西藏支農(nóng)政策對農(nóng)牧民增收影響的實(shí)證分析

汪朋 陳烽

摘 要：該文依據(jù)西藏1991—2013年財(cái)政支農(nóng)政策的有關(guān)數(shù)據(jù)，通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)和滯后變量回歸的方法分析了西藏財(cái)政支農(nóng)的各項(xiàng)支出對西藏農(nóng)牧民收入的具體影響程度，得出的結(jié)論是：西藏財(cái)政支農(nóng)支出是西藏農(nóng)牧民收入增長的格蘭杰原因，且影響的滯后期一般為兩年；同時(shí)，西藏財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)牧民收入的影響可以分為直接影響和間接影響兩個(gè)方面，直接影響方面，西藏農(nóng)業(yè)事業(yè)費(fèi)的投入對農(nóng)牧民收入的增長的影響作用最大。間接影響方面，西藏農(nóng)業(yè)科技的投入力度對農(nóng)牧民收入的促進(jìn)作用相對較高，其次是農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境建設(shè)方面的投入，且這些項(xiàng)目的推動(dòng)效應(yīng)一般在2～4年內(nèi)能夠發(fā)揮出來，最后，該文依據(jù)得出的結(jié)論提出了促進(jìn)西藏農(nóng)牧民收入增長的相關(guān)政策建議，以期為政府制定科學(xué)的財(cái)政支農(nóng)政策提供一定的參考。

關(guān)鍵詞：財(cái)政支農(nóng) 農(nóng)牧民增收 格蘭杰檢驗(yàn) 直接影響 間接影響

中圖分類號(hào)：F323 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1672-3791（2015）09（c）-0080-03

伴隨著西藏經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展及對外交流與合作程度的進(jìn)一步加深，西藏農(nóng)牧業(yè)的發(fā)展過程中遇到越來越多的新問題，譬如生態(tài)資源的枯竭、生產(chǎn)效率的低下、發(fā)展后勁不足以及城鄉(xiāng)、地區(qū)之間發(fā)展水平差距越來越大等。這些問題的產(chǎn)生將會(huì)影響到西藏農(nóng)牧民的持續(xù)增收與西藏和諧社會(huì)的建設(shè)，從而會(huì)阻礙西藏農(nóng)牧區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與現(xiàn)代化的進(jìn)程。這除了與農(nóng)牧民自身素質(zhì)低和西藏社會(huì)發(fā)展基礎(chǔ)較為薄弱等有關(guān)外，還與其長期依賴于財(cái)政直接撥付或救濟(jì)救助的方式等有關(guān)。目前，西藏正處于實(shí)現(xiàn)跨越式發(fā)展和全面建成小康社會(huì)的關(guān)鍵時(shí)期，在這一時(shí)期，西藏農(nóng)牧民能否實(shí)現(xiàn)持續(xù)增收作為“三農(nóng)”問題的核心，必將最終影響西藏和諧社會(huì)的建設(shè)與可持續(xù)發(fā)展。當(dāng)前，需要面臨新時(shí)期、新任務(wù)的挑戰(zhàn)和根據(jù)新形勢下社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展總體目標(biāo)與戰(zhàn)略任務(wù)要求，從根本和長遠(yuǎn)解決西藏農(nóng)牧民的持續(xù)增收等問題，并要積極探尋由“輸血型”財(cái)政體系向“輸血型+造血型”轉(zhuǎn)化的具有西藏特色的新型財(cái)政支農(nóng)政策體系，這對于西藏實(shí)現(xiàn)全面建成小康社會(huì)宏偉目標(biāo)和西藏的可持續(xù)發(fā)展具有極其重要的實(shí)際意義與理論價(jià)值。

為此，該文借助于《西藏統(tǒng)計(jì)年鑒》，利用1991—2013年的數(shù)據(jù)，對西藏財(cái)政支農(nóng)各項(xiàng)支出與農(nóng)牧民收入增長的關(guān)系、財(cái)政支農(nóng)規(guī)模及其結(jié)構(gòu)、支農(nóng)績效進(jìn)行了實(shí)證分析，為進(jìn)一步完善西藏財(cái)政農(nóng)業(yè)政策體系和實(shí)現(xiàn)西藏農(nóng)牧民收入持續(xù)增長提供一定的政策建議和理論參考。

