農(nóng)業(yè)財政投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)聯(lián)性

于揚 吳鳴然

【摘要】農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)，其健康、穩(wěn)定發(fā)展離不開政府的財政支持?；谖覈?990～2016年的時間序列數(shù)據(jù)，選取具有代表性的指標，對農(nóng)業(yè)財政投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)聯(lián)性展開研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，研究期內(nèi)農(nóng)業(yè)財政投入在短期對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長呈現(xiàn)出負向影響，然而在長期則呈現(xiàn)出正向作用。這可能是由于農(nóng)業(yè)資金在前期未能得到良好配置，因而未能發(fā)揮明顯經(jīng)濟效益。然而從總體上看，我國財政支農(nóng)投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長呈現(xiàn)正向作用，但貢獻率較低，原因可能在于相應體制機制的不完善。因此，一味地增加農(nóng)業(yè)資金投入對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的作用是有限的。相較而言，優(yōu)化資金的前期配置以及加強后期的使用與監(jiān)管，才是政府更需要做的工作。

【關(guān)鍵詞】農(nóng)業(yè)財政投入；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長；協(xié)調(diào)性；動態(tài)關(guān)聯(lián)；貢獻率

【中圖分類號】F323 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2019）02-0171-6

農(nóng)業(yè)財政投入是指國家用于農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)與生產(chǎn)的資金投入。從資金來源看，它既包括中央財政支出、地方財政支出等政府資金，也包含銀行貸款與自籌資金等民間資本；從資金的使用路徑看，目前我國農(nóng)業(yè)財政投入主要用于土地治理、農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)園區(qū)建設(shè)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的改善與農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)能力的增強。在我國，農(nóng)業(yè)是弱質(zhì)性產(chǎn)業(yè)，同時也是國民經(jīng)濟的基礎(chǔ)與戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)。因此，我國農(nóng)業(yè)的健康穩(wěn)定與可持續(xù)發(fā)展離不開國家與社會的財力支持。

21世紀以來，中央政府始終將解決好“三農(nóng)問題”作為工作的重中之重，連續(xù)十個中央一號文件均將財政支農(nóng)作為政府工作的重心。那么，大量的資金投入究竟在多大程度上驅(qū)動了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，以及資金投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長二者之間呈現(xiàn)出怎樣的相關(guān)關(guān)系成為值得思考的問題。本文基于1990～2016年我國農(nóng)業(yè)財政投入與經(jīng)濟增長的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，采用向量自回歸模型（VAR）、脈沖響應函數(shù)（IRF）與方差分解（VD）等一系列計量方法對我國農(nóng)業(yè)財政投入與經(jīng)濟增長之間的相關(guān)關(guān)系展開實證分析，期望可以為優(yōu)化農(nóng)業(yè)財政支出機制與促進農(nóng)業(yè)可持續(xù)健康發(fā)展提供有益的參考。

一、文獻綜述

新古典經(jīng)濟增長理論將經(jīng)濟增長歸功于資本投入、勞動力的增加與科技水平的進步。由此可見，財政投入與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系一直是國內(nèi)外學術(shù)界關(guān)注的焦點。在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟方面，已有諸多學者針對農(nóng)業(yè)財政投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的驅(qū)動作用展開了一系列研究，大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)財政投入可以在不同程度上有效地促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長。除此以外，李雪松等將財政分權(quán)制度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長納入一個統(tǒng)一的框架，通過VAR分析認為二者具有長期均衡關(guān)系，且財政分權(quán)更多的在長期內(nèi)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長有利。呂誠倫等分析了財政支農(nóng)效應的諸多影響因素，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長水平、消費水平、空間溢出與農(nóng)業(yè)稅的沖銷效應會對財政支農(nóng)的經(jīng)濟效應產(chǎn)生較大影響。魏朗、黎翠梅、李俊杰等和曹躍群等分析了我國不同地區(qū)財政支農(nóng)效果的差異性，發(fā)現(xiàn)財政支農(nóng)的效果在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭優(yōu)勢地區(qū)要好于劣勢地區(qū)。因此，為了獲得更大的投資回報，政府宜將資金更多地投放于經(jīng)濟發(fā)展水平和投資收益回報率較高的地區(qū)。

