財(cái)政支農(nóng)促進(jìn)了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展嗎？——基于PVAR模型的實(shí)證檢驗(yàn)

唐一帆，吳波

財(cái)政支農(nóng)促進(jìn)了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展嗎？——基于PVAR模型的實(shí)證檢驗(yàn)

唐一帆，吳波

（湖南農(nóng)業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，湖南 長沙 410128）

采用2009—2020年中國31個(gè)省份的數(shù)據(jù)，利用熵權(quán)-TOPSIS法測算農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平，將財(cái)政支農(nóng)表示為財(cái)政支農(nóng)力度與財(cái)政支農(nóng)規(guī)模，運(yùn)用面板向量自回歸模型（PVAR模型）實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：財(cái)政支農(nóng)在短期內(nèi)促進(jìn)了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，但長期效應(yīng)較弱。財(cái)政支農(nóng)力度和財(cái)政支農(nóng)規(guī)模對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的貢獻(xiàn)度不高，還有提升空間。財(cái)政支農(nóng)通過農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展有正向促進(jìn)作用，但正向沖擊強(qiáng)度不大。

財(cái)政支農(nóng)；農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展；農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展

一、問題的提出

習(xí)近平總書記在二十大報(bào)告中強(qiáng)調(diào)要大力推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)，促進(jìn)人與自然和諧共生，加快發(fā)展方式綠色轉(zhuǎn)型，探尋綠色發(fā)展之路，全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興，堅(jiān)持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展。農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展既是我國實(shí)現(xiàn)生態(tài)文明建設(shè)目標(biāo)的重要路徑，也是實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的必然選擇。

近年來隨著我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，農(nóng)業(yè)發(fā)展資源瓶頸凸顯。農(nóng)藥、化肥的超標(biāo)使用，加上農(nóng)業(yè)廢棄物資源利用率和回收率不高，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)面源污染仍然較嚴(yán)重[1]，對農(nóng)民生活和農(nóng)村環(huán)境造成了一定影響。農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展既是滿足消費(fèi)者生態(tài)需求的根本保證，也是治理農(nóng)業(yè)面源污染的現(xiàn)實(shí)需要[2]。政府為此給予了相應(yīng)的政策引導(dǎo)和財(cái)政資金的支持。2016年中央一號文件提出要加強(qiáng)資源保護(hù)和生態(tài)修復(fù)，推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。2022年中央一號文件提出要推進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村綠色發(fā)展，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)面源污染綜合治理。2022年11月中央財(cái)政提前下達(dá)2023年用于農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的農(nóng)業(yè)相關(guān)轉(zhuǎn)移支付314億元①。這些政策文件的發(fā)布和財(cái)政資金的投入彰顯了我國政府推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的決心，也為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展注入了新動(dòng)能，增添了新活力。那么，我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平如何？中央和地方政府不斷加大財(cái)政支農(nóng)力度是否會推動(dòng)我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展呢？準(zhǔn)確地回答這些問題對我國制定切合實(shí)際、反映農(nóng)情的財(cái)政支農(nóng)政策無疑具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是一個(gè)集有機(jī)農(nóng)業(yè)、循環(huán)農(nóng)業(yè)、低碳農(nóng)業(yè)和生態(tài)農(nóng)業(yè)等概念為一體的復(fù)雜概念[3]。學(xué)者們認(rèn)為，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的關(guān)鍵是利用綠色技術(shù)，優(yōu)化生產(chǎn)模式[4]，實(shí)現(xiàn)人與自然和諧共生。孫煒琳等[5]認(rèn)為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展不能對資源和生態(tài)環(huán)境竭澤而漁，而要以農(nóng)業(yè)資源環(huán)境承載力為基準(zhǔn)底線，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)、社會發(fā)展和生態(tài)環(huán)境的協(xié)調(diào)統(tǒng)一。尹昌斌等[6]認(rèn)為，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是注重資源節(jié)約、生態(tài)保育、環(huán)境友好和產(chǎn)品質(zhì)量的高質(zhì)量發(fā)展。關(guān)于農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平的評價(jià)，學(xué)者們主要運(yùn)用熵權(quán)法、TOPSIS法等客觀評價(jià)方法從生態(tài)系統(tǒng)、農(nóng)業(yè)環(huán)境、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、資源節(jié)約等角度建立了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平評價(jià)體系，并對不同地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的優(yōu)勢和存在的問題進(jìn)行了實(shí)證分析。魏琦等[7]認(rèn)為我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平自2012年以來不斷提高，資源利用效率明顯提升，農(nóng)業(yè)面源污染防治取得明顯成效，但農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展總體水平仍然較低，農(nóng)業(yè)環(huán)境污染問題依然較為突出。楊秀玉等[8]基于我國2003—2019年數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平經(jīng)歷了先升后降的過程，且區(qū)域間存在差異，早期西部地區(qū)較高，中后期中東部地區(qū)明顯高于西部地區(qū)。Zhang等[9]發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平處在不均衡的狀態(tài)，東部地區(qū)比西部地區(qū)發(fā)展更好。

