水平下ＡＤＦ １．６１０ ０１１，则说明残差序列在５％显著性水平 －１十 ０．１２６ ０３０Ａ Ｉｎ ｄｙｃｙ １＋０．１３７ ２１４Ａ Ｉｎ ｅｓｃｙｃ临界值分别等于一２．６４７ １２０、一１．９５２ ９１０、 一０．０３０ ２４８Ａ Ｉｎ ｃｚｚｎ， １＋０．０２９ １２０ 一『一３．６６７ １７］ 『１．８３６ ５１］ 『０．６１２ １９］ 第３２卷第２期 江克忠，等：财政支农支出和产业发展对农民收入的影响 ３２７ ［１．１６７ ４７］ ［０．４３３ ０３］ ［１．４７０ ７０］ 其中，Ｒ ＝０．７３０ ６９８；Ｆ＝１２．４８１ ２１。 从短期各变量的变动来看：滞后１期的ｌｎ ｓｒ、 Ｉｎ ｄｙｃｙ、Ｉｎ ｅｓｃｙ和Ｉｎ ｃｚｚｒｔ对当期ｌｎ ｓｒ都有正向效 应；从偏离长期均衡的影响来看，误差修正项的系 数为一０．２０５ ７３８，符合对均衡偏离的反向修正原 则，校正上一期非均衡的速度为２０．６％。 ：＼．．．．一 同时，对ＶＥＣＭ的估计结果进行变量的块外 生性检验，即检验短期内各变量的波动是否为 ｌｎ ｓｒ波动的格兰杰原因。检验结果表明，短期内 Ｉｎ ｄｙｃｙ、Ｉｎ ｅｓｃｙ和Ｉｎ ｃ 的波动以及它们的联合 波动对ｌｎ ｓｒ变化的影响都不显著，如表４所示。 表４ ＶＥＣＭ块外生性检验结果 原假设 ／］ 陋 善是鸶 Ｃｈｉ—ｓｑ自由度Ｐ值 Ｏ Ｏ ０ ０ Ｏ ０ ０ Ｏ Ｏ ０ ∞ ∞ 协整模型有４个内生变量，最大滞后阶数为 ２，因此ＶＥＣＭ共有４×２＝８个根，而估计ＶＥＣＭ 有１个协整关系，从理论上应该有４—１＝３个根 的模为１；由ＶＥＣＭ稳定性检验结果（表５）可知， 有３个根为１，落在单位圆上，其他的均在单位圆 内，因此ＶＥＣＭ的稳定性条件得以满足，由此可 见，所估计的ＶＥＣＭ的效果还是比较好的。 表５ ＶＥＣＭ稳定性检验 特征根 模 １．００ｏ Ｏ００ １．０００ ０００ １．０００ ０００ １．０００ ０００ １．Ｏ００ Ｏｏｏ １．ｏｏ０ Ｏｏｏ ０．６４９ ２２１—０．４４２ ７９１ｉ ０．７８５ ８４５ ０．６４９ ２２１＋０．４４２ ７９１ｉ ０．７８５ ８４５ ０．６７２ ５１６ ０．６７２ ５１６ —０．２２０ ７２７—０．１９１ ３６７ｉ ０．２９２ １３３ 一０．２２０ ７２７－－Ｉ０．１９１ ３６７ｉ ０．２９２ １３３ ２．３脉冲响应函数分析 脉冲响应函数能够刻画一个变量的随机误差 项的冲击对每个内生变量当期及以后各期的影 响，传统的ＶＡＲ模型的动态分析一般采用正交脉 冲响应函数来实现，常用的正交化方法是Ｃｈｏ１． ｅｓｋｙ分解，但是其结果严格依赖于模型中变量的 次序，笔者采用由ＫＯＯＰ等提出的广义脉冲响应 函数克服了上述缺点。图１为脉冲响应函数。 １ ２ ３ ４ ５ ６ ７ ８ ９ １０ 滞后期数侔 图１脉冲响应函数 从图１可以看出：①在当期给Ｉｎ咖，，一个标 准差信息的正冲击（农业增加值增长），ｌｎ ｓｒ产生 持续的正响应；表明农业发展受到外部条件的某 一正冲击后，对农民收入带来显著持续的提高。 ②在当期给Ｉｎ ｅｓｅｙ一个标准差信息的正冲击（非 农产业增加值增加），１ｎ ｓｒ产生持续的很强的正 响应；表明非农产业发展受到外部条件的某一正 冲击后，对农民收入也带来显著的持续的提高作 用。③在当期给Ｉｎ ｎ一个标准差信息的正冲 击（财政支农支出增加），Ｉｎ ｓｒ除了当期有正响应 外，以后各期都是负响应；表明财政支农支出受到 外部条件的某一正冲击后，当期会增加农民收入， 但是以后各期对农民收入的增长产生持续的抑制 作用。④ｌｎ ｓｒ对自身一个标准差信息的正冲击有 持续的正响应；表明我国农民收入有很强的惯性 上升的趋势。 ２．４格兰杰因果关系检验 格兰杰因果检验 叫提供的是判断一个变量 的变化是否是另外一个变量变化的原因，格兰杰 因果关系检验结果如表６所示，其结果表明：我国 农业的发展是农民收入增长的格兰杰原因，非农 产业的发展也是农民收入增长的格兰杰原因，农 民收人增长是财政支农支出增长的格兰杰原因； 反向结论不成立。 ３ 结论 （１）农业发展对农民收入的影响。长期来 说，我国农民收入与农业的发展负相关；短期来 说，农业的波动对农民收入影响不显著；农业发展 的正冲击对农民收入产生持续的拉升作用；农业 的发展是农民收入增长的原因，农民收入增长却 不是农业增加值增长的原因。 ３２８ 武汉理工大学学报・信息与管理工程版 ２０１０年４月 表６格兰杰因果关系检验结果 注： 、 、” 分别表示在１％、５％、１０％显著性水平下拒绝原假设 （２）非农产业发展对农民收入的影响。长期 ［２］ 周其仁．农地征用垄断不经济［Ｊ］．中国改革，２００１ 来说，我国农民收入与非农产业的发展正相关；短 （１２）：２８—２９． 期来说，非农产业的波动对农民收入的影响也不 ［３］ 喻平．农民收入增长与经济发展之间的关系研究 显著；非农产业发展的正冲击对农民收入也产生 ［Ｊ］．现代财经，２００３（７）：６１—６５． 持续的拉升作用；非农产业的发展是农民收入增 ［４］ 陶然，刘明兴，章奇．农民负担、政府管制与财政体 长的原因，农民收入增长不是非农产业增加值增 制改革［Ｊ］．经济研究，２００３（４）：３—１２． ［５］ 陶勇．增加农民收入的财政支持研究［Ｊ］．财经研 长的原因。 究，２００１（７）：３８—４３． （３）财政支农支出对农民收入的影响。长期 ［６］ 沈坤荣，张璩．中国农村公共支出及其绩效分析：基 来说，我国农民收入与财政支农支出负相关；短期 于农民收入增长和城乡收入差距的经验研究［Ｊ］． 来说，财政支农支出的波动对农民收入的影响也 管理世界，２００７（１）：３０—４０． 不显著；财政支农支出的正冲击除了在当期增加 ［７］ 杜玉红，黄小舟．财政资金农业支出与农民收入关 农民收人外，以后各期对农民收入产生持续的抑 系研究［Ｊ］．统计研究，２００６（９）：４７—５０． 制作用；财政支农支出的增长不是农民收入增长 ［８］ 李建军．城镇居民收入、财政支出与农民收入：基于 的原因，农民收入增长却是财政支农支出增长的 １９７８～２００６年中国数据的协整分析［Ｊ］．农业技术 原因。 经济，２００８（４）：３４—４０． ［９］ 杨灿明，郭慧芳，孙群力．我国农民收入来源构成的 实证分析：兼论增加农民收入的对策［Ｊ］．财贸经 参考文献： 济，２００７（２）：７４—７８． ［１０］ 高铁梅．计量经济分析方法与建模：Ｅｖｉｅｗｓ应用及 ［１］林毅夫．增加农民收入需要农村基础设施的牢固 实例［Ｍ］．北京：清华大学出版社，２００９：１９１—２７７． ［Ｊ］．调研世界，２００１（７）：３—４． Ｉｍｐａｃｔ ｏｆ Ｆｉｓｃａｌ Ｅｘｐｅｎｄｉｔｕｒｅ ｆｏｒ Ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅ ａｎｄ Ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ｏｎ ｔｈｅ Ｐｅａｓａｎｔ Ｉｎｃｏｍｅ ＪＩＡＮＧ Ｋｅｚｈｏｎｇ，ＷＡＮＧ Ｄｅｇａｏ Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｂａｓｅｄ ｏｎ ｔｈｅ ｖｅｃｔｏｒ ａｕｔｏ—ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ｍｏｄｅｌ，ｔｈｅ ｄｙｎａｍｉｃ ｉｍｐａｃｔ ｏｆ ｆｉｓｃａｌ ｅｘｐｅｎｄｉｔｕｒｅ ｆｏｒ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅ ａｎｄ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｄｅ— ｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ｏｎ ｔｈｅ ｐｅａｓａｎｔ ｉｎｃｏｍｅ ｗａｓ ａｎａｌｙｚｅｄ．