此外，與以往研究多將重點放在政府財政資金上不同，劉晗等研究了私人資本投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)私人資本投入會對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極影響。因此，我國的支農(nóng)政策應該合理設(shè)計支農(nóng)資金的分配結(jié)構(gòu)，以取得令人滿意的效果。米浩銘等通過分析我國水利投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的長期關(guān)系，發(fā)現(xiàn)以水利設(shè)施為代表的基礎(chǔ)設(shè)施投資會對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長產(chǎn)生明顯的促進作用，但效果只有在長期內(nèi)才較為明顯。辛沖沖等創(chuàng)造性地將財政支農(nóng)的影響效應分解為活動效應、結(jié)構(gòu)效應和效率效應，發(fā)現(xiàn)只有活動效應對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻為正且最明顯，其他兩個效應都是負效應且作用較小。王建明分析了農(nóng)業(yè)科研投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)科技投入對經(jīng)濟增長的影響需要借助生產(chǎn)要素科技化來實現(xiàn)。

由此可見，國內(nèi)外學術(shù)界對財政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的關(guān)系已經(jīng)有較為充分的研究，但仍存在完善的空間。首先，已有研究往往只選用政府支農(nóng)投入與農(nóng)業(yè)GDP來分別衡量農(nóng)業(yè)財政投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，指標選取過于單一，有以偏概全之嫌，不利于綜合反映二者的發(fā)展水平。其次，已有研究多通過構(gòu)建聯(lián)立方程組的方式計算財政支農(nóng)投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的靜態(tài)關(guān)聯(lián)系數(shù)，忽視了財政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間復雜的、雙向的長期動態(tài)關(guān)系。鑒于此，為了彌補已有研究的不足，本文選取一系列具有代表性的指標來衡量農(nóng)業(yè)財政投入和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，并引入VAR方法，以便更客觀、科學地反映農(nóng)業(yè)財政支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的長期動態(tài)關(guān)聯(lián)性。

二、基于熵值法的農(nóng)業(yè)財政投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長水平評價

熵，也稱為信息熵，即Information Entropy，是對指標不確定性的一種度量。熵的數(shù)值越大，其影響綜合評價的程度相對越大。假設(shè)存在m項待評方案、n個評價指標，則原始指標數(shù)據(jù)矩陣為X=（X），針對某一指標x，在指標x間距離較大的情況下，這一指標對綜合評價產(chǎn)生的影響就相對更大；若某一指標的數(shù)值都一致，則這一指標在綜合評價內(nèi)沒有影響。用熵值法進行農(nóng)業(yè)財政投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長水平評價的計算過程如下：

（1）標準化處理。因為熵值法的計算所使用的是不同方案的一個指標在另一個指標總和中占據(jù)的比值，并未有量綱作用的存在，所以不用做標準化處理。但為了規(guī)避熵值的數(shù)據(jù)不存在意義的情況，要做出數(shù)據(jù)平移：

學術(shù)界現(xiàn)有研究多采用單一指標代表農(nóng)業(yè)財政投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長水平，這種做法不夠精準。本文認為，財政投入與經(jīng)濟增長均為復雜的經(jīng)濟概念，更應該體現(xiàn)為一種復合系統(tǒng)，而非單一指標，如農(nóng)業(yè)財政投入既應該包括政府財政資金，也應該包括民間資本，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長也不應僅包含農(nóng)業(yè)GDP，還應包含農(nóng)民收入與消費水平等民生類指標。因此，本文嘗試采用多指標的方式描繪這兩個變量，具體指標選取見表1。本文的研究年份為1990～2016年，原始數(shù)據(jù)來源于2017年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》與《中國財政年鑒》。

基于熵值法與表1中的指標數(shù)據(jù)，本文首先算出1990～2016年我國農(nóng)業(yè)財政投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的綜合水平，并分別用Finance和Economy表示（見表2）。

由表2可知，在研究期內(nèi)，農(nóng)業(yè)財政投入的綜合水平得分從1990年的0.079逐漸上升到2016年的0.546，27年間翻了5.9倍，平均水平為0.34。從變化趨勢來看，農(nóng)業(yè)財政投入的綜合水平得分雖然在某些年份不乏有小的下跌和波動，但在研究期內(nèi)總體呈現(xiàn)明顯的上升趨勢。而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的綜合水平得分從1990年的0.01逐年上漲到2016年的0.827，27年間翻了81.7倍，體現(xiàn)出近年來我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟取得了巨大成果。從變化趨勢來看，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長得分的增長速度在2000年后明顯快于2000年以前，表明2000年以后我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展勢頭要明顯好于之前。

三、農(nóng)業(yè)財政投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系

本章將基于表2中的綜合水平得分，首先運用單位根檢驗來考察變量之間在研究期內(nèi)是否存在短期和長期的因果關(guān)系，然后用脈沖響應函數(shù)描繪變量間的動態(tài)關(guān)聯(lián)與互動效應，最后應用方差分解法量化財政投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響的相對重要性。此外，考慮到對數(shù)化處理不改變數(shù)據(jù)原有結(jié)構(gòu)，且有助于指數(shù)平滑，消除可能存在的異方差，因此在分析二者的動態(tài)關(guān)系之前，本文首先對兩個變量進行對數(shù)化處理，分別記為lnFinance和lnEconomy。