關(guān)于農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響因素，薛蕾等[10]認(rèn)為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚可以提升農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展效率，但存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)，且溢出效應(yīng)是直接效應(yīng)的4倍。毛惠和曹光喬[11]認(rèn)為獲得農(nóng)業(yè)作業(yè)補(bǔ)貼的農(nóng)戶更傾向于采用綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)。石志恒等[12]發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展既有正向影響也有負(fù)向影響。樊勝岳等[13]認(rèn)為提升數(shù)字化水平有助于推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，但其與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平之間存在倒U型關(guān)系，應(yīng)當(dāng)合理控制數(shù)字化的規(guī)模。已有研究從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、農(nóng)戶行為、數(shù)字化水平等角度進(jìn)行了分析，取得了諸多成果，但鮮有文獻(xiàn)全面分析財(cái)政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響。財(cái)政支農(nóng)涉及農(nóng)業(yè)發(fā)展的諸多方面，財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展之間可能存在密不可分的關(guān)系?；诖?，本文擬在分析財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的內(nèi)在機(jī)理的基礎(chǔ)上，運(yùn)用2009—2020年31個(gè)省份的數(shù)據(jù)，利用PVAR模型實(shí)證考察財(cái)政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響。

二、機(jī)理分析與研究假設(shè)

農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是以科技創(chuàng)新為基礎(chǔ)，著眼于綠色興農(nóng)、質(zhì)量興農(nóng)，實(shí)現(xiàn)人與自然和諧共生，也是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的根本路徑。農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展與農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展既有聯(lián)系也有區(qū)別，二者皆是以經(jīng)濟(jì)、社會、環(huán)境、生態(tài)的可持續(xù)發(fā)展為目標(biāo)[7]。區(qū)別在于，與強(qiáng)調(diào)結(jié)果導(dǎo)向的農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展不同，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展更注重過程的綠色化[6]，通過改變?nèi)说男袨榉绞?，?shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)、社會、環(huán)境、生態(tài)效益的協(xié)調(diào)統(tǒng)一。農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的本質(zhì)是立足于資源環(huán)境承載能力，以農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)為載體，以生態(tài)文明建設(shè)為目標(biāo)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)資源節(jié)約、農(nóng)村環(huán)境優(yōu)美、農(nóng)民生活幸福的農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

