湖北省財政支農(nóng)資金對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出影響的實證研究

徐合帆 鄭軍 余家鳳, 馬艾

(1.長江大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖北 荊州 434023;2.長江大學(xué) 長江經(jīng)濟帶發(fā)展研究院，湖北 荊州 434023)

一、財政支農(nóng)資金對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出影響

研究評述

“三農(nóng)”問題是一個事關(guān)國家發(fā)展全局的戰(zhàn)略性問題，已連續(xù)多年成為中央一號文件的主題[1]。財政支農(nóng)資金作為政府調(diào)控和保護農(nóng)業(yè)的重要工具，其重要性越來越為政府和學(xué)者所關(guān)注。湖北省作為我國農(nóng)業(yè)大省，目前其農(nóng)業(yè)正處于由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)化的過渡期。對湖北省財政支農(nóng)資金與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出關(guān)系進行深入剖析，對于推動當?shù)剞r(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、保障糧食安全以及有效實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

關(guān)于財政支農(nóng)資金對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的影響，學(xué)者們進行了大量的研究。研究成果主要表現(xiàn)在以下兩個方面。

第一，采用全國層面的數(shù)據(jù)對財政支農(nóng)資金與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出之間的關(guān)系進行研究。Townsen(2001)利用AK模型，對美國20世紀的涉農(nóng)數(shù)據(jù)進行了深入的探究，發(fā)現(xiàn)財政支農(nóng)資金對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出有顯著的正向影響[2]。范曄(2012)利用偏最小二乘回歸模型，對我國1981年到2006年的涉農(nóng)數(shù)據(jù)進行了研究，發(fā)現(xiàn)財政支農(nóng)資金投入的增加對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的提高有較高貢獻率[3]。王金媛等(2015)使用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建VAR方程，對中國1978年到2014年的涉農(nóng)數(shù)據(jù)進行了研究，認為財政支農(nóng)資金投入的增加是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增長的關(guān)鍵因素，并且它們之間形成了良性循環(huán)機制[4]。呂誠倫和江海潮(2016)利用VAR模型，對中國1952年到2013年的涉農(nóng)數(shù)據(jù)進行分析，結(jié)果表明財政支農(nóng)資金投入的增長給農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出帶來了直接正效應(yīng)[5]。

第二，采用區(qū)域或省級層面的數(shù)據(jù)對財政支農(nóng)資金與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出之間的關(guān)系進行研究。Misra(2009)對美國農(nóng)業(yè)區(qū)財政支農(nóng)效果做了深入的探究，發(fā)現(xiàn)財政支農(nóng)資金與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出之間具有顯著的正向關(guān)系[6]。Pandey等(2012)對Andhra Pradesh地區(qū)39年的涉農(nóng)數(shù)據(jù)做了全面的研究，結(jié)果表明：財政支農(nóng)資金投入的增加對一個地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的增長有顯著的正向促進作用，且對貧困地區(qū)的促進作用更大[7]。孫學(xué)濤(2015)借助ECM模型，對遼寧省1980年到2012年的財政支農(nóng)數(shù)據(jù)進行了研究，計算發(fā)現(xiàn)遼寧省財政支農(nóng)資金對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的影響系數(shù)，在長期為0.86，在短期為0.04，這兩個數(shù)均小于東部地區(qū)[8]。吳懷軍等(2017)運用對比分析的方法，對江蘇省財政支農(nóng)資金使用效率進行了分析，認為財政支農(nóng)資金對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出有正向促進作用[9]。

綜上可知，目前國內(nèi)關(guān)于財政支農(nóng)資金對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的影響，從全國層面進行研究的比較多，從省級層面探討的相對較少。并且，這些研究一般采用實證的方法，大多數(shù)實證結(jié)果表明財政支農(nóng)資金對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出有顯著影響，但影響的大小，因地區(qū)的不同而存在差異，其對策也過于寬泛，針對性不強?；诖?，本研究的邊際貢獻就在于利用湖北省2001年到2017年涉農(nóng)數(shù)據(jù)，通過采用E-G兩步法建立協(xié)整方程、使用ECM模型以及脈沖響應(yīng)函數(shù)對湖北省財政支農(nóng)資金與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的關(guān)系進行深入的剖析，得出湖北省財政支農(nóng)資金投入的增加對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出有顯著的正影響，且影響系數(shù)在短期為0.1221，在長期為0.1583的結(jié)論，并據(jù)此提出相應(yīng)的政策建議，以此提高湖北財政支農(nóng)資金使用效率，進而增加農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出，最終促使鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略順利實施。

