財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)村居民收入的影響研究

于叢艷 王紅

[摘要]根據(jù)《統(tǒng)計(jì)年鑒》中2007至2015年相關(guān)數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建VAR模型，從財(cái)政支農(nóng)角度研究分析農(nóng)村居民收入情況，結(jié)果顯示，財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入之間呈正相關(guān)關(guān)系，但是存在著一定的滯后性。在基礎(chǔ)上，提出促進(jìn)農(nóng)村居民收入增加的建議。

[關(guān)鍵詞]財(cái)政支農(nóng);農(nóng)民收入;VAR

[中圖分類(lèi)號(hào)]F812.8;F323.8 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

引言

農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民是我國(guó)發(fā)展的最基層力量，其中農(nóng)民收入是我們最為關(guān)心的問(wèn)題。雖然目前我國(guó)財(cái)政支農(nóng)資金絕對(duì)規(guī)模在不斷增加，據(jù)統(tǒng)計(jì)，2015年財(cái)政支農(nóng)資金量已達(dá)到17380.49億元，比2014年增長(zhǎng)了3206.66億元。近年來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，提高了農(nóng)村居民的人均純收入，和2014年相比，2015年農(nóng)村居民人均純收入增加了近880元。但是，各地域之間受經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度的制約，地域之間的發(fā)展存在不平衡性，東中西部農(nóng)村居民的收入不盡相同，財(cái)政支農(nóng)資金的績(jī)效也各不相同。對(duì)于該問(wèn)題，諸多學(xué)者已經(jīng)進(jìn)行了研究，主要研究財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民收入的影響。孟志興、孟會(huì)生等人通過(guò)對(duì)山西財(cái)政支農(nóng)進(jìn)行研究，分析農(nóng)民收入的變化，發(fā)現(xiàn)增加支農(nóng)資金總量能夠有效提升農(nóng)民收入。而羅東先分析了目前財(cái)政支農(nóng)狀況下的農(nóng)民收入情況，然后在此基礎(chǔ)上構(gòu)建了財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入的關(guān)系模型。財(cái)政支農(nóng)支出績(jī)效的衡量，不能只看投入總量絕對(duì)規(guī)模，還應(yīng)該要分析支出結(jié)構(gòu)的各個(gè)績(jī)效。厲偉、姜玲等學(xué)者則運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法分析了我國(guó)2007～2011年的財(cái)政支農(nóng)效率，發(fā)現(xiàn)在這段時(shí)間內(nèi)雖然支農(nóng)效率在不斷下降，但是支農(nóng)效果卻在不斷提高。支農(nóng)資金的投入方式也不可小覷，不同投入方式效果也有所不同，因此，楊建利等人認(rèn)為應(yīng)該通過(guò)創(chuàng)新投入方式來(lái)有效利用支農(nóng)資金，進(jìn)而推動(dòng)農(nóng)村居民收入的增加。朱迎春學(xué)者還針對(duì)支農(nóng)資金帶來(lái)的收入效益分配進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)就從長(zhǎng)遠(yuǎn)角度來(lái)看，支農(nóng)資金與基尼系數(shù)之間具有一定的關(guān)系，而且隨著各項(xiàng)支出比例的不同，所帶來(lái)的收入效益也是不同的。最后，汪海洋等人也對(duì)該問(wèn)題進(jìn)行了研究，和朱迎春學(xué)者得出結(jié)論一致：不同支農(nóng)支出帶給農(nóng)村居民的收入效益是不同的，而且具有一定程度上的滯后性。新形勢(shì)新氣象，同樣也要有新目標(biāo)，胡德仁、劉亮等人認(rèn)為財(cái)政支出重點(diǎn)應(yīng)該要從增加農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量轉(zhuǎn)移到增加農(nóng)民收入上來(lái)。

