財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系——基于縣域?qū)用娴膮f(xié)整及脈沖響應(yīng)分析

胡春陽(yáng)，汪 上，李 強(qiáng)，熊啟濱

（安徽科技學(xué)院財(cái)經(jīng)學(xué)院，安徽鳳陽(yáng)，233100）

財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系
——基于縣域?qū)用娴膮f(xié)整及脈沖響應(yīng)分析

胡春陽(yáng)，汪 上，李 強(qiáng)，熊啟濱

（安徽科技學(xué)院財(cái)經(jīng)學(xué)院，安徽鳳陽(yáng)，233100）

農(nóng)業(yè)是傳統(tǒng)和基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，財(cái)政支持是發(fā)展農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的重要手段。基于縣域?qū)用娴呢?cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整和脈沖響應(yīng)分析表明，財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值影響顯著，兩者之間存在長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，且縣域?qū)用媾c國(guó)家、省域?qū)用嫜芯拷Y(jié)論差異較大。因此，發(fā)展農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)要繼續(xù)加大對(duì)“三農(nóng)”的政策傾斜和資金扶持力度，進(jìn)一步完善農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼制度，整合現(xiàn)有的條塊分割、各自為政的農(nóng)口部門，建立健全財(cái)政支農(nóng)資金的監(jiān)管和考核機(jī)制，加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

財(cái)政支農(nóng)支出；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；協(xié)整分析；脈沖響應(yīng)函數(shù)

投入不足和效率低下是制約我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素。財(cái)政支農(nóng)作為當(dāng)前政府支農(nóng)的重要手段，近年來投入（尤其是中央投入）呈逐步加大的趨勢(shì)，對(duì)于提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平和農(nóng)民生活水平起到了積極的作用。研究財(cái)政支農(nóng)問題，首先要明確其支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的關(guān)系，而現(xiàn)有的研究多局限于國(guó)家、省際層面，難于體現(xiàn)支農(nóng)體系自上而下過程中存在的問題及與縣域?qū)用娴牟町愋?。因此，本文擬以安徽鳳陽(yáng)縣為例，研究財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，并在與國(guó)家、省域?qū)用娴难芯砍晒容^的基礎(chǔ)上，提出相關(guān)政策建議。

一、文獻(xiàn)綜述

近年來，關(guān)于財(cái)政支農(nóng)支出的研究成為學(xué)術(shù)界廣泛關(guān)注的問題。B.C.Roy、Fan Shenggen，Hazell Peter and Thorat Sukhadeo對(duì)印度幫際層面農(nóng)業(yè)科技、基礎(chǔ)設(shè)施等支出在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)等方面的效率進(jìn)行了測(cè)算和比較研究［1，2］。R.J.Barro研究財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，認(rèn)為兩者關(guān)系符合庫(kù)茨涅茨倒U型分布規(guī)律［3］。國(guó)內(nèi)關(guān)于財(cái)政支農(nóng)支出的研究主要集中在財(cái)政支農(nóng)支出的投入、規(guī)模、績(jī)效、問題、整合及對(duì)策等方面。蔣俊朋等通過對(duì)我國(guó)東中西部地區(qū)1995~ 2009年財(cái)政支農(nóng)支出投入和規(guī)模的Theil指數(shù)分析，認(rèn)為其投入基本呈“東高中低”的格局［4］。林森、張亞斌構(gòu)建超效率DEA模型，利用STATA和SMS軟件，對(duì)我國(guó)2007年省際時(shí)間序列數(shù)據(jù)的實(shí)證研究表明，人均小口徑支農(nóng)、基本建設(shè)、社會(huì)救濟(jì)等支出具有一定績(jī)效，但總體水平較低且省際間存在較大差異［5］。方鴻基于三階段DEA模型，分析我國(guó)2005~ 2008年各省財(cái)政支農(nóng)績(jī)效，認(rèn)為其總體績(jī)效水平呈上升趨勢(shì)，地區(qū)間差異則有所減?。?］。馬智宇等分析了我國(guó)1994~ 2008年財(cái)政支農(nóng)支出概況，認(rèn)為現(xiàn)行支農(nóng)體系存在支出總量不足、結(jié)構(gòu)失衡、資金分散、供需脫節(jié)、監(jiān)管不足和政策不連貫等問題［7］。王勝針對(duì)分稅制以來財(cái)政支農(nóng)方面存在的財(cái)力上移、責(zé)任下移、功能失衡、增長(zhǎng)不穩(wěn)等問題，提出了財(cái)政支農(nóng)資金配置績(jī)效機(jī)制的設(shè)計(jì)和優(yōu)化構(gòu)想［8］。

二、財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)證分析

如果Xt=(x1t,x2t,…,xkt)都是d階單整，存在向量α=(α1,α2,…,αk)，使得Zt=αXT～I(xiàn)(d -b) (b >0)，則序列(x1t,x2t,…,xkt)是(d ,b)階協(xié)整的，記為Xt～CI(d ,b)，其中α為協(xié)整向量（Cointegrated vector），協(xié)整向量的個(gè)數(shù)為Xt