由于農(nóng)業(yè)是弱質(zhì)產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有生產(chǎn)周期長、回報(bào)見效慢等特點(diǎn)[14]，使其難以內(nèi)生性地解決資金供應(yīng)問題。因此，農(nóng)業(yè)發(fā)展需要政府的支持和引導(dǎo)。財(cái)政支農(nóng)是我國財(cái)政支持農(nóng)業(yè)的重要手段，也是農(nóng)民增收的重要途徑。目前，我國財(cái)政支農(nóng)的項(xiàng)目十分廣泛，從財(cái)政支農(nóng)支出的功能來看，主要可以分為兩類：一類是促進(jìn)農(nóng)業(yè)科技發(fā)展、推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的補(bǔ)貼，如農(nóng)業(yè)科研補(bǔ)貼、農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣與服務(wù)補(bǔ)貼、畜禽糞污資源化利用補(bǔ)貼、碳達(dá)峰碳中和科技創(chuàng)新專項(xiàng)資金等。畜禽糞污資源化利用補(bǔ)貼以農(nóng)用有機(jī)肥和農(nóng)村能源為重點(diǎn)，為中小規(guī)模養(yǎng)殖場改進(jìn)節(jié)水養(yǎng)殖工藝和設(shè)備，建設(shè)糞污資源化利用配套設(shè)施提供資金支持。碳達(dá)峰碳中和科技創(chuàng)新專項(xiàng)資金推動(dòng)了低碳農(nóng)業(yè)機(jī)械的研發(fā)，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新，為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展提供了技術(shù)支持。另一類是改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、保護(hù)生態(tài)環(huán)境的補(bǔ)貼，如農(nóng)業(yè)支持保護(hù)補(bǔ)貼、農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼、化學(xué)品減量增效補(bǔ)貼等。農(nóng)業(yè)支持保護(hù)補(bǔ)貼是由農(nóng)業(yè)“三項(xiàng)補(bǔ)貼”（種糧農(nóng)民直接補(bǔ)貼、農(nóng)作物良種補(bǔ)貼和農(nóng)資綜合補(bǔ)貼）轉(zhuǎn)變而來②，目前分為耕地地力保護(hù)補(bǔ)貼和糧食適度規(guī)模經(jīng)營補(bǔ)貼。其中耕地地力保護(hù)補(bǔ)貼能夠大大提高農(nóng)戶對耕地質(zhì)量保護(hù)的積極性，改善農(nóng)民生態(tài)環(huán)保意識[15]。糧食適度規(guī)模經(jīng)營補(bǔ)貼直接提高了農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性，助力農(nóng)產(chǎn)品增產(chǎn)，增加了農(nóng)戶的可支配收入[16]。農(nóng)戶可以利用這部分資金進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的改進(jìn)、綠色品種的引進(jìn)和土壤的改良等，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼能激勵(lì)農(nóng)民在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的技術(shù)類要素投入，購置綠色高效農(nóng)業(yè)機(jī)械設(shè)備，實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)施藥、高效施肥、節(jié)水灌溉等，從而提高農(nóng)業(yè)資源利用效率，緩解生態(tài)環(huán)境壓力?；瘜W(xué)品減量增效補(bǔ)貼中的測土配方施肥補(bǔ)貼、緩控釋肥補(bǔ)貼和高效雙低新農(nóng)藥補(bǔ)貼等能激勵(lì)農(nóng)戶使用綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)，減少農(nóng)藥、化肥的用量，提高農(nóng)戶對農(nóng)藥、化肥等農(nóng)業(yè)化學(xué)品的使用效率[17]，改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境，推進(jìn)環(huán)境污染防治[18]。據(jù)此，提出假設(shè)1：

H1：財(cái)政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有正向促進(jìn)作用。

亞當(dāng)斯密在《國富論》中闡述了農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要性并指出農(nóng)業(yè)投資是所有社會投資中最具有價(jià)值的。而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的自然再生產(chǎn)和經(jīng)濟(jì)再生產(chǎn)相互交織且密不可分，農(nóng)業(yè)受到環(huán)境、市場等因素的影響，面臨多重風(fēng)險(xiǎn)。市場“看不見的手”使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不停波動(dòng)和徘徊，農(nóng)業(yè)發(fā)展受到了極大的影響。凱恩斯的國家干預(yù)理論主張用國家干預(yù)這只“看得見的手”來彌補(bǔ)“看不見的手”引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行造成的缺陷。財(cái)政支農(nóng)政策是政府支持農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵手段。自改革開放以來，我國財(cái)政支農(nóng)政策在改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件、推動(dòng)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展等方面取得了顯著成效[19]。財(cái)政支農(nóng)政策以補(bǔ)貼性投入、生產(chǎn)性投入等形式，為各地區(qū)農(nóng)村提供了大量資金，提高了農(nóng)業(yè)科技水平、勞動(dòng)生產(chǎn)效率，促進(jìn)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展[20]。財(cái)政資金的投入與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展改善了農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到了一定調(diào)整，從過去的“靠山吃山，靠水吃水”的粗放型農(nóng)業(yè)發(fā)展模式逐漸向“綠水青山就是金山銀山”的綠色型農(nóng)業(yè)發(fā)展模式轉(zhuǎn)變。過去，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)較為落后，為發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，部分農(nóng)民過度利用資源，忽視了對生態(tài)環(huán)境的保護(hù)；現(xiàn)在，隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)民的生活水平得到改善，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)觀念得到更新，農(nóng)戶將綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，在保障農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的同時(shí)，減少了農(nóng)業(yè)碳排放[21]，農(nóng)業(yè)資源得到有效利用。據(jù)此，提出假設(shè)2：

