孫學(xué)濤

摘 要：本文選擇財政支農(nóng)作為變量，基于誤差修正模型測算遼寧省財政支農(nóng)支出的效率水平，并利用遼寧省1980年至2012年的數(shù)據(jù)，在省級層面上運用ADF單位根檢驗、E-G檢驗和誤差修正模型實證分析了遼寧省財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響，得出財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的長期彈性為85.9%，短期彈性為4%，且都小于中國東部地區(qū)的數(shù)據(jù)。由于遼寧省是工業(yè)大省，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出所占全省GDP的比重較小。本文通過格蘭杰因果檢驗還發(fā)現(xiàn)，滯后兩期的遼寧省的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出是財政支農(nóng)的格蘭杰原因。

關(guān)鍵詞：財政支農(nóng)；農(nóng)業(yè)產(chǎn)出；誤差修正模型；實證分析

中圖分類號：F321.42 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1008-2697（2015）04-0059-05

一、引言

農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟的基礎(chǔ)，是社會安定、國家繁榮的保證。同時，農(nóng)業(yè)作為一個特殊的產(chǎn)業(yè)部門，具有先天弱質(zhì)性的特點。農(nóng)業(yè)的重要性及其特性決定了政府必須對它予以支持和保護(hù)。財政支出作為政府調(diào)控和保護(hù)農(nóng)業(yè)的核心措施，也日益受到了政府和學(xué)者的關(guān)注。中國是一個農(nóng)業(yè)大國，正處于由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)化的過渡時期。研究財政農(nóng)業(yè)支出，有助于合理利用有限的農(nóng)業(yè)資金，促進(jìn)農(nóng)業(yè)的健康發(fā)展，對于支持和保護(hù)農(nóng)業(yè)發(fā)展，具有重要意義。

圖1 農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和財政支農(nóng)環(huán)比增長

改革開放以來，遼寧省的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟和全國的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟一樣，進(jìn)入到一個新的歷史發(fā)展時期，在這個過程中遼寧省財政支農(nóng)資金環(huán)比增長速度在曲折中不斷下降，且財政支農(nóng)占農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的比例4%左右，而上世紀(jì)90年代美國等發(fā)達(dá)國家對財政支農(nóng)占農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的比例達(dá)到25%以上，日本財政支農(nóng)占農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的比例達(dá)到45%以上。

那么遼寧省財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響是否為正？如果為正，農(nóng)業(yè)財政支出對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響是多少？長期內(nèi)農(nóng)業(yè)財政支出對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響是多少？短期內(nèi)農(nóng)業(yè)財政支出對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響是多少，財政支農(nóng)是不是農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的格蘭杰原因，這正是本文要研究的問題。

二、文獻(xiàn)綜述

財政支出在農(nóng)業(yè)中生產(chǎn)中起什么樣的作用，學(xué)者們進(jìn)行了大量的研究。研究主要分為兩部分。一部分是利用全國的數(shù)據(jù)研究財政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的關(guān)系，這部分研究較多。王文普（2007）選取中國1978年至2006年的財政支農(nóng)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的數(shù)據(jù)，利用向量誤差修正模型計算出財政總支出的長期系數(shù)為負(fù)，并且財政支出的長期效用大于短期效用[1]。趙明、卓建偉等（2008）選取1989年至2005年的數(shù)據(jù)，利用生產(chǎn)函數(shù)得出財政支農(nóng)不足是制約農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的主要原因[4]。李普亮（2012）通過選取中國1996年至2006年省級面板數(shù)據(jù)，利用超越對數(shù)函數(shù)的SFA模型，得出財政支農(nóng)不僅可以直接推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長，而且還可以通過農(nóng)業(yè)技術(shù)效率間接地推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長[3]。高遠(yuǎn)東、花擁軍（2011）選取中國1995年至2006年的除香港、澳門和臺灣以外的31個省的面板數(shù)據(jù)，利用空間誤差修正模型計算出一個省的財政支農(nóng)與該省的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間存在協(xié)整關(guān)系[5]。范柏乃、段忠賢（2011）通過選取中國1990年至2008年財政支農(nóng)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的數(shù)據(jù)，計算出農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率約28.5%[2]。另一部分利用地區(qū)或者省份的數(shù)據(jù)研究財政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的關(guān)系，這部分研究較少。黎翠梅（2008）選取1995年至2006年地方財政支農(nóng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出面板數(shù)據(jù)，利用修正的C-D模型計算出東部財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響0.32，僅次于耕地面積對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響[6]。目前國內(nèi)關(guān)于財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的研究主要集中于國家級層面缺乏對省級的研究。由于不同的省份不同的特點，本文嘗試用遼寧的財政支農(nóng)和遼寧省的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的數(shù)據(jù)，對遼寧省的財政支農(nóng)與遼寧省農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的關(guān)系進(jìn)行實證性研究，并討論遼寧省財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出影響的效率，財政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的關(guān)系。