Ｇｒａｎｇｅｒ ｃａｕｓａｌｉｔｙ ｔｅｓｔｓ ｉｍｐｌｉｅｄ ｔｈａｔ ｂｏｔｈ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ａｎｄ ｎｏｎ—ａｇｒｉ— ｃｕｌｔｕｒａｌ ｉｎｄｕｓｔｉｒａｌ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ａｒｅ ｒｅａｓｏｎｓ ｆｏｒ ｐｅａｓａｎｔ ｉｎｃｏｍｅ ｇｒｏｗｔｈ ｉｎ Ｃｈｉｎａ．Ｐｅａｓａｎｔ ｉｎｃｏｍｅ ｇｒｏｗｔｈ ｃａｕｓｅｓ ｔｈｅ ｉｎｃｒｅａｓｅ ｏｆ ｆｉｓ— ｃａｌ ｅｘｐｅｎｄｉｔｕｒｅ ｆｏｒ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅ．Ｈｏｗｅｖｅｒ．ｔｈｅ ｒｅｖｅｒｓｅ ｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎ ｄｏｅｓ ｎｏｔ ｅｘｉｓｔｅｎｃｅ．Ｃｏ—ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ ｔｅｓｔ ｃｅｒｔｉｉｆｅｄ ｔｈａｔ ｔｈｒｅｅ ｖａｒｉａ— ｂｌｅｓ ｈａｖｅ ｌｏｎｇ—ｔｅｒｍ ｓｔａｂｌｅ ｅｑｕｉｌｉｂｒｉｕｍ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ，ａｎｄ，ｔｈｅ ｐｅａｓａｎｔ ｉｎｃｏｍｅ ｈａｓ ｐｏｓｉｔｉｖｅ ｅｆｆｅｃｔ ｗｉｔｈ ｔｈｅ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ｏｆ ｎｏｎ—ａｇ— ｒｉｃｕｈｕｒａｌ ｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓ；ｈａｓ ｎｅｇａｔｉｖｅ ｅｆｆｅｃｔ ｗｉｔｈ ｔｈｅ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ａｎｄ ｔｈｅ ｆｉｓｃａｌ ｅｘｐｅｎｄｉｔｕｒｅ ｆｏｒ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅ．Ｖｅｃｔｏｒ ｅｒｒｏｒ ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ ｍｏｄｅｌ ｐｒｏｖｅｄ ｔｈａｔ ｉｎ ｔｈｅ ｓｈｏａ—ｔｅｒｍ．ｔｈｅ ｐｅａｓａｎｔ ｉｎｃｏｍｅ ｔｅｎｄｓ ｔｏ ｉｎｅｒｔｉａ ｒｉｓｉｎｇ．Ｔｈｅ ｉｍｐａｃｔ ｏｆ ｔｈｅ ｏｔｈｅｒ ｖａｒｉａｂｌｅｓ ｆｌｕｅ— ｔｕａｔｉｏｎｓ ｉｓ ｎｏｔ ｓｉｇｎｉｉｆｃａｎｔ，ａｎｄ ｔｈｅ ｒｏｌｅ ｏｆ ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ ｉｓ ｎｏｔ ｐｒｏｍｉｎｅｎｔ． Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：ｉｆｓｃａｌ ｅｘｐｅｎｄｉｔｕｒｅ ｆｏｒ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅ；ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ；ｐｅａｓａｎｔ ｉｎｃｏｍｅ ＪＩＡＮＧ Ｋｅｚｈｏｎｇ：Ｄｏｃｔｏｒｉａｌ Ｃａｎｄｉｄａｔｅ；Ｓｃｈｏｏｌ ｏｆ Ｐｕｂｌｉｃ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ Ａｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｏｎ，Ｓｈａｎｇｈａｉ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ ｏｆ Ｆｉｎａｎｃｅ ａｎｄ Ｅｃｏ— ｎｏｍｉｃｓ，Ｓｈａｎｇｈａｉ ２００４３３，Ｃｈｉｎａ． ［编辑：周延美］