H2：財(cái)政支農(nóng)可以通過農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)生正向間接影響。

三、研究設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)來源

（一）農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平測度

為測度農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平，首先要構(gòu)建農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平測度指標(biāo)體系。農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展側(cè)重于過程的綠色化，故本文構(gòu)建的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平測度指標(biāo)體系先要考慮農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的綠色行為，即以農(nóng)戶對綠色技術(shù)的使用和農(nóng)業(yè)資源的利用來衡量；其次考量農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展所取得的成果，即以生態(tài)環(huán)境是否得到保護(hù)和農(nóng)民生活水平是否得到提高來衡量。依據(jù)構(gòu)建指標(biāo)體系的科學(xué)性、可操作性、綜合性等原則，參考魏琦[7]、余永琦[22]、辛嶺[23]等學(xué)者的做法，本文構(gòu)建包含農(nóng)業(yè)資源利用、農(nóng)戶綠色行為、生態(tài)環(huán)境保護(hù)、農(nóng)民生活水平4個(gè)一級指標(biāo)以及12個(gè)二級指標(biāo)的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平測度指標(biāo)體系。根據(jù)指標(biāo)與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平的關(guān)系，分為正向影響指標(biāo)和負(fù)向影響指標(biāo)，具體見表1。

表1 農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平測度指標(biāo)體系

本文采取熵權(quán)-TOPSIS法測度我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平，過程如下：

（1）數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理。由于各指標(biāo)的性質(zhì)、量綱不一致，需要根據(jù)指標(biāo)屬性分別進(jìn)行正向標(biāo)準(zhǔn)化和負(fù)向標(biāo)準(zhǔn)化處理。

對于正向影響指標(biāo)：

對于負(fù)向影響指標(biāo)：

（2）利用熵權(quán)法確定權(quán)重，并計(jì)算各評價(jià)指標(biāo)與最優(yōu)及最劣向量之間的差距。

（3）測度評價(jià)對象與最優(yōu)方案的接近程度，得出評價(jià)對象的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平。

（二）PVAR模型

面板向量自回歸模型（Panel Vector Auto Regression Model）把所有變量看成一個(gè)內(nèi)生系統(tǒng)來處理，兼顧面板數(shù)據(jù)模型與VAR模型的優(yōu)點(diǎn)，相較傳統(tǒng)模型更好地消除變量間的內(nèi)生性，還能有效刻畫系統(tǒng)變量間的沖擊反應(yīng)和方差分解，便于說明各變量間的復(fù)雜聯(lián)系。通過PVAR模型刻畫財(cái)政支農(nóng)的時(shí)間表現(xiàn)，并根據(jù)結(jié)果提出政策建議?；诖?，本文構(gòu)建如下PVAR模型：

3．?dāng)?shù)據(jù)來源

本文選取我國31個(gè)省份（除港澳臺外）2009—2020年的數(shù)據(jù)作為研究樣本，采用的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》等。由于各變量量綱、性質(zhì)不同，本文所有變量都進(jìn)行歸一化處理。

被解釋變量：農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平（）由熵權(quán)-TOPSIS法測算得出，如圖1。從圖中可以看出，自2009年以來，我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平經(jīng)歷了先降后升的過程，總體水平較低，還有較大的提升空間。

圖1 2009—2020年我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平

核心解釋變量：本文將財(cái)政支農(nóng)支出劃分為財(cái)政支農(nóng)力度和財(cái)政支農(nóng)規(guī)模進(jìn)行測度，財(cái)政支農(nóng)力度反映了各省農(nóng)民獲得財(cái)政支持的多少，財(cái)政支農(nóng)規(guī)模反映了各省對農(nóng)業(yè)的支持程度，選取這兩項(xiàng)指標(biāo)檢驗(yàn)財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展之間的關(guān)系，能夠在一定程度上考量農(nóng)民獲得財(cái)政支持的程度。財(cái)政支農(nóng)力度（）為各省財(cái)政支農(nóng)支出與鄉(xiāng)村人口數(shù)之比，財(cái)政支農(nóng)規(guī)模（）為各省財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值之比。農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)以農(nóng)林牧漁等第一產(chǎn)業(yè)為主，因此選用農(nóng)村人均生產(chǎn)總值衡量農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，農(nóng)村人均生產(chǎn)總值()為農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值與鄉(xiāng)村人口數(shù)之比。