（一）研究方法

傳統(tǒng)的OLS方法在對(duì)yt=β0+β1xt+εt進(jìn)行顯著性t檢驗(yàn)時(shí)，往往由于經(jīng)濟(jì)變量多為非平穩(wěn)序列，使假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果拒絕β1=0的概率大大增加的原因造成“虛假回歸”（Spurious Regression），而通過差分變換平穩(wěn)序列后進(jìn)行回歸則因原始數(shù)據(jù)的長(zhǎng)期信息丟失而影響建模效果。R.F.Engle and C.W.J.Granger提出了一種為非平穩(wěn)序列之間直接建模提供了有效的理論工具［9］。若變量是非平穩(wěn)序列，但其線性組合可能是平穩(wěn)的，則變量間存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系［10］。協(xié)整（Cointegration）可作如下定義：的協(xié)整秩。存在協(xié)整關(guān)系的變量系統(tǒng)的非均衡誤差必然是的，這種狀態(tài)的系統(tǒng)可通過協(xié)整及在此基礎(chǔ)上建立誤差修正機(jī)制來進(jìn)行計(jì)量分析。

脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse Response Function）描繪來自某一變量的隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量當(dāng)前和未來值的影響。建立以下VAR() p模型：

其中Zt（Xt）為m（n）維內(nèi)（外）生變量，A1,…,Ap和B1,…,Br為待估參數(shù)矩陣，εt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。脈沖響應(yīng)函數(shù)通過矩陣變換將式（1）中VAR(p)轉(zhuǎn)化為VAR(1)并擴(kuò)展為MA(∞ )，采用Cholesky分解實(shí)現(xiàn)誤差項(xiàng)正交化，從而解釋某一內(nèi)生變量隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)于該變量本期取值及所有內(nèi)生變量后期取值的變化，即：

（二）數(shù)據(jù)來源與處理

為探討財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，構(gòu)建如下模型：

其中APt和AFEt分別為農(nóng)業(yè)產(chǎn)值和財(cái)政支農(nóng)支出。通過收集和整理得到鳳陽(yáng)縣相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，其中農(nóng)業(yè)產(chǎn)值和財(cái)政支農(nóng)支出分別來源于縣統(tǒng)計(jì)局和財(cái)政局，時(shí)間跨度為2001~2010年，相關(guān)數(shù)據(jù)均按同期價(jià)格計(jì)算（如圖1）。

圖1 財(cái)政支農(nóng)支出及農(nóng)業(yè)業(yè)產(chǎn)值條形圖

將農(nóng)業(yè)產(chǎn)值和財(cái)政支農(nóng)支出時(shí)間序列取自然對(duì)數(shù)，并建立如下模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)：

其中γ0和γ1t為截距和趨勢(shì)項(xiàng)，且有εt～I(xiàn)ID(0 ,σ2)。經(jīng)檢驗(yàn)表明，lnAFE和lnAP均為一階單整時(shí)間序列。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，其實(shí)質(zhì)是檢驗(yàn)本身不平穩(wěn)時(shí)間序列間是否存在某種線性組合，使得其殘差序列具有平穩(wěn)性。協(xié)整檢驗(yàn)可分為雙變量和多變量協(xié)整，本文采用Engle-Granger法檢驗(yàn)lnAFE與lnAP之間的協(xié)整性。

首先，為克服小樣本條件下參數(shù)估計(jì)的偏倚性，采用動(dòng)態(tài)回歸模型法進(jìn)行回歸，得到如下均衡方程：

在該方程中，常數(shù)項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量值有3.7855大于95%置信水平下的臨界值3.7158，表明常數(shù)項(xiàng)在方程中具有顯著性；同樣，其他被解釋變量也是顯著的。此外，R2和DW值也表明了估計(jì)方程的合理性。

其次，選擇帶常數(shù)項(xiàng)的回歸式估計(jì)殘差，得：

EG檢驗(yàn)值-3.4106小于95%置信水平下的協(xié)整臨界值-1.9791，因而時(shí)間序列l(wèi)nAFE與lnAP之間存在協(xié)整關(guān)系。

此外，通過打開誤差修正模型中非均衡誤差項(xiàng)括號(hào)的方式估計(jì)模型，得出的誤差修正模型表明模型（3）中解釋變量和被解釋變量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。以2010年數(shù)據(jù)為例，對(duì)當(dāng)年農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行測(cè)算，其準(zhǔn)確度可高達(dá)99.8037%。

（四）脈沖響應(yīng)分析

通過以上協(xié)整分析表明，lnAFE和lnAP之間是協(xié)整的，具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，而在短期內(nèi)受隨機(jī)擾動(dòng)的影響，時(shí)間序列變量可能與長(zhǎng)期均衡震蕩偏離、滯后調(diào)整等情況，脈沖響應(yīng)函數(shù)可用于分析隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差變動(dòng)對(duì)系統(tǒng)當(dāng)期及未來一定時(shí)期的影響［11］。