1 西藏財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)牧民增收的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

1.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

由于非平穩(wěn)時(shí)間序列容易造成的“偽回歸”，為避免這一現(xiàn)象，在進(jìn)行回歸分析之前需對西藏財(cái)政支農(nóng)支出和西藏農(nóng)牧民人均純收入的時(shí)間序列做平穩(wěn)性檢驗(yàn)。下面采用ADF單位根檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。對于具體的時(shí)間序列X，ADF檢驗(yàn)一般通過以下3個(gè)模型來完成：

（1）

（2）

（3）

其中為模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)，下同。

這里借助于R軟件，得出了西藏財(cái)政支農(nóng)支出（X ）、農(nóng)牧民人均純收入（Y ）及相應(yīng)的差分序列的ADF檢驗(yàn)的結(jié)果，見表2。

從表1中可以看到，對于X 和Y 及它們的一階差分序列，即使在10%的顯著性水平下，按模型（1）～模型（3）計(jì)算得到的ADF統(tǒng)計(jì)量的值均大于對應(yīng)的檢驗(yàn)臨界值，由此可以判斷X 和Y 及它們的一階差分序列均為非平穩(wěn)時(shí)間序列。但由于X 和Y 的二階差分序列按模型（3）計(jì)算得到的ADF統(tǒng)計(jì)量均小于5%的顯著性水平下的檢驗(yàn)臨界值，故在5%的顯著性水平下，可以認(rèn)為二階差分序列和都是平穩(wěn)時(shí)間序列，即可以認(rèn)為西藏財(cái)政支農(nóng)支出（X）和農(nóng)牧民人均純收入（Y ）都是二階單整序列，即。

由于西藏財(cái)政支農(nóng)支出和農(nóng)牧民人均純收入是同階單整序列，因此可以對其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。因?yàn)閿?shù)據(jù)的自然對數(shù)變換一般不改變原變量之間的數(shù)量關(guān)系，且能使其趨勢更加線性化，可在一定程度上削弱時(shí)間序列中存在的異方差，因此這里分別對西藏財(cái)政支農(nóng)支出總量（X ）和西藏農(nóng)牧民人均純收入（Y ）取自然對數(shù)，然后再進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。這里選擇Engle—Granger兩步法來實(shí)行這一檢驗(yàn)，其步驟和相應(yīng)的結(jié)果如下所述。

第一步，使用普通最小二乘法對變量進(jìn)行協(xié)整回歸，估計(jì)的結(jié)果如下所示。

（4）

，

第二步，計(jì)算上述模型的殘差，用ADF檢驗(yàn)其平穩(wěn)性。利用R軟件，按照模型（1）計(jì)算出的殘差e 的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-2.5 866，而在5%的顯著性水平下的協(xié)整檢驗(yàn)臨界值為-2.07，因此在5%的顯著性水平下，可以認(rèn)為西藏農(nóng)民人均純收入Y 與西藏財(cái)政支農(nóng)支出X 之間是（2，2）協(xié)整關(guān)系。另外，由協(xié)整回歸方程（4）知，西藏財(cái)政支農(nóng)支出每提高1%，西藏農(nóng)牧民人均純收入提高0.5 187%，這也說明西藏農(nóng)牧民人均純收入的增長與財(cái)政在農(nóng)牧業(yè)上的支出長期呈顯著的正相關(guān)性。

1.2 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

由于西藏財(cái)政對農(nóng)牧業(yè)的支出與西藏農(nóng)牧民人均純收入是（2，2）協(xié)整關(guān)系，因此可對兩者的關(guān)系進(jìn)一步做格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

由表2顯示的檢驗(yàn)的P 值可知，即使給定的顯著性水平高至10%，也不拒絕“X 不是Y 的格蘭杰原因”，但對于“Y 不是X 的格蘭杰原因”的原假設(shè)，在顯著性水平取0.05時(shí)，即可拒絕。因此，可以認(rèn)為西藏財(cái)政對農(nóng)牧業(yè)的支出是影響西藏農(nóng)牧民收入增長的因素，且其對農(nóng)牧民收入增長的影響，一般而言存在著兩年左右的滯后期。

