彭嬋娟

摘 要：文章基于福建省2000-2012年度相關(guān)數(shù)據(jù)，運用協(xié)整理論對財政支農(nóng)資金與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的關(guān)系進行實證檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，財政支農(nóng)資金與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之間不存在協(xié)整關(guān)系，而其增量之間具有協(xié)整關(guān)系。當(dāng)財政支農(nóng)資金增量增加一個單位時，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增量同方向成比例增加5.3336個單位。誤差修正模型中誤差修正項系數(shù)為負，符合相反修正機制。格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果顯示滯后2期以內(nèi)時，財政支農(nóng)資金增量是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增量的格蘭杰原因，但后者并不是前者的格蘭杰原因。

關(guān)鍵詞：財政支農(nóng)資金；農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值；協(xié)整分析

中圖分類號：F812.8 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1006-8937（2014）11-0101-03

農(nóng)業(yè)是自然再生產(chǎn)與經(jīng)濟再生產(chǎn)相交織的過程，因此農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有弱質(zhì)性和不穩(wěn)定性等特征。農(nóng)業(yè)作為國民經(jīng)濟一切活動的基礎(chǔ)，其發(fā)展離不開政府的支持和保護。自然資源、勞動力、資金、技術(shù)是進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的必備要素。其中，資金的投入對于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，促進農(nóng)業(yè)快速高效發(fā)展具有重要的影響。財政支農(nóng)資金是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主要的資金來源之一。針對財政支農(nóng)資金對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值貢獻的實證分析，國內(nèi)不少學(xué)者都取得了有價值的研究結(jié)果。既有從整個國家層次上的分析，也有基于某個地區(qū)的個案分析，還包括東西部的比較分析，但是具體到地區(qū)的研究主要集中在新疆、江西、湖北等內(nèi)陸地區(qū)，而對于像福建等沿海省市的研究則很少。陳建華和陳偉運用描述統(tǒng)計和一元線性回歸的方法對福建省財政支農(nóng)的績效進行評價，得出的結(jié)論為，福建省財政支農(nóng)資金的利用效果并不明顯。張惠茹利用統(tǒng)計和計量方法，對1978～2006年福建省財政支農(nóng)支出總量、結(jié)構(gòu)和績效進行了分析。但是這些僅限于簡單的描述統(tǒng)計和線性回歸，并沒有涉及到科學(xué)的計量研究?；谝陨锨闆r，本文選取福建省2000～2012年的年度數(shù)據(jù)，運用ADF單位根檢驗、協(xié)整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果關(guān)系檢驗針對福建省財政支農(nóng)資金對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻進行實證分析，揭示財政支農(nóng)資金與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之間是否具有長期均衡的穩(wěn)定關(guān)系。

1 數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)選取

本文所用的數(shù)據(jù)來源于歷年《福建省統(tǒng)計年鑒》，時間跨度為2000～2012年共13年。其中，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值采用統(tǒng)計年鑒中的農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值，并以表示，以億元計量；由于政府政策的修正，2000～2002年財政支農(nóng)資金采用統(tǒng)計年鑒中支持農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出、農(nóng)林水利氣象三個子項目之和，2003～2006年財政支農(nóng)資金采用統(tǒng)計年鑒中農(nóng)業(yè)支出、林業(yè)支出和水利氣象支出三個子項目之和，2007～2012年則直接采用統(tǒng)計年鑒中農(nóng)林水事務(wù)一項，并且財政支農(nóng)資金，以億元計量（見表1）。

2 福建省財政支農(nóng)資金與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的演變軌跡

2.1 福建省財政支農(nóng)資金的規(guī)模分析

衡量財政支農(nóng)資金的規(guī)模狀況可以用以下兩個指標(biāo)：一是財政支農(nóng)資金占政府財政總支出的比例（如圖1所示）；二是財政收入的增速與財政支農(nóng)資金增速的比較（如圖2所示）。