本文通過(guò)梳理相關(guān)文獻(xiàn)，對(duì)財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)村居民收入之間的關(guān)系有了一定程度的理解。因此，本文將借鑒前人研究成果，借助2007至2015年相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)財(cái)政支農(nóng)資金與農(nóng)民收入之間的關(guān)系進(jìn)行研究，在此基礎(chǔ)上，提出相關(guān)政策建議，促進(jìn)農(nóng)村居民收入的增加。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源分析與模型構(gòu)建

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源分析

本文從《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中選取2007至2015年的數(shù)據(jù)，分析我國(guó)財(cái)政支農(nóng)資金和農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間的關(guān)系，其中財(cái)政支農(nóng)資金單位為億元，農(nóng)民收入單位為元。通過(guò)對(duì)其簡(jiǎn)單的描述性分析，由圖1可以看出，農(nóng)村居民收入已經(jīng)從2007年的4140.4元增加到2015年的10772元，與此同時(shí)，財(cái)政支農(nóng)資金總量也增長(zhǎng)了約5倍。從圖1中可以看出，在這9年內(nèi)，不論是財(cái)政支農(nóng)資金還是農(nóng)村居民人均收入都呈現(xiàn)出不斷上升趨勢(shì)。從圖2可以看出，近年來(lái)，國(guó)家財(cái)政支農(nóng)資金所占的比重仍逐年提高，但增幅逐漸趨于平穩(wěn)，表明對(duì)于財(cái)政支農(nóng)的支持力度逐漸增加，只是支持幅度基本保持一致。

1.2 模型構(gòu)建

本文在構(gòu)造模型分析農(nóng)民人均純收入與財(cái)政支農(nóng)支出之間關(guān)系時(shí)，以國(guó)家財(cái)政支農(nóng)資金（CZZN）為自變量，以農(nóng)村居民人均純收入（INC）為因變量，具體模型建立如下：

這種時(shí)間序列常常會(huì)出現(xiàn)偽回歸，為了避免偽回歸，需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，判斷數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。若數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，則可以對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，判斷農(nóng)村居民人均純收入與財(cái)政支農(nóng)之間是否存在長(zhǎng)期關(guān)系。接著，通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)來(lái)判斷農(nóng)民人均純收入與財(cái)政支農(nóng)之間是否存在因果關(guān)系。最后運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)評(píng)判財(cái)政支農(nóng)資金的變動(dòng)對(duì)農(nóng)村居民收入所造成的沖擊。

2實(shí)證檢驗(yàn)

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列很大程度上都存在隨機(jī)性，統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)不一定是平穩(wěn)的，如果用非平穩(wěn)序列直接進(jìn)行回歸，則回歸結(jié)果會(huì)出現(xiàn)偽回歸。因此，為了避免偽回歸，需要事先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。

由表1可知，ln INC和ln CZZN在5%水平下是平穩(wěn)的，且Prob.值分別為0.0318、0.0297，都是小于0.05，因此，原假設(shè)不成立，數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

由表1可知，本文選取數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，故而進(jìn)一步檢驗(yàn)兩變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系，分析結(jié)果如表2所示。

由表2可以看出，ln INC和ln CZZN兩個(gè)變量在95%水平下存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系，且P值小于0.05，即從長(zhǎng)期角度來(lái)看，農(nóng)村居民人均純收入的對(duì)數(shù)與財(cái)政支農(nóng)支出的對(duì)數(shù)之間是有一定關(guān)系的。

2.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

由協(xié)整檢驗(yàn)可知，農(nóng)村居民收入與支農(nóng)支出之間是存在關(guān)系的，為了進(jìn)一步確定兩者之間是否存在因果關(guān)系，本文在此基礎(chǔ)上再次進(jìn)行因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：由表3可知，在5%的水平下，拒絕“Y不是X的格蘭杰原因”的假設(shè)，但不拒絕“X不是Y的格蘭杰原因”的假設(shè)。因此，財(cái)政支農(nóng)資金投入是農(nóng)村居民人均純收入增長(zhǎng)的原因，而農(nóng)村居民人均收入不是財(cái)政支農(nóng)資金增加的原因。