二、模型設(shè)定和方法說明

(一)模型的設(shè)定

為了探究財政支農(nóng)資金對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的影響，參考孫學(xué)濤等的研究方法，建立協(xié)整方程如下：

LnY=C+β1LnX1+β2LnX2++β3LnX3+μ

(1)

式中，C為常數(shù)項，LnY、LnX1、LnX2和LnX3分別表示農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出、財政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)機械總動力和有效灌溉面積的對數(shù)，β1、β2和β3分別為財政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)機械總動力和有效灌溉面積對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的彈性，μ為隨機誤差項。

(二)相關(guān)的變量

1．被解釋變量

選取湖北省2001～2017年的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出作為被解釋變量，記為Y，參考現(xiàn)有研究成果，用農(nóng)林牧副漁總產(chǎn)值表示。

2．解釋變量

選取湖北省2001～2017年的財政支農(nóng)資金作為解釋變量，記為X1，反映國家對農(nóng)業(yè)發(fā)展的支持力度。2001年以來，我國財政支農(nóng)資金統(tǒng)計口徑變化了三次，以下是財政支農(nóng)資金數(shù)值的計算方法。

2001～2003年，財政支農(nóng)資金=支援農(nóng)村生產(chǎn)支出+農(nóng)業(yè)綜合支出+農(nóng)林水利氣象部門事業(yè)費。

2004～2006年，財政支農(nóng)資金=農(nóng)業(yè)支出+林業(yè)支出+水利氣象支出。

2007年至今，財政支農(nóng)資金=農(nóng)林水事務(wù)支出。

3．控制變量

借鑒孫致陸(2013)[10]的研究成果，并立足于湖北省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實際，選取湖北省2001～2017年的農(nóng)業(yè)機械總動力和有效灌溉面積作為控制變量，分別記為X2和X3。

(三)數(shù)據(jù)說明

本研究的數(shù)據(jù)主要通過對湖北省統(tǒng)計局歷年《統(tǒng)計年鑒》和湖北省農(nóng)業(yè)廳歷年《農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)整理得來。為了消除變量之間的異方差問題，在正式分析之前，對原始數(shù)據(jù)進行了對數(shù)化處理。因而此處對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出(Y)、財政支農(nóng)資金(X1)、農(nóng)業(yè)機械總動力(X2)和有效灌溉面積(X3)取對數(shù)，分別用LnY、LnX1、LnX2和LnX3表示。

三、實證分析

為了分析因變量與自變量之間的長期及短期波動的相互影響，筆者設(shè)立了協(xié)整方程和ECM模型。為避免協(xié)整分析過程中出現(xiàn)偽回歸問題，首先對所選的變量進行了ADF檢驗。

(一)ADF單位根檢驗

通過最常用的ADF檢驗，來判斷LnY、LnX1、LnX2以及LnX3的平穩(wěn)性。表1為借助計量工具Eviews8.0分別對LnY、LnX1、LnX2以及LnX3的時間序列數(shù)據(jù)進行ADF檢驗的輸出結(jié)果。

表1 ADF檢驗

由表1的輸出結(jié)果可知，在以5%的顯著性水平為條件的情況下，LnY、LnX1、LnX2以及LnX3的t值都通過了t檢驗，均為平穩(wěn)序列，即LnY、LnX1、LnX2以及LnX3均為二階單整序列，可以運用協(xié)整方程進行進一步分析。

(二)協(xié)整分析

由于LnY、LnX1、LnX2和LnX3均為二階單整序列，所以它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。下面運用比較常用的E-G兩步法，來檢驗它們之間的這種關(guān)系是否存在。前面已完成了E-G兩步法中的前一步單位根檢驗，所以，下面需要完成后一步，構(gòu)建協(xié)整方程，并對其殘差進行ADF檢驗。