四、計(jì)量結(jié)果分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

數(shù)據(jù)不平穩(wěn)可能會造成偽回歸現(xiàn)象，使結(jié)果出現(xiàn)偏差，在對PVAR模型進(jìn)行估計(jì)前，需要對原始序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用IPS(Im-Pesaran-Shin)檢驗(yàn)和LLC(Levin-Lin-Chu)檢驗(yàn)同時(shí)對各變量進(jìn)行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，下同。

根據(jù)表2結(jié)果，可知、有部分序列未通過單位根檢驗(yàn)，說明原始序列不平穩(wěn)。對所有變量進(jìn)行一階差分，變換后得到的dd，d均平穩(wěn)，說明各變量均為一階單整，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。選用Pedroni和Kao方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)（表3），結(jié)果顯示各統(tǒng)計(jì)量均在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。綜上，財(cái)政支農(nóng)力度、財(cái)政支農(nóng)規(guī)模與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展存在長期均衡關(guān)系，可以建立PVAR模型。

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

（二）最優(yōu)滯后階數(shù)選擇

PVAR模型中變量滯后階數(shù)的選擇至關(guān)重要，合理的滯后階數(shù)能夠得到有效的估計(jì)結(jié)果。本文根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）、貝葉斯信息準(zhǔn)則（BIC）和漢南-奎因信息準(zhǔn)則（HQIC）選擇模型最優(yōu)滯后階數(shù)。通常認(rèn)為各準(zhǔn)則的最小值為該準(zhǔn)則選擇的最優(yōu)滯后階數(shù)。在1階滯后時(shí)BIC和HQIC存在最小值，綜合各準(zhǔn)則結(jié)果，可知最優(yōu)滯后階數(shù)為1階，因此建立滯后1階的PVAR模型，結(jié)果見表4。

表4 PVAR模型滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

注：*表示該準(zhǔn)則選擇的最優(yōu)滯后階數(shù)。

（三）GMM估計(jì)

GMM估計(jì)結(jié)果（表5）顯示，財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展之間存在顯著的動(dòng)態(tài)關(guān)系。當(dāng)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展作為被解釋變量時(shí)(表5第2列)，可以發(fā)現(xiàn)滯后1期的財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平的影響顯著為正。具體來說，滯后1期的財(cái)政支農(nóng)力度增加0.185%，次年農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平增加1%；農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平受滯后1期的財(cái)政支農(nóng)規(guī)模的影響顯著為負(fù)，滯后1期的財(cái)政支農(nóng)規(guī)模減少0.217%，次年農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平增加1%。從變量的經(jīng)濟(jì)意義上看，財(cái)政支農(nóng)規(guī)模減少意味著財(cái)政支農(nóng)支出占農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的比例減少。自2018年以來，我國國家財(cái)政支農(nóng)資金占農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的比值逐年下降③。綜合來看，財(cái)政支農(nóng)促進(jìn)了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，驗(yàn)證了假設(shè)1。

表5 GMM估計(jì)

注：1、_1、_1表示各變量的滯后1期，下同。

（四）脈沖響應(yīng)分析

通過脈沖響應(yīng)函數(shù)，可以分析財(cái)政支農(nóng)力度、財(cái)政支農(nóng)規(guī)模和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。圖2反映的是在95%的置信水平下，對財(cái)政支農(nóng)力度、財(cái)政支農(nóng)規(guī)模和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展使用蒙特卡洛方法進(jìn)行了200次模擬，得到變量滯后10期的脈沖響應(yīng)。

（1）三個(gè)變量自身的沖擊效應(yīng)。圖2中，圖a、圖e和圖i分別顯示FSAE對，對，對的沖擊效應(yīng)，脈沖響應(yīng)基本為正，說明財(cái)政支農(nóng)力度、財(cái)政支農(nóng)規(guī)模和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展都對來自自身的沖擊響應(yīng)迅速，三者在短期內(nèi)能實(shí)現(xiàn)自我促進(jìn)，但從長期效應(yīng)看，沖擊效應(yīng)逐漸衰減，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展在滯后2期回落至0，之后呈現(xiàn)一定的阻礙作用，說明我國綠色農(nóng)業(yè)可能存在不可持續(xù)的發(fā)展方式。