2 西藏財(cái)政支農(nóng)對農(nóng)牧民增收的影響分析

由上面的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可以看到，西藏財(cái)政支農(nóng)對西藏農(nóng)牧民收入增長存在顯著的促進(jìn)作用，為了反映財(cái)政支農(nóng)項(xiàng)目對西藏農(nóng)牧民人均純收入的綜合影響程度，下面分別從西藏財(cái)政支農(nóng)對農(nóng)牧民收入的直接影響和間接影響兩個(gè)方面進(jìn)行分析。

2.1 直接影響分析

為了反映財(cái)政支農(nóng)對西藏農(nóng)牧民人均純收入的直接影響情況，這里依據(jù)于《西藏統(tǒng)計(jì)年鑒（2014）》的數(shù)據(jù)，選取西藏1991—2013年的農(nóng)業(yè)事業(yè)費(fèi)支出（，單位：億元）、支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出（，單位：億元）及農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)（，單位：億元）等為自變量，西藏農(nóng)牧民人均純收入（，單位：元）為因變量，建立如下的雙對數(shù)線性模型。

（5）

通過表3可知，變量、、之間高度線性相關(guān)，故模型（5）具有嚴(yán)重的多重共線性問題，因此這里不能直接采用普通最小二乘法估計(jì)該模型。為了克服這一問題，我們采用嶺回歸法（選取的嶺參數(shù)為0.05）來估計(jì)該模型，估計(jì)的結(jié)果如下所示。

（6）

通過模型估計(jì)出來的結(jié)果，可以看到，西藏財(cái)政支農(nóng)中的農(nóng)業(yè)事業(yè)費(fèi)支出、支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出和農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)對西藏農(nóng)牧民收入的增長具有明顯的推動(dòng)作用。其中，西藏農(nóng)業(yè)事業(yè)費(fèi)支出、西藏支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出和西藏農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)對西藏農(nóng)牧民收入增長彈性分別為0.4 109、0.2 467、0.0 586。而以農(nóng)業(yè)事業(yè)費(fèi)支出對農(nóng)牧民收入增長的推動(dòng)作用最大，它主要包括兩種補(bǔ)貼、農(nóng)業(yè)科技推廣和農(nóng)村各項(xiàng)社會(huì)事務(wù)管理等，這些費(fèi)用的合理開支對于科學(xué)、正確引導(dǎo)農(nóng)牧民脫貧致富和持續(xù)增收具有顯著積極作用。除此之外，支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出在農(nóng)牧民增收過程中的作用也較為明顯，因?yàn)樗軌蚋纳飘?dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境和基礎(chǔ)設(shè)施條件，為實(shí)現(xiàn)農(nóng)牧民持續(xù)增收奠定了一定的基礎(chǔ)。農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)雖然對農(nóng)牧民增長也具有一定的作用，但作用不強(qiáng)，只具有短期效應(yīng)。

2.2 間接影響分析

為了更全面反映西藏農(nóng)民人均純收入增長與財(cái)政支農(nóng)有關(guān)項(xiàng)目之間的關(guān)系效應(yīng)，還需要從財(cái)政支持農(nóng)業(yè)基本建設(shè)、促進(jìn)農(nóng)業(yè)科技發(fā)展和推動(dòng)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境建設(shè)等方面的作用進(jìn)一步分析其與農(nóng)牧民持續(xù)增收之間的間接效應(yīng)關(guān)系。一般而言，這些項(xiàng)目支出對當(dāng)年農(nóng)牧民增收產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生不了積極效應(yīng)關(guān)系，其產(chǎn)生效應(yīng)大多是在項(xiàng)目實(shí)施2～3年以后，因此需要建立西藏農(nóng)民人均純收入（Y ）與前幾年西藏農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出（）、西藏農(nóng)業(yè)科技支出（）和西藏農(nóng)業(yè)生態(tài)建設(shè)支出（）等各解釋變量之間的分布滯后變量模型。