三、模型構(gòu)建

為了研究遼寧省農(nóng)業(yè)財政支出與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的關(guān)系，本文借鑒其他學(xué)者的研究成果，從2006年度《遼寧統(tǒng)計年鑒》和2013年度《遼寧統(tǒng)計年鑒》選取了全省用于農(nóng)業(yè)總支出和農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為1980年至2012年。財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出具有杠桿效應(yīng)（彭克強、易新福等，2013），通過財政支農(nóng)的杠桿作用調(diào)整金融信貸機構(gòu)在農(nóng)業(yè)的投入。財政用于農(nóng)業(yè)的支出包括支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出和各項農(nóng)業(yè)事業(yè)費、農(nóng)業(yè)為基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用以及其他，標(biāo)記為ZN，單位為億元。農(nóng)業(yè)產(chǎn)出即農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值標(biāo)記為AGDP，指年度內(nèi)農(nóng)林牧漁業(yè)全部農(nóng)產(chǎn)品及社會生產(chǎn)、社會服務(wù)產(chǎn)品的總價值，單位為億元。由于本文的模型只涉及到農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和財政支農(nóng)資金，故對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和財政支農(nóng)未做物價平減處理。為了降低數(shù)據(jù)處理過程中的異方差，分別對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和財政支農(nóng)取自然對數(shù)，并分別標(biāo)記為LNAGDP和LNZN。

構(gòu)建模型為LNAGDP=α+βLNZN+μ，其中α為常數(shù)項，β表示LNZN變化所帶來的LNAGDP的變化，μ表示隨機誤差項。

四、實證研究

從LNAGDP和LNZN的分布圖2可以看出LNAGDP和LNZN自1980年至2012年之間雖然部分年份LNAGDP或者LNZN有過下降，但總體上LNAGDP與LNZN同步增長。說明LNAGDP與LNZN之間存在協(xié)整關(guān)系。

圖2 取自然對數(shù)之后的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和財政支農(nóng)分布

（一）ADF單位根檢驗

為了避免圖形直觀判斷的失誤，首先對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF單位根檢驗，判斷LNAGDP和LNZN的平穩(wěn)性。ADF檢驗結(jié)果見表1。

表1 ADF檢驗

序列 檢驗形式

（c，t，k） ADF檢驗統(tǒng)計量 5%臨界值 備注

LNAGDP （c，0，0） -0.525 -2.980 不平穩(wěn)

LNZN （c，0，0） 2.056 -2.980 不平穩(wěn)endprint

ΔLNAGDP （c，0，0） -5.361 -2.983 平穩(wěn)

ΔLNZN （c，0，0） -6.726 -2.983 平穩(wěn)

注：①此處臨界值指Mackinnon臨界值；②檢驗形式（c，t，k）分別表示單位根檢驗方程包括常數(shù)項，時間趨勢和滯后階數(shù)，0是指不包括相應(yīng)的項；③ΔLNAGDP表示對LNAGDP進(jìn)行一階差分，ΔLNZN表示對LNZN進(jìn)行一階差分。

表1表明LNAGDP的ADF檢驗統(tǒng)計量-0.525大于5%臨界值下的-2.98，表示LNAGDP不是平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)；同樣LNZN的ADF檢驗統(tǒng)計量2.056大于5%臨界值下的-2.98，表示LNZN不是平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)。但是對LNAGDP和LNZN進(jìn)行一階差分后，ΔLNAGDP的ADF檢驗統(tǒng)計量-5.361小于5%臨界值下的-2.983，表示LNAGDP是平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)；ΔLNZN的ADF檢驗統(tǒng)計量-6.726小于5%臨界值下的-2.983，表示LNZN是平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)。財政支農(nóng)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出都是非平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)，說明LNAGDP和LNZN都是一階單整序列可以運用協(xié)整的方法進(jìn)一步分析。

（二）協(xié)整分析

如果數(shù)據(jù)是一階或者高階單整時間序列數(shù)據(jù)，即使它們是非平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)，它們的線性組合也可能是平穩(wěn)。如果它們之間的長期均衡關(guān)系存在，那么就稱它們之間存在的關(guān)系就稱做協(xié)整關(guān)系。