（2）財(cái)政支農(nóng)力度的沖擊效應(yīng)。圖g顯示，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展始終受到來自財(cái)政支農(nóng)力度的正向沖擊，在滯后2期達(dá)到頂峰后逐漸回落，最后收斂為0。這說明在短期內(nèi)增加財(cái)政支農(nóng)力度，能夠有效地促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，但長期而言，這種沖擊效果逐漸收斂，說明農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的持續(xù)需要財(cái)政的不斷支持。

（3）財(cái)政支農(nóng)規(guī)模的沖擊效應(yīng)。圖h顯示農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展對財(cái)政支農(nóng)規(guī)模沖擊的響應(yīng)，沖擊的初期為0，隨后迅速出現(xiàn)負(fù)向的沖擊，在滯后2期達(dá)到最低點(diǎn)，隨后不斷回升，在第7期達(dá)到0，之后呈現(xiàn)正向作用。這與我國自2018年以來國家財(cái)政支農(nóng)資金占農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的比值逐年降低，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平穩(wěn)步增長的國情一致。

圖中橫坐標(biāo)代表沖擊發(fā)生的滯后期數(shù)，縱坐標(biāo)代表被解釋變量對各解釋變量沖擊的響應(yīng)大小；圖中實(shí)線為受到某一變量標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后另一變量的波動(dòng)大小，上下兩條虛線分別表示95%的置信區(qū)間沖擊波動(dòng)的上、下界。下同。

（五）方差分解分析

方差分解能夠提供模型中各內(nèi)生變量的沖擊對某一變量波動(dòng)的貢獻(xiàn)度，有助于進(jìn)一步辨識財(cái)政支出對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展影響的程度，表6中給出了第1、5、10、15和20期的方差分解結(jié)果。

表6 各變量方差分解結(jié)果

從結(jié)果看，方差分解結(jié)果從第15期之后變化不大，這意味著在第15期時(shí)模型中的各變量已經(jīng)具備較好的穩(wěn)定性。因此，本文依據(jù)第15期的相應(yīng)數(shù)值對財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行解釋。由表6可知，在第1期，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平變化完全來自本身的沖擊；農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平?jīng)_擊對財(cái)政支農(nóng)力度、財(cái)政支農(nóng)規(guī)模的貢獻(xiàn)率均為0。隨著滯后期增加，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展對自身變動(dòng)的貢獻(xiàn)度緩慢降低，而財(cái)政支農(nóng)力度和財(cái)政支農(nóng)規(guī)模對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展變動(dòng)的貢獻(xiàn)度則緩慢提升。無論從長期來看還是短期來看，貢獻(xiàn)度最大的是財(cái)政支農(nóng)規(guī)模，由第5期的25.4%提升到第15期的27.6%，財(cái)政支農(nóng)力度的貢獻(xiàn)相對較小，從第5期的11.7%提升到第15期的13.2%。財(cái)政支農(nóng)規(guī)模明顯比財(cái)政支農(nóng)力度的貢獻(xiàn)大，表明農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展更依賴于財(cái)政支農(nóng)規(guī)模。

（六）格蘭杰因果檢驗(yàn)

為進(jìn)一步分析財(cái)政支農(nóng)和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展之間的短期動(dòng)態(tài)影響和因果關(guān)系，使用格蘭杰因果檢驗(yàn)來反映，檢驗(yàn)結(jié)果（表7）顯示:

（1）財(cái)政支農(nóng)力度是農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的格蘭杰原因，即在1%的顯著性水平下，財(cái)政支農(nóng)力度促進(jìn)了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。

（2）財(cái)政支農(nóng)規(guī)模是農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的單向格蘭杰原因，這一步說明了財(cái)政支農(nóng)規(guī)模短期內(nèi)影響了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。

（3）在財(cái)政支農(nóng)規(guī)模和財(cái)政支農(nóng)力度之間均不存在顯著的格蘭杰原因，即短期內(nèi)財(cái)政支農(nóng)規(guī)模和財(cái)政支農(nóng)力度之間的互動(dòng)機(jī)制不明顯，相互預(yù)測和解釋功效有限。