本文構(gòu)建了VAR模型來分析變量間的動態(tài)關(guān)系，構(gòu)建的模型如下：

1.變量的平穩(wěn)性檢驗。在分析我國農(nóng)業(yè)財政投入和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系之前，本文要對lnFinance和lnEconomy兩個時間序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。本文采用的是最常見的ADF方法，檢驗結(jié)果見表3，考慮到樣本容量有限，最大滯后階數(shù)設(shè)定為3。

檢驗結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平上，兩個指標均通過了顯著性檢驗，因此可以判斷兩個指標在研究期內(nèi)均為平穩(wěn)性時間序列，二者存在協(xié)整關(guān)系。因此，我國農(nóng)業(yè)財政投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長在研究期內(nèi)存在穩(wěn)定、均衡的關(guān)系。

2.向量自回歸模型的建立。本文構(gòu)建的VAR模型是我國農(nóng)業(yè)財政投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的雙變量模型，根據(jù)赤池信息準則（AIC）所規(guī)定的“AIC值越小越好”的原則，本文將模型滯后階數(shù)設(shè)定為2。同樣，本文運用Eviews（Version 7.2）對方程的參數(shù)進行估計，結(jié)果見表4。

首先，從回歸的擬合優(yōu)度（0.9433，0.9949）來看，該模型有較高的擬合程度。其次，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長（lnEconomy）而言，農(nóng)業(yè)財政投入（lnFinance）的系數(shù)在滯后一期的情形下為負，在滯后二期的情形下為正，說明農(nóng)業(yè)財政投入在短期內(nèi)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長存在負面影響，在長期內(nèi)存在正面影響。最后，農(nóng)業(yè)財政投入在滯后二期情形下系數(shù)的絕對值（0.1455）要明顯高于滯后一期情形下系數(shù)的絕對值（0.0762），說明我國財政支農(nóng)投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長在長期的作用力度要大于短期。對農(nóng)業(yè)財政投入（lnFinance）而言，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長（lnEconomy）的系數(shù)在滯后一期與滯后二期情形下均為正，說明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長有利于農(nóng)業(yè)財政投入的增加。此外，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長在滯后二期情形下系數(shù)的絕對值（0.1737）要明顯高于滯后一期情形下系數(shù)的絕對值（0.0741），也表明在長期內(nèi)我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對農(nóng)業(yè)財政投入的作用要大于短期。由此可見，財政支農(nóng)是一項長期工程，雖然財政投入在短期內(nèi)可能看不到明顯的經(jīng)濟效益，然而，從長遠來看財政投入有利于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長。

對于VAR模型而言，只有在VAR模型所有根模的倒數(shù)小于1即位于單位圓內(nèi)的情形下，模型才是有效的，否則，模型的估計結(jié)果會有偏差。因此，本文對VAR模型進行了檢驗，檢驗結(jié)果顯示所有根模倒數(shù)小于1（見表5），且均位于單位圓內(nèi)（見圖1）。

3.廣義脈沖響應分析。脈沖響應函數(shù)多用來描繪來自隨機擾動項一個標準差大小的沖擊對模型所有內(nèi)生變量當期與未來的影響，它可以較為清晰、直觀地描述這種動態(tài)的沖擊軌跡。因此，本文借助這一方法去描述農(nóng)業(yè)財政投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的長期動態(tài)關(guān)系。本文將沖擊的響應期設(shè)定為10期，分析結(jié)果見表6和圖2。在圖2中，實線表示脈沖響應函數(shù)，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。

本文重點考察的是lnFinance和lnEconomy分別對彼此的響應情況和響應路徑。首先來看農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長在農(nóng)業(yè)財政投入沖擊下的響應情況和響應路徑。由表6和圖2可知，從整體上看，面對農(nóng)業(yè)財政投入（lnFinance）的沖擊，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長（lnEconomy）在整個反應期內(nèi)累計反應為正（0.2814），表明農(nóng)業(yè)財政投入有利于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長。然而從時間上看，lnEconomy在一開始表現(xiàn)為負值（-0.028），直到第4期才為正值（0.0195），之后則長期呈現(xiàn)較為明顯的正效應，說明短期內(nèi)農(nóng)業(yè)財政投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有負面的影響，而在中長期以后則表現(xiàn)出正面的影響，且這種正面影響非常顯著與穩(wěn)定，這一結(jié)果與表4一致。而面對lnEconomy的沖擊，lnFinance在整個反應期內(nèi)表現(xiàn)均為正，且呈現(xiàn)出上升趨勢，說明現(xiàn)階段我國農(nóng)業(yè)財政投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長存在正的相關(guān)關(guān)系，反映出農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對投資有著較為剛性的需求，二者關(guān)系緊密。這也從側(cè)面表明了我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長非常依賴于物質(zhì)要素的投入，呈現(xiàn)出明顯的粗放型發(fā)展態(tài)勢。