圖2 lnAFE沖擊引起的lnAP的響應(yīng)圖

圖3 lnAP沖擊引起的lnAFE響應(yīng)圖

采用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析lnAFE和lnAP之間的相互沖擊動(dòng)態(tài)響應(yīng)情況。圖2和圖3中，橫軸和縱軸分別為響應(yīng)滯后期數(shù)和響應(yīng)值，實(shí)線和虛線分為脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線和兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

結(jié)合表1和圖2、圖3，財(cái)政支農(nóng)支出的增加在10個(gè)滯后期內(nèi)，對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值都存在正向的影響，其影響值從第1期的0.039增加到第2期的0.108，并且在其后基本保持在這一水平上。而農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的增加在未來3期內(nèi)，對(duì)財(cái)政支農(nóng)支出的影響呈正負(fù)波動(dòng)，分別在第2期和第3期達(dá)到極值，第3期以后影響值均保持在0.100以下。

表1 時(shí)間序列l(wèi)nAFE與lnAP的相互響應(yīng)值

三、結(jié)論與啟示

（一）財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系

對(duì)財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，兩者均為非平穩(wěn)變量，且具有一階單整性。通過構(gòu)建動(dòng)態(tài)回歸模型并進(jìn)行Engle-Granger協(xié)整檢驗(yàn)，得出財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值之間存在長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。陳燦煌基于全國(guó)1980~2005年財(cái)政支農(nóng)支出和農(nóng)業(yè)GDP相關(guān)數(shù)據(jù)的研究，認(rèn)為財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正效應(yīng)［12］，徐芳、星焱對(duì)川渝經(jīng)濟(jì)圈的實(shí)證分析也印證了這一點(diǎn)［13］。因此，要貫徹落實(shí)2011年中央農(nóng)村工作會(huì)議精神，鞏固完善強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)政策，繼續(xù)較大幅度增加“三農(nóng)”投入，在堅(jiān)持糧食、農(nóng)資、良種、農(nóng)機(jī)具“四項(xiàng)補(bǔ)貼”的同時(shí)擴(kuò)大補(bǔ)貼范圍，改善農(nóng)村生產(chǎn)生活條件。

（二）財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值影響顯著

從脈沖響應(yīng)分析來看，財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的影響在未來第2期達(dá)到較大值，并且具有較強(qiáng)的可持續(xù)性。汪博興的研究也表明兩者之間存在著較強(qiáng)的正向交互響應(yīng)且長(zhǎng)期響應(yīng)的更顯著、更穩(wěn)定［14］。因此，十二五”期間，要按照中央農(nóng)村工作會(huì)議明確的“三個(gè)重點(diǎn)、三個(gè)確保”的要求，以推進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)集成化和勞動(dòng)過程機(jī)械化，加大民生工程、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施和以農(nóng)田水利建設(shè)為重點(diǎn)水資源體系建設(shè)為根本出發(fā)點(diǎn)，著力調(diào)整和優(yōu)化財(cái)政支農(nóng)支出結(jié)構(gòu)，促進(jìn)我國(guó)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。

（三）縣域?qū)用媾c國(guó)家、省域?qū)用嫜芯拷Y(jié)論差異較大

以2010年為例，全國(guó)和鳳陽(yáng)縣共投入三農(nóng)資金24213.4億元和2.5億元，約占相應(yīng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的52.4%和6.1%，國(guó)家、省域?qū)用娴呢?cái)政農(nóng)業(yè)投入已超出了8.26%的最優(yōu)規(guī)模［15］?？h域財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值之間比例和動(dòng)態(tài)關(guān)系表明，現(xiàn)有的農(nóng)口部門組織結(jié)構(gòu)和管理模式下的財(cái)政支農(nóng)資金分配和管理嚴(yán)重影響了縣域財(cái)政支農(nóng)資金的總量和效率。因此，發(fā)展農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，要繼續(xù)加大對(duì)“三農(nóng)”的政策傾斜和資金扶持力度，進(jìn)一步完善農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼制度，整合現(xiàn)有的條塊分割、各自為政的農(nóng)口部門，建立健全財(cái)政支農(nóng)資金的分配、監(jiān)管和考核機(jī)制，為統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展、全面建設(shè)社會(huì)主義新農(nóng)村夯實(shí)基礎(chǔ)。

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F812.4

A

安徽省教育廳人文社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目（2011sk321）；安徽省教育廳人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究項(xiàng)目（2009sk427zd）；安徽科技學(xué)院預(yù)研項(xiàng)目（SRC2012288）；安徽省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目（AHSK09-10D54）；安徽科技學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理重點(diǎn)建設(shè)學(xué)科項(xiàng)目（AKXK20102-3）

胡春陽(yáng)（1979-），男，碩士，研究方向?yàn)橛?jì)量經(jīng)濟(jì)、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理。