為了初步判斷與、和的滯后期的長度，計(jì)算出與以上變量的各期滯后交叉相關(guān)系數(shù)，如表4所示。

根據(jù)表4的結(jié)果可知，西藏農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、西藏農(nóng)業(yè)科技支出及西藏農(nóng)業(yè)生態(tài)建設(shè)支出對西藏農(nóng)民人均純收入的影響的滯后期依次為3、2、4，故可依次建立如下的分布滯后變量模型。

（7）

（8）

（9）

對于模型（7）、（8）、（9），分別采用2階、1階和2階Almon多項(xiàng)式變換法進(jìn)行估計(jì)，得到的結(jié)果如下所示。

（10）

（11）

（12）

模型結(jié)果表明，西藏農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技支出和農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境建設(shè)對西藏農(nóng)牧民持續(xù)增收皆具有明顯的間接影響?？梢钥闯?，西藏農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出的當(dāng)年值及第三年值對農(nóng)牧民收入增長的推動(dòng)作用較為明顯，其彈性值分別為0.117和0.133；西藏農(nóng)業(yè)科技支出當(dāng)年及前兩年的數(shù)值均能很好地推動(dòng)農(nóng)牧民收入的增長，其當(dāng)年及前兩年的彈性值分別為0.233，0.186和0.139；而農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境建設(shè)對農(nóng)牧民收入的增長的推動(dòng)作用主要在當(dāng)年及第四年才能發(fā)揮出來，其對應(yīng)彈性值分別為0.136和0.194。以上3項(xiàng)支出中尤其以西藏農(nóng)業(yè)科技方面的支出對西藏農(nóng)牧民收入增長的促進(jìn)作用最強(qiáng)，其次是西藏農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境建設(shè)和西藏農(nóng)業(yè)基本建設(shè)方面的支出等。因?yàn)樵谖鞑卮嗳醯纳鷳B(tài)環(huán)境條件和長期落后的農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)發(fā)展方式下，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)科技投入、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)和生態(tài)環(huán)境建設(shè)等對于改善農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)環(huán)境條件，提升農(nóng)牧業(yè)發(fā)展?jié)摿痛龠M(jìn)農(nóng)牧民持續(xù)增收等具有明顯的積極作用。

3 結(jié)語

該文通過回歸分析得出了西藏財(cái)政支農(nóng)項(xiàng)目的投入對農(nóng)牧民收入的具體影響程度，這其中包括對農(nóng)牧民收入有直接影響和間接影響的兩個(gè)方面的項(xiàng)目的分析。直接影響因素方面，主要是西藏財(cái)政支農(nóng)項(xiàng)目中農(nóng)業(yè)事業(yè)費(fèi)支出、支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出和農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)等，這些項(xiàng)目對于促進(jìn)當(dāng)前農(nóng)牧民收入的增長具有明顯的作用，其中以農(nóng)業(yè)事業(yè)費(fèi)所產(chǎn)生的作用最大，它的合理開支對于科學(xué)引導(dǎo)西藏農(nóng)牧民脫貧致富和實(shí)現(xiàn)收入持續(xù)增長具有積極的推動(dòng)作用；間接影響因素方面，主要是西藏財(cái)政支農(nóng)項(xiàng)目中農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技投入和農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境建設(shè)等，這些項(xiàng)目的支出對農(nóng)牧民收入增長的推動(dòng)效應(yīng)持久，其一般在實(shí)施2～4年后，便能發(fā)揮很好的促進(jìn)作用，這些項(xiàng)目中，以西藏農(nóng)業(yè)科技投入對農(nóng)牧民收入的影響最為明顯，其次是農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境建設(shè)，最后是農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出。

因此，西藏自治區(qū)政府應(yīng)加大財(cái)政支農(nóng)資金的投入力度，加強(qiáng)其對農(nóng)牧民的收入增長的推動(dòng)作用。這首先需要加大對農(nóng)牧民收入增長有直接推動(dòng)作用的的支農(nóng)項(xiàng)目的投入力度，其次要不斷提升具有間接影響效應(yīng)的支農(nóng)項(xiàng)目的實(shí)施力度，以形成財(cái)政支農(nóng)長短期政策優(yōu)勢互補(bǔ)的綜合政策效應(yīng)體系，促進(jìn)西藏農(nóng)牧民收入的持續(xù)、穩(wěn)定、快速、全面地增長。

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