運用OLS方法進行估計，回歸結(jié)果為：

LnY=-7.3670+0.1583LnX1+0.6319LnX2+1.2250LnX3

(2)

(-3.0070)(1.7928)(2.4124)(4.0084)

R2=0.9914調(diào)整R2=0.9894F=499.8285DW=1.5662

由以上回歸結(jié)果可知，R2為0.9914，且調(diào)整后的R2為0.9894，表明方程整體擬合程度較好。F統(tǒng)計量為499.8285，比顯著性水平為5%的臨界值大，通過了顯著性檢驗，說明回歸模型在總體上顯著，被解釋變量與解釋變量之間存在明顯的線性關(guān)系。t檢驗過程中，LnX1在顯著性為1%條件下通過檢驗，LnX2、LnX3在顯著性為5%條件下均通過檢驗。在長期內(nèi)LnX1、LnX2、LnX3對LnY的影響分別為0.1583、0.6319、1.2250，說明長期內(nèi)財政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)機械總動力和有效灌溉面積對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的彈性分別為0.1583、0.6319、1.2250。但是，模型是不是經(jīng)濟變量的協(xié)整方程，還要對其殘差項μ做ADF單位根檢驗，其輸出結(jié)果如表2所示。

表2 殘差的ADF單位根檢驗結(jié)果

從表2可知，殘差μ的ADF檢驗統(tǒng)計量為-5.5805，比1%的臨界值-2.7283小，表明殘差項μ是平穩(wěn)的，即LnY、LnX1、LnX2以及LnX3間的協(xié)整關(guān)系成立。說明長期內(nèi)財政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)機械總動力和有效灌溉面積與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出之間存在均衡關(guān)系。

(三)建立ECM模型

以上分析表明，LnY、LnX1、LnX2以及LnX3間具有長期均衡關(guān)系，但LnY與LnX1、LnX2和LnX3間有沒有短期均衡關(guān)系，還有需要進一步檢驗。在方程(2)的基礎(chǔ)上，將其殘差項μ的相反數(shù)作為誤差修正項ECMt-1，并把ECMt-1作為一個解釋變量，聯(lián)同LnX1、LnX2、LnX3的差分DLnX1、DLnX2、DLnX3作為解釋變量，以DLnY作為被解釋變量，建立ECM模型，考察財政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)機械總動力和有效灌溉面積對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的短期影響，以及農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出對其自身長期均衡趨勢偏離的糾正速度。采用OLS估計法對DLnY、DLnX1、DLnX2、DLnX3、ECMt-1進行回歸，得到以下回歸方程。

DLnY=0.0460+0.1221DLnX1+0.2000DLnX2+0.9990DLnX3-0.7811ECMt-1(3)

(1.7268)(2.2657)(0.6608)(2.2299)(-3.1143)

R2=0.6455 調(diào)整R2=0.5166F=5.0079DW=1.8783

從回歸結(jié)果可知，F(xiàn)統(tǒng)計量的值為5.0079，比顯著性水平為5%條件下的臨界值大，通過了F檢驗，但R2的值相對較低。短期內(nèi)財政支農(nóng)資金每增加1%，就會引起農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加0.1221%；農(nóng)業(yè)機械總動力每增加1%，就會引起農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加0.2000%；有效灌溉面積每增加1%，就會引起農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加1%；隨機誤差項對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出有一定的影響，且糾正速度為0.7811。

(四)Granger因果關(guān)系檢驗

通過ADF單位根檢驗、協(xié)整分析和ECM模型，只能證明LnY、LnX1、LnX2以及LnX3間存在短期和長期的均衡關(guān)系，但LnY與LnX1、LnX2和LnX3之間有沒有因果關(guān)系，仍需做進一步的驗證。筆者利用Granger因果關(guān)系檢驗法，來驗證LnY與LnX1、LnX2和LnX3之間因果關(guān)系。表3為其輸出結(jié)果。