表7 格蘭杰因果檢驗(yàn)

五、實(shí)證結(jié)果的進(jìn)一步討論

上述實(shí)證結(jié)果表明財(cái)政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展有直接影響，即假設(shè)1得到驗(yàn)證，但財(cái)政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是否有間接影響還懸而未決。由此，根據(jù)上文PVAR模型的邏輯，從農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的視角對財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，以此來驗(yàn)證本研究提出的假設(shè)2。財(cái)政支農(nóng)規(guī)模能反映財(cái)政支農(nóng)支出在農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值中的占比，能夠更好地探究財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，因此本文選用變量、、進(jìn)行研究。

根據(jù)GMM估計(jì)結(jié)果，當(dāng)作為被解釋變量，_1作為解釋變量時(shí)，影響系數(shù)為0.005，值為0.416，說明滯后1期的財(cái)政支農(nóng)規(guī)模對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展有一定的正向影響但不顯著，這可能是由于財(cái)政支農(nóng)資金使用效率還有提升空間，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到財(cái)政支出的影響有限[24]；當(dāng)作為被解釋變量，1作為解釋變量時(shí)，影響系數(shù)為0.117，值為0.002，說明滯后1期的農(nóng)村人均生產(chǎn)總值在1%的顯著性水平下對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展有顯著的正向影響作用。

圖3　FSAE、RGDP、AGG脈沖響應(yīng)結(jié)果

、、脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖3所示。在圖3中，左圖和右圖分別表示受到?jīng)_擊的脈沖響應(yīng)圖和受到?jīng)_擊的脈沖響應(yīng)圖。由左圖可以得知，農(nóng)村人均生產(chǎn)總值受到財(cái)政支農(nóng)力度的正向沖擊，并且這種正向作用在短期內(nèi)逐漸增強(qiáng)，在第5期達(dá)到頂峰，之后趨于平穩(wěn)，這說明增加財(cái)政支農(nóng)規(guī)模，能夠促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，并且持續(xù)效應(yīng)較強(qiáng)。由右圖可以得知，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展受到農(nóng)村人均生產(chǎn)總值的正向沖擊在第0期表現(xiàn)不明顯，但隨后迅速上升，并在第1期達(dá)到頂點(diǎn)，隨后沖擊效果逐漸減弱。結(jié)合GMM估計(jì)與脈沖響應(yīng)結(jié)果來看，財(cái)政支農(nóng)通過農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展有間接的正向影響作用，驗(yàn)證了假設(shè)2。

六、研究結(jié)論與政策建議

本文研究結(jié)果表明：一是綜合財(cái)政支農(nóng)力度和財(cái)政支農(nóng)規(guī)模的脈沖響應(yīng)分析，財(cái)政支農(nóng)在短期內(nèi)對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展有促進(jìn)作用，但長期會逐漸減弱最后消失。二是從GMM估計(jì)和方差分解來看，財(cái)政支農(nóng)力度、財(cái)政支農(nóng)規(guī)模分別在1%和5%的顯著性水平下促進(jìn)了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，方差貢獻(xiàn)度保持為13.2%和27.6%，對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用較小，尚有提升空間。三是財(cái)政支農(nóng)通過農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)生間接正向影響，但是總體作用效果有限。