從表1及圖1可以看出，2000～2012年，福建省的財政支農(nóng)資金總量規(guī)模呈現(xiàn)出不斷上升的趨勢，但相對規(guī)模的變化不穩(wěn)定。一方面，絕對規(guī)模呈現(xiàn)出平穩(wěn)上升態(tài)勢。2000年福建省財政支農(nóng)資金僅為21.87億元，2012年增加至244.16億元，十年間增長了近11倍；另一方面，相對規(guī)模在2006年以前逐年下降，從2000年的6.75%下降至2006年的5.35%，但是，2006年開始則反轉(zhuǎn)以較快的速度上升，僅三年時間就增長了三個百分點，并在此后幾年基本維持在9%。這是因為2006年是實施“十一五”規(guī)劃的開局之年，福建省政府也響應(yīng)中央的號召，加大了財政支農(nóng)投入力度。

從圖2可以看出，2006年以前，財政收入增長率始終保持在財政支農(nóng)資金增長率之上，從2007年開始，財政支農(nóng)資金增長率才躍居至財政收入增長率之上。這是因為2007年中央財政提出了嚴格執(zhí)行增加投入，加大支農(nóng)補貼力度的重點，福建省財政廳也提出了新增政府投資的大部分要用于社會主義新農(nóng)村建設(shè)，加大“三補貼”和綜合直補力度，促進現(xiàn)代農(nóng)業(yè)建設(shè)，擴大農(nóng)村綜合改革試點范圍等工作重點。福建省財政廳深入貫徹全國財政會議精神，擴大了糧食直補、農(nóng)資綜合直補、良種補貼、農(nóng)機具購置補貼等的規(guī)模，完善了各項補貼機制，并且建立了生豬良種補貼和能繁母豬保險制度等等，這一系列的舉措都在很大程度上促使財政支農(nóng)資金增長率超越財政收入增長率。此后，財政支農(nóng)資金增長率隨有所波動，但都維持在財政收入增長率之上。

2.2 福建省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值發(fā)展?fàn)顩r

2000～2012年以來，福建省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值從總體上來看仍然呈現(xiàn)出不斷上升的趨勢，如圖3所示，從圖3可以看出，2000～2006年該值都是平穩(wěn)上升的，但是2006～2008年則表現(xiàn)為加速上升，2006年相對于2005年農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長率為5.59%，而2007年相比于前一年增長了16.72%，提高了10多個百分點，這是因為2006年是“十一五”的開局之年，福建省政府在財政預(yù)算中加大了對強農(nóng)惠農(nóng)資金的投入力度，提高了財政支農(nóng)支出的預(yù)算，2007年財政收支計劃初步安排：全國財政收入43 681億元，增加5 794億元，增長15.3%；全國財政支出46 131億元，增加5 494億元，增長13.5%。這些舉措都有力地推動了當(dāng)年農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增長。2008年爆發(fā)的美國金融危機短時間內(nèi)演變成了全球危機，對我國的經(jīng)濟也產(chǎn)生了嚴重的影響，福建省作為對外開放的東部沿海省份，農(nóng)業(yè)對外依存度較高，也不可避免地受挫，農(nóng)產(chǎn)品價格大幅下降，貿(mào)易量也同步下降，金融危機的浪潮一直持續(xù)到2009年，導(dǎo)致這一年的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值比上一年只增長了1.84%，從圖3也可以看出這兩年的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值基本持平。金融危機后，政府加大投資刺激消費促發(fā)展，這部分投資也在一定程度上促進了農(nóng)業(yè)的發(fā)展，2009年以后農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值持續(xù)上升。