由表3可知，在滯后3期時，原假設(shè)財政支農(nóng)資金增加不是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加的Granger原因的概率為0.0287，小于0.05，因此，拒絕原假設(shè)，即財政支農(nóng)資金增加是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加的Granger原因；原假設(shè)農(nóng)業(yè)機械總動力增加不是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加的Granger原因的概率為0.0042，小于0.05，因此，拒絕原假設(shè)，即農(nóng)業(yè)機械總動力增加是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加的Granger原因。原假設(shè)有效灌溉面積增加不是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加的Granger原因的概率為0.0835，小于0.1，因此，拒絕原假設(shè)，即有效灌溉面積增加是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加的Granger原因。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

四、結(jié)論與啟示

(一)結(jié)論

綜上所述,筆者得出以下結(jié)論。

第一，協(xié)整檢驗結(jié)果表明：湖北省財政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)機械總動力以及有效灌溉面積這三者的增加對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的提高具有正向促進作用，且財政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)機械總動力、有效灌溉面積每增加1%，將分別引起農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加0.1583%、0.6319%、1.2250%。

第二，Granger因果關(guān)系檢驗表明：在顯著性水平為5%、滯后期數(shù)為3的條件下，財政支農(nóng)資金增長、農(nóng)業(yè)機械總動力擴大、有效灌溉面積增加均是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增長的Grange原因。

第三，脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗結(jié)果表明：湖北省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出與財政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)機械總動力、有效灌溉面積之間存在比較顯著的動態(tài)路徑，并且存在一定的時滯。這是因為財政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)機械總動力、有效灌溉面積的變化對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出產(chǎn)生影響需要一定的時間，所以它們對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的增加存在滯后效應(yīng)。

(二)啟示

根據(jù)上述結(jié)論，可得到如下啟示。

第一，以鄉(xiāng)村振興為平臺，創(chuàng)新財政支農(nóng)投入方式。由以上研究可知，湖北省財政支農(nóng)資金的增加促進了農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的增長，這說明其財政支農(nóng)資金配置是有效的。因此，要通過政策引導(dǎo)，鼓勵縣鄉(xiāng)財政增加支農(nóng)投入。同時，注重發(fā)揮財政資金的引導(dǎo)作用，撬動非農(nóng)經(jīng)營主體資本和國內(nèi)外金融資本更多地投向農(nóng)業(yè)。再者，通過鄉(xiāng)村振興這一平臺，推進財政支農(nóng)資金的整合，使財政支農(nóng)投入方式在鄉(xiāng)村振興實踐中不斷得到創(chuàng)新，以建立既提高農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出，又充分發(fā)揮其效益的長效機制。

第二，加大農(nóng)業(yè)科技投入，促進農(nóng)業(yè)機械化快速發(fā)展，為提高農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出提供技術(shù)支持。以上研究表明，增加湖北省農(nóng)業(yè)機械總動力，將會帶動其農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的提高。因此，應(yīng)增加農(nóng)業(yè)科技方面的投入，加快農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新體系的建設(shè)，提高農(nóng)業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化率。同時，須加強產(chǎn)學(xué)研合作，提高湖北省農(nóng)業(yè)“耕種收”綜合機械化水平，以緩解農(nóng)業(yè)勞動力結(jié)構(gòu)性短缺的矛盾，為農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出穩(wěn)定增長的長效機制建立奠定技術(shù)基礎(chǔ)。

第三，加強農(nóng)田水利建設(shè)，推進現(xiàn)代農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉系統(tǒng)的建設(shè)和改造，夯實提高農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的根基。以上研究發(fā)現(xiàn)，湖北省有效灌溉面積的變化對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的增長具有顯著的正向拉動作用，因此，有必要繼續(xù)增加農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面的投入，特別是要加強農(nóng)田水利建設(shè)，尤其是要加快對鄂北水資源匱乏地區(qū)水資源調(diào)劑工程的建設(shè)，以提高抵抗自然災(zāi)害的能力。同時，抓緊改造和建設(shè)農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉系統(tǒng)，建造一批高效節(jié)水的農(nóng)業(yè)灌溉設(shè)施，為湖北省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的持續(xù)增長創(chuàng)造條件。