以上結(jié)論對于優(yōu)化財(cái)政支農(nóng)政策，提高農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平具有如下啟示：一是應(yīng)優(yōu)化財(cái)政支農(nóng)資金結(jié)構(gòu)。隨著中央和地方財(cái)政支農(nóng)資金投入力度的不斷加大，我國農(nóng)村地區(qū)正加快生產(chǎn)生活方式的綠色轉(zhuǎn)型。從結(jié)論中可以得知財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的短期正向效應(yīng)十分顯著，然而長期則需要進(jìn)一步優(yōu)化財(cái)政支農(nóng)資金的管理體系，合理配置資金，推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。政府應(yīng)調(diào)整財(cái)政支農(nóng)資金核算方式，對綠色農(nóng)業(yè)、環(huán)境保護(hù)投入等資金單獨(dú)核算，全面開展預(yù)算管理，將農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展納入地方政府績效考核范圍，加強(qiáng)財(cái)政支農(nóng)資金績效審計(jì)，保證財(cái)政支農(nóng)資金落實(shí)到位。提高財(cái)政信息透明度，提升預(yù)算管理信息化水平，改進(jìn)預(yù)決算公開，建立跨區(qū)域、跨部門、跨行政職級的溝通機(jī)制，提升財(cái)政支農(nóng)資金效率。二是應(yīng)以政府為主導(dǎo)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者、農(nóng)業(yè)經(jīng)營者等多元主體共同推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展。政府應(yīng)當(dāng)優(yōu)化政策制度，加強(qiáng)科學(xué)頂層設(shè)計(jì)，立足資源稟賦支持農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展的目標(biāo)對象、關(guān)鍵技術(shù)、核心區(qū)域。充分發(fā)揮財(cái)政政策引導(dǎo)作用支持金融助力農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，強(qiáng)化保險(xiǎn)、擔(dān)保、信貸政策協(xié)同，為農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新提供資金保障。建立綠色農(nóng)業(yè)體系，優(yōu)化農(nóng)業(yè)投入品使用標(biāo)準(zhǔn)，加強(qiáng)綠色農(nóng)產(chǎn)品認(rèn)證管理，強(qiáng)化農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展制度保障。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者應(yīng)依托農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新，樹立綠色生產(chǎn)意識，逐漸由過量施放農(nóng)藥化肥驅(qū)動(dòng)的“重堆料”種植向由技術(shù)、制度等先進(jìn)要素驅(qū)動(dòng)的“重創(chuàng)新”種植。農(nóng)業(yè)經(jīng)營者等其他主體應(yīng)積極配合農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展轉(zhuǎn)型，樹立農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展理念。三是應(yīng)加強(qiáng)農(nóng)業(yè)生態(tài)文明建設(shè)，推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展具有路徑依賴性，必須在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略方針的指導(dǎo)下，加強(qiáng)生態(tài)文明建設(shè)，加快實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化。從實(shí)際出發(fā)，因地制宜，切實(shí)提升生態(tài)文明建設(shè)水平。堅(jiān)持“綠水青山就是金山銀山”的理念，建立生態(tài)環(huán)境污染防控體系，提升農(nóng)村生態(tài)環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平。依托現(xiàn)有的環(huán)境質(zhì)量監(jiān)測網(wǎng)絡(luò)與大數(shù)據(jù)技術(shù)，開展區(qū)域監(jiān)測和數(shù)據(jù)共享，實(shí)現(xiàn)區(qū)域環(huán)境污染超標(biāo)預(yù)警。同時(shí)結(jié)合工商、稅務(wù)、質(zhì)檢等部門，預(yù)警相關(guān)企業(yè)違法風(fēng)險(xiǎn)，有效降低區(qū)域內(nèi)非正常環(huán)境污染。

① 資料來源：http://nys.mof.gov.cn/bgtGongZuoDongTai _1_1_1_1_3/202211/t20221109_3850646.htm

② 資料來源：http://nys.mof.gov.cn/czpjZhengCeFaBu _2_2/201604/t20160425_1964825.htm

③ 數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局

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Does financial support for agriculture promote the green development of agriculture? Empirical test based on PVAR model

TANG Yifan, WU Bo

(Business College, Hunan Agricultural University, Changsha 410128, China)

Based on the data of 31 provinces from 2009 to 2020, the level of agricultural green development has been measured by using entropy weight TOPSIS method. The financial support for agriculture being expressed as the intensity and scale of financial support for agriculture, the influence of financial support on the green development of agriculture has been validated by using the panel vector auto regression model (PVAR model). The study shows that financial support could promote the green development of agriculture in the short term but the long-term effect is weak. The intensity and scale of financial support for agriculture could make certain contribution to the agricultural green development, but there is still room for improvement. Financial support for agriculture has a positive role in promoting green agricultural development through rural economic development, but the positive impact is not strong.

financial support for agriculture; agriculture green development; rural economic development

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2022.06.006

F812.774

A

1009–2013(2022)06–0046–09

2022－11－01

國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目（21CJY031）

唐一帆（1998—），男，湖南長沙人，碩士研究生。

責(zé)任編輯：李東輝