3 協(xié)整分析的模型建立及結(jié)果分析

協(xié)整概念是1987年由恩格爾一格蘭杰（Engle-Grange）提出的，后來經(jīng)Balk和Fomby等人于1997提出了閾值協(xié)整的概念而發(fā)展成為協(xié)整理論。協(xié)整理論克服了傳統(tǒng)經(jīng)濟計量模型依靠差分后的數(shù)據(jù)來滿足平穩(wěn)性而導(dǎo)致長期變化趨勢信息喪失的弊端，從而使模型既能表現(xiàn)系統(tǒng)的短期動態(tài)波動，同時又能體現(xiàn)變量之間的長期穩(wěn)定均衡。

3.1 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

由于許多經(jīng)濟變量是非平穩(wěn)的，如果使用經(jīng)典的回歸分析會出現(xiàn)虛假回歸等諸多問題，得到錯誤結(jié)論，因此需對其進行平穩(wěn)性檢驗，以確定是否可采用協(xié)整分析。單位根檢驗是統(tǒng)計檢驗中普遍應(yīng)用的一種檢驗方法。其模型為：

式中為一個白噪聲，△表示一階差分，零假設(shè)均為H0：=0，即存在一個單位根。通過ADF單位根檢驗，若t統(tǒng)計量小于ADF分布的臨界值（一般取5%顯著水平），則拒絕原假設(shè)，即不存在單位根，也就是說時間序列是平穩(wěn)的。若經(jīng)過一階差分后經(jīng)檢驗時間序列是平穩(wěn)的，則該時間序列為I（1），若經(jīng)過i階差分后得到的序列是平穩(wěn)的，則稱為I（i）。

運用Eviews6.0軟件對各變量序列進行ADF單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表2。從表2可以看出，兩變量的二階差分序列在5%的顯著水平下是平穩(wěn)的，即變量X和Y經(jīng)過2次差分后變成平穩(wěn)時間序列，因此原序列均是二階單整的，滿足進行協(xié)整分析的前提。

3.2 協(xié)整檢驗

由ADF單位根檢驗可知本研究中變量xt和yt均是二階單整的，用最小二乘法估計二者之間的回歸方程（1）可得yt=1021.3430+8.3289xt+？著t。將殘差圖繪制出來如圖4-a所示，可根據(jù)圖4-a初步判斷殘差非平穩(wěn)，進一步對殘差做平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果表明是非平穩(wěn)序列。因此農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值yt和財政支農(nóng)資金xt之間不具有協(xié)整關(guān)系。

因為xt和yt均是二階單整，那么？駐yt和？駐xt均為一階單整可以對其進行協(xié)整分析。其中，？駐yt和？駐xt分別表示農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和財政支農(nóng)資金的年度增量。建立？駐yt和？駐xt的回歸模型（2）：？駐yt=65.3777+5.3336？駐xt？著t。R2=0.4672，F(xiàn)=10.6449prob（F統(tǒng)計量）=0.0085，D.W.=2.5100，自？駐xt變量回歸系數(shù)的t值等于3.2626，收尾概率prob為0.0085，說明模型擬合較好，且回歸參數(shù)通過顯著性檢驗。殘差序列圖見圖4-b，從圖4-b中可以發(fā)現(xiàn)殘差似乎實現(xiàn)平穩(wěn)。進一步對殘差進行ADF單位根檢驗，ADF統(tǒng)計量為-3.9744，小于1%顯著性水平下的臨界值-2.8473，說明殘差序列是平穩(wěn)的，符合白噪聲過程。因而財政支農(nóng)資金增量？駐xt和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增量？駐yt具有協(xié)整關(guān)系，并且二者之間存在著長期穩(wěn)定顯著正相關(guān)。當(dāng)財政支農(nóng)資金年度增量增加一個單位時，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增量同方向增加5.3336個單位。財政支農(nóng)資金為農(nóng)業(yè)發(fā)展提供資金支持，政府政策性扶持效果顯著，拉動了農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的大幅度增長。