4.方差分解。方差分解多用于描述不同解釋變量在研究期內(nèi)的變化對被解釋變量變化的貢獻度，它常用于表達向量自回歸模型中不同解釋變量相對重要程度的信息。我國農(nóng)業(yè)財政投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的方差分析結(jié)果見表7。

根據(jù)表7可以得知，農(nóng)業(yè)財政投入水平的得分在反應期內(nèi)波動的影響因素中，其自身在第1期為100%，之后逐漸下降到第10期的56.892%，平均占比78.22%，這說明其波動主要受自身影響。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長水平占比從第1期的0一直上漲到第10期的43.108%，也占到了較大的份額。

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長得分水平在反應期內(nèi)波動的影響因素中，其自身在第1期為87.506%，隨后逐漸上升并于第4期到達頂點96.212%，之后逐步下降到第10期的85.357%，平均占比90.566%，說明其波動受自身的影響較大。農(nóng)業(yè)財政投入水平占比從第1期的12.494%逐漸下降，并于第4期到達谷底3.788%，之后逐漸上升到第10期的14.643%，平均占比9.434%，表明我國農(nóng)業(yè)財政投入對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響力仍非常有限，也說明了農(nóng)業(yè)財政支農(nóng)效果不甚理想。最主要的原因可能仍在于體制機制的落后。目前，我國財政支農(nóng)的體制機制存在諸多不足，如農(nóng)業(yè)財政投放結(jié)構(gòu)不合理，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長有直接推動作用的生產(chǎn)資料與基礎(chǔ)設(shè)施并未得到足夠的資金支持。此外，政府對于財政的監(jiān)管模式也較為落后，跟不上現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)的發(fā)展，如管理主體較多、職責分攤較雜，導致監(jiān)管缺位、越位現(xiàn)象較為普遍，職責難以真正落實，很多原因共同導致財政資金的經(jīng)濟效益和對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的服務功能未能得到很好的發(fā)揮。

四、結(jié)論與對策建議

財政投入是保證農(nóng)業(yè)經(jīng)濟穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展的重要手段。本文首先選取具有代表性的指標，通過熵值法計算出1990～2016年我國農(nóng)業(yè)財政投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的綜合水平。然后，運用向量自回歸模型、脈沖響應函數(shù)與方差分解法進一步探討二者的動態(tài)關(guān)聯(lián)性。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在研究期內(nèi)，我國農(nóng)業(yè)財政投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長呈現(xiàn)出穩(wěn)定的正相關(guān)性，農(nóng)業(yè)財政投入能明顯地促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長。此外，值得注意的是，我國財政投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的驅(qū)動作用更多地體現(xiàn)在長期而非短期，原因可能在于農(nóng)業(yè)資金在前期未能得到良好配置，因而未能發(fā)揮出良好的經(jīng)濟效益。

對于此，本文認為接下來不僅要進一步加大農(nóng)業(yè)財政支農(nóng)力度，保證農(nóng)業(yè)發(fā)展有充足的資金支持，以促進農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展方式，走上一條依靠技術(shù)、管理的現(xiàn)代化發(fā)展之路。還要優(yōu)化補貼方式，重點支持對現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有重要作用的領(lǐng)域，這不僅包括水利、交通等農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施，還包括農(nóng)業(yè)機械、低污染化肥農(nóng)藥等現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料。其中，最重要的一點是要加大對農(nóng)業(yè)科技與教育的投入，以培育更多的農(nóng)業(yè)科技和人力資本。同時，還要完善支農(nóng)資金的分配與監(jiān)管。地方政府不僅要對資金進行更加科學合理的配置，更要在資金的使用后期不定期抽查，強化事后監(jiān)管。嚴格完善資金的統(tǒng)計、審核、整理、存檔等工作，并通過頻繁的事后走訪與調(diào)查，確保資金的使用落實到位。此外，通過財政公開的形式將資金的使用標準與實際應用情況進行公示，以接受民眾的監(jiān)督。