2.4 基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

對(duì)ln INC和ln CZZN做自回歸分析，結(jié)果如表4所示：財(cái)政支農(nóng)資金能夠促進(jìn)農(nóng)民人均收入的增加，滯后一期和滯后兩期的財(cái)政支農(nóng)系數(shù)分別為0.228747和0.173733，表明財(cái)政支農(nóng)資金數(shù)額與農(nóng)村居民人均純收入之間呈正相關(guān)關(guān)系。

由圖3可以看出，單位根是全部落在單位圓內(nèi)的，也就是說(shuō)，本文所構(gòu)建的VAR模型是有效的，可以對(duì)財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)村居民收入進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

圖4中橫坐標(biāo)代表追蹤期數(shù)，本模型中設(shè)定為10年，縱坐標(biāo)代表農(nóng)民人均純收入對(duì)財(cái)政支農(nóng)資金的響應(yīng)程度。4張折線圖分別表示財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)自身的響應(yīng)路徑、財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)民人均純收入的響應(yīng)路徑、農(nóng)民人均純收入對(duì)財(cái)政支農(nóng)資金的響應(yīng)路徑以及農(nóng)民人均純收入對(duì)自身的響應(yīng)路徑。由圖4可以表明財(cái)政支農(nóng)資金和農(nóng)民人均純收入的正向沖擊都有利于自身的改善，但農(nóng)民人均純收入的改善較小;財(cái)政支農(nóng)資金的正向沖擊對(duì)農(nóng)民人均純收入一直有正面效應(yīng)，但不同時(shí)期這種影響的程度不同，且這種正面效應(yīng)在之后3期達(dá)到頂點(diǎn)，隨后有所減緩，表明財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)民人均純收入有正向影響，但在一定的滯后期后才發(fā)揮出最大影響，且從長(zhǎng)期來(lái)看，這種影響會(huì)趨于穩(wěn)定。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

本文通過(guò)VAR模型對(duì)我國(guó)2007～2015年農(nóng)村居民人均純收入與財(cái)政支農(nóng)支出的關(guān)系進(jìn)行研究與分析，主要得出下列結(jié)論：1、從長(zhǎng)期來(lái)看，國(guó)家財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民收入增加之間是存在關(guān)系的;2、財(cái)政支農(nóng)資金與農(nóng)民收入之間是存在因果關(guān)系的，財(cái)政支農(nóng)資金投入增加能夠提高農(nóng)民收入;3、財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)民人均純收入有正向影響，但在一定的滯后期后才發(fā)揮出最大影響，且從長(zhǎng)期來(lái)看，這種影響會(huì)處于一個(gè)穩(wěn)定水平。

3.2 建議

我國(guó)在進(jìn)行財(cái)政支農(nóng)支出時(shí)，不能只局限于絕對(duì)規(guī)模，還要考慮支農(nóng)支出的相對(duì)規(guī)模，即支出結(jié)構(gòu)績(jī)效;國(guó)家財(cái)政支農(nóng)資金的投入增加是農(nóng)民增收的有效保障，投入越多，農(nóng)村居民收入增加的越多;同時(shí)，還要合理配置財(cái)政支農(nóng)資金，依據(jù)實(shí)際情況，確定財(cái)政支農(nóng)支出項(xiàng)目的前后順序，以農(nóng)村百姓急需解決的問(wèn)題為導(dǎo)向，有效分配資金，進(jìn)而拉動(dòng)農(nóng)民收入。

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于叢艷，等：財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)村居民收入的影響研究

[收稿日期]2018-11-16

[作者簡(jiǎn)介]于叢艷（1994—），女，江蘇泗洪人，碩士研究生，研究方向：農(nóng)業(yè)理論與政策;王紅（1994—），女，江蘇如皋人，碩士研究生，研究方向：農(nóng)村金融。