3.3 誤差修正模型

3.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

協(xié)整并不能指明這種變量之間關(guān)系的方向性如何。Granger提出了判斷變量之間因果關(guān)系的檢驗，即格蘭杰因果關(guān)系檢驗。格蘭杰因果關(guān)系檢驗實質(zhì)上是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中。一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有格蘭杰因果關(guān)系。協(xié)整分析說明財政支農(nóng)資金增量與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增量之間具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，可以進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。運用Eviews 6.0軟件對yt與xt進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，結(jié)果見表3。

從表3可以看出，在1%顯著性水平下，滯后2期以內(nèi)（包括2期）時可以拒絕零假設(shè)，說明在兩年內(nèi)，財政支農(nóng)資金增量是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增量的格蘭杰原因。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有季節(jié)性和周期性，因此財政支農(nóng)資金對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的影響表現(xiàn)出持續(xù)性。但是無論滯后幾期均無法拒絕零假設(shè)，即農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增量并不是財政支農(nóng)資金增量的格蘭杰原因。財政支農(nóng)資金增量和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增量之間并未形成互為因果的良性發(fā)展?fàn)顟B(tài)。

4 結(jié)論與討論

本文在分析福建省財政支農(nóng)資金和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值演變軌跡的基礎(chǔ)上，運用協(xié)整理論分析了財政支農(nóng)資金對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻，從以上實證分析的結(jié)果可以得出以下結(jié)論：①福建省財政支農(nóng)資金和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值均為二階單整序列，但二者之間不具有協(xié)整關(guān)系。進一步分析發(fā)現(xiàn)財政支農(nóng)資金增量和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增量存在協(xié)整關(guān)系。②協(xié)整回歸方程顯示，當(dāng)財政支農(nóng)資金增量增加一個單位時，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增量同方向成比例變動，均衡比例系數(shù)為5.3336。③誤差修正模型的誤差修正項系數(shù)為-1.2162，符合相反修正機制。并且當(dāng)財政支農(nóng)資金增量和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增量的短期波動偏離長期均衡關(guān)系時，經(jīng)濟系統(tǒng)將以這種偏離的1.2162倍的強度減小農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增量的波動使之恢復(fù)至均衡狀態(tài)，且系統(tǒng)的這種調(diào)整方向與偏離方向相反。④格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果表示，滯后2期以內(nèi)（包括2期）時，財政支農(nóng)資金增量是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增量的格蘭杰原因，但農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增量并不是財政支農(nóng)資金增量的格蘭杰原因。

現(xiàn)實中對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值影響的經(jīng)濟因素非常多，但是為了實現(xiàn)政策制定者的目標(biāo)，最大程度提高財政支農(nóng)資金的投入對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長的貢獻度，在進行財政支農(nóng)投入時，首先需要擴大財政支農(nóng)資金的渠道來源，繼續(xù)加大支農(nóng)資金投入力度，并且進一步增加支農(nóng)的范圍和領(lǐng)域。其次，應(yīng)優(yōu)化財政支農(nóng)資金結(jié)構(gòu)，加大對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、農(nóng)業(yè)科研、技術(shù)推廣、農(nóng)村救濟費、農(nóng)村醫(yī)療、衛(wèi)生、教育等方面的支出，特別是直接作用于農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民的支持農(nóng)村生產(chǎn)支的出，同時，整合現(xiàn)存支農(nóng)資金涉及的農(nóng)業(yè)機構(gòu)，精簡人員，壓縮農(nóng)業(yè)事業(yè)部門費用的支出，提高部門與部門之間信息傳遞的效率，使支農(nóng)資金內(nèi)部結(jié)構(gòu)合理化。最后，還要進一步建立完善財政管理體制和調(diào)控監(jiān)督機制，更加嚴格科學(xué)地監(jiān)督各行政事業(yè)主體對財政支農(nóng)資金的使用，在支農(nóng)資金整合的基礎(chǔ)上實行嚴格地問責(zé)制，杜絕各種違規(guī)使用資金的現(xiàn)象。

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