本文采用E-G檢驗，檢驗LNAGDP和LNZN之間是否存在協(xié)整關(guān)系。第一步采用OLS估計方法對LNAGDP和LNZN進(jìn)行回歸，得到LNAGDP和LNZN的長期均衡關(guān)系，如表2。

表2 LNAGDP與LNZN的OLS回歸結(jié)果

LNAGDP Coef Std. Err. t P>|t|

LNZN 0.8586982 0.0315323 27.23 0.000

_cons 3.508262 0.1130372 31.04 0.000

Prob > F = 0.0000 R2 = 0.9599 調(diào)整的R2 = 0.9586

采用OLS估計方法對LNAGDP和LNZN回歸的結(jié)果通過了F檢驗，并且R2值較高。在長期內(nèi)LNZN對LNAGDP的影響為85.8%，并且通過了檢驗。說明在長期財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的彈性為85.8%，與范柏乃、段忠賢采用全國的數(shù)據(jù)研究財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的彈性為正的結(jié)果是一致的。

然后根據(jù)公式計算出殘差項e，并對殘差項e行ADF檢驗，檢驗結(jié)果如表3。

表3 殘差項e的ADF檢驗計量

序列 檢驗形式

（c，t，k） ADF檢驗統(tǒng)計量 5%臨界值 備注

E （c，0，0） -2.351 -1.950 平穩(wěn)

注：①此處臨界值指Mackinnon臨界值；②檢驗形式（c，t，k）分別表示單位根檢驗方程包括常數(shù)項，時間趨勢和滯后階數(shù)，0是指不包括相應(yīng)的項。

表3表明殘差項e的ADF檢驗統(tǒng)計量-2.351小于5%臨界值下的-1.95，表示LNAGDP的殘差項e是平穩(wěn)的，說明LNZN與LNAGDP之間存在著協(xié)整關(guān)系，說明遼寧省財政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間存在著長期均衡。

（三）誤差修正模型

根據(jù)表3和以上的分析證明LNAGDP和LNZN之間存在著協(xié)整關(guān)系，表明LNAGDP與LNZN存在長期均衡。但是并不意味著LNAGDP和LNZN之間短期內(nèi)也均衡，只能說明LNAGDP和LNZN之間的短期均衡是暫時的，而不是長期的。采用差分的方法計算出LNAGDP的差分和LNZN的差分。計算公式如下：

ΔLNAGDPt=LNAGDPt-LNAGDPt-1

ΔLNZNt= LNZNt- LNZNt-1

ECM=e

采用OLS法估計方法對ΔLNAGDPt、ΔLNZNt和ECM進(jìn)行回歸，得到ΔLNAGDPt、ΔLNZNt和ECM的關(guān)系。如表4。

表4 ΔLNAGDPt、ΔLNZNt和ECM回歸結(jié)果

ΔLNAGDP Coef Std. Err. t P>|t|

ΔLNZN 0.0402648 0.114009 0.35 0.727

ECM 0.0617768 0.067481 0.92 0.367

_cons 0.1187142 0.0218259 5.44 0.000

Prob > F = 0.6424 R2 =0.0301 調(diào)整的R2 =-0.0368

采用OLS估計方法對ΔLNAGDPt、ΔLNZNt和ECM回歸的結(jié)果沒有通過F檢驗，并且R2值較低。根據(jù)誤差修正模型短期內(nèi)財政支農(nóng)每增加1%，就會引起農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加4%，但從長期來看財政支農(nóng)每增加1%就會引起農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加85.8%。短期內(nèi)遼寧財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響不顯著；隨機誤差項雖然對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出有一定的影響，但是影響因素較小為6.1%，且隨機誤差項對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響短期不也不顯著。隨機誤差項表明財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響由短期向長期調(diào)整速度為6%。遼寧省財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響短期較低，但是長期對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響較高。因為財政支農(nóng)在基礎(chǔ)建設(shè)和科研投入方面的資金，在短期內(nèi)很難收到成效，但是在長期內(nèi)成效較明顯。因此，不能因為短期財政農(nóng)業(yè)對基礎(chǔ)建設(shè)和科研支出對農(nóng)業(yè)的影響小而減少對農(nóng)業(yè)的財政支出。

與王文普（2007）采用全國的數(shù)據(jù)研究結(jié)果即財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響長期效用大于短期效用相一致。胥巍、曹正勇等（2008）對中國東部和西部財政支農(nóng)和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進(jìn)行研究，得出在長期東部地區(qū)財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響系數(shù)是 0.977，在短期內(nèi)，財政農(nóng)業(yè)支出的短期變化對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的影響系數(shù)為0.4672；本文利用遼寧省的數(shù)據(jù)得出的長期內(nèi)財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響系數(shù)0.858，在短期內(nèi)，財政農(nóng)業(yè)支出的短期變化對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響系數(shù)為0.04。無論長期還是短期財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響都小于東部地區(qū)，由于遼寧省是工業(yè)大省，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟在遼寧省內(nèi)所占的比重10%左右。LNZN不是LNAGDP格蘭杰原因。endprint

（四）格蘭杰因果檢驗

通過單整檢驗、協(xié)整檢驗和誤差修正模型，只能證明LNAGDP和LNZN之間存在著短期均衡關(guān)系和長期均衡關(guān)系，但不能證明LNAGDP和LNZN之間是否存在因果關(guān)系。如果LNZNt任何一個滯后變量對LNAGDP的回歸參數(shù)的估計值存在顯著性，則結(jié)論應(yīng)是LNZNt與LNAGDPt之間存在格蘭杰因果關(guān)系。因此，本文利用格蘭杰因果檢驗對遼寧省財政支農(nóng)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間是否存在格蘭杰因果關(guān)系及方向進(jìn)行檢驗，本文采用的滯后期為1-2期。檢驗結(jié)果如表5。

表5 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

原假設(shè) 滯后期數(shù) Obs P>|t| 結(jié)論

LNAGDP不是LNZN格蘭杰原因 1 31 0.0000 接受

LNZN不是LNAGDP格蘭杰原因 1 31 0.0000 接受

LNAGDP不是LNZN格蘭杰原因 2 30 0.9760 拒絕

LNZN不是LNAGDP格蘭杰原因 2 30 0.9760 拒絕

由表5可以看出滯后1期時原假設(shè)“LNAGDP不是LNZN格蘭杰原因”和“LNZN不是LNAGDP格蘭杰原因”顯著，說明LNAGDP和LNZN不存在格蘭杰因果關(guān)系，即在第一期財政支農(nóng)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間不存在因果關(guān)系。在第二期之后在5%的顯著水平下，“LNAGDP不是LNZN格蘭杰原因”和“LNZN不是LNAGDP格蘭杰原因”同時不顯著，說明在滯后兩期之后LNAGDP是LNZN的格蘭杰原因，并且LNZN也是LNAGDP的格蘭杰原因。說明遼寧省的財政支農(nóng)是農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的格蘭杰原因，并且遼寧省農(nóng)業(yè)產(chǎn)出也是財政支農(nóng)的格蘭杰原因，即遼寧省的財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出存在一定的影響，但是影響具有一定的時滯性，同時遼寧省的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出也對財政支農(nóng)的影響，也存在一定的時滯性。在第一期內(nèi)遼寧省的財政支農(nóng)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間不存在相互影響的關(guān)系。

五、結(jié)論與啟示

本文利用1980年至2012年遼寧財政支農(nóng)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的數(shù)據(jù)分析遼寧財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響。通過ADF檢驗得出財政支農(nóng)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出都是非平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)；通過協(xié)整分析可以得出財政支農(nóng)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間存在著長期均衡；通過OLS回歸得出遼寧省農(nóng)業(yè)財政支出對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的長期彈性為0.858，短期彈性為0.04；通過格蘭杰因果檢驗得出，在第一期內(nèi)財政支農(nóng)不是農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的格蘭杰原因，同時農(nóng)業(yè)產(chǎn)出也不是財政支農(nóng)的格蘭杰原因，說明在第一期內(nèi)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和財政支農(nóng)沒有關(guān)系；但在滯后兩期以后不僅財政支農(nóng)是農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的格蘭杰原因，而且農(nóng)業(yè)產(chǎn)出也是財政支農(nóng)的格蘭杰原因。綜合實證結(jié)果得出：無論在長期還是在短期，財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響都比東部地區(qū)小；遼寧財政支農(nóng)短期彈性小于東部地區(qū)。建議調(diào)整財政支農(nóng)結(jié)構(gòu)，將財政支農(nóng)資金更多地投入到提高財政支農(nóng)短期彈性的方面，如農(nóng)村基本建設(shè)和農(nóng)村社會保障等方面。

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（責(zé)任編輯：吳 霞）endprint