張劍雄，汪 朋

(西藏民族大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院 陜西咸陽 712082)

西藏財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)牧民增收關(guān)系研究

張劍雄，汪 朋

(西藏民族大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院 陜西咸陽 712082)

本文依據(jù)西藏自治區(qū)1990-2012年財(cái)政支農(nóng)支出的有關(guān)數(shù)據(jù)，通過描述性統(tǒng)計(jì)方法分析西藏財(cái)政支農(nóng)政策的發(fā)展趨勢及存在的問題，并通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)和回歸分析的方法探討西藏財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)牧民收入增長的影響。分析結(jié)果表明，西藏財(cái)政支農(nóng)支出是農(nóng)牧民收入增長的Granger原因，且影響的滯后期一般為兩年。同時(shí)將西藏財(cái)政支農(nóng)支出分為“輸血型”財(cái)政支農(nóng)支出和“造血型”財(cái)政支農(nóng)支出的兩個(gè)方面進(jìn)行研究，最后，本文提出加大“造血型”財(cái)政支農(nóng)支出以推動(dòng)西藏農(nóng)牧民收入的持續(xù)增長。

農(nóng)牧民增收；格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)；“輸血型”財(cái)政支農(nóng)支出；“造血型”財(cái)政支農(nóng)支出

一、研究背景

黨和政府歷來高度重視西藏的可持續(xù)發(fā)展和農(nóng)牧民生活水平的改善，并投入了大量的人力、物力和財(cái)力。中央第四次和第五次西藏工作座談會(huì)指出：繼續(xù)推進(jìn)“富民興藏”戰(zhàn)略，繼續(xù)實(shí)施“收入全留、補(bǔ)貼遞增、專項(xiàng)扶持”的財(cái)政扶持政策，進(jìn)一步加大對西藏的政策支持和資金投入力度。

目前，西藏正處于跨越式發(fā)展和全面建設(shè)小康社會(huì)的重要?dú)v史時(shí)期，在這一關(guān)鍵時(shí)期，是否能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)牧民收入的持續(xù)增長，必將影響西藏小康社會(huì)的建設(shè)與可持續(xù)發(fā)展。因此，如何促進(jìn)農(nóng)牧民收入的增長，是近年學(xué)術(shù)界比較關(guān)心的重點(diǎn)問題。同時(shí)，隨著政府對于西藏財(cái)政投入的增加，如何制定科學(xué)的財(cái)政支農(nóng)政策、合理地分配財(cái)政支農(nóng)資金，實(shí)現(xiàn)西藏經(jīng)濟(jì)社會(huì)的跨越式發(fā)展以及農(nóng)牧民收入的持續(xù)增長成為研究的熱點(diǎn)。

據(jù)此，本文依據(jù)西藏自治區(qū)1990-2012年財(cái)政支農(nóng)支出的有關(guān)數(shù)據(jù)，通過描述性統(tǒng)計(jì)方法分析西藏財(cái)政支農(nóng)政策的發(fā)展趨勢及存在的問題，并通過Granger檢驗(yàn)和回歸分析的方法研究西藏財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)牧民收入的具體影響。研究結(jié)論對推動(dòng)西藏經(jīng)濟(jì)社會(huì)的跨越式發(fā)展以及實(shí)現(xiàn)農(nóng)牧民收入的持續(xù)增長具有一定的指導(dǎo)意義。

二、理論分析

財(cái)政學(xué)家道爾頓（Dalton）提出了財(cái)政支出規(guī)模及其結(jié)構(gòu)的社會(huì)效益最大化原則（Principle of Maximum SocialGain）。其認(rèn)為：“政府公共部門在決定財(cái)政支出的規(guī)模及其結(jié)構(gòu)時(shí)，應(yīng)當(dāng)選擇使財(cái)政公共資源能帶來最大社會(huì)效益的方案。為了使其社會(huì)效益最大化，公共決策者必須全面分析各種財(cái)政支出，且必須選擇使其社會(huì)效益最大限度地超過社會(huì)成本的方案?！盵1]同時(shí)，薩繆爾森(Samuelson)的公共資源有效配置理論認(rèn)為財(cái)政轉(zhuǎn)移支付制度作為解決市場失靈的重要手段，能充分發(fā)揮它的公共資源有效配置作用，使公共資源的社會(huì)效益最大化。[2]此外，財(cái)政轉(zhuǎn)移支付制度還有利于促進(jìn)財(cái)政均等化以及對地方政府行為的激勵(lì)和約束(Oates，1999)，[3]科學(xué)合理的財(cái)政轉(zhuǎn)移支付制度對各地區(qū)更好地實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)均衡發(fā)展具有重要的作用(Gram lich，1993;Huberand Runkel2003)。[4][5]

為了實(shí)現(xiàn)西藏經(jīng)濟(jì)社會(huì)的跨越式發(fā)展和財(cái)政支出的社會(huì)效益最大化，必須提高西藏財(cái)政支出等公共資源的有效配置，加強(qiáng)自我發(fā)展能力的培養(yǎng)；需要由無法從根本上解決被援助地區(qū)持續(xù)發(fā)展問題的“輸血型”財(cái)政支持模式向提高本地區(qū)內(nèi)生增長能力的“造血型”財(cái)政支持模式的快速轉(zhuǎn)變。

在近年的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論研究中，羅默Romer（1986，1990）和盧卡斯Lucas（1988）等提出的技術(shù)進(jìn)步和人力資本的積累能有效地推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長；[6]而科技投入是技術(shù)進(jìn)步和人力資本提升的前提，是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的重要要素。[7]因此，西藏需要借助對口支援以及中央的財(cái)政支持，依靠本地區(qū)的資源優(yōu)勢，通過資源開發(fā)和技術(shù)進(jìn)步來壯大具有自身特色的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，以推動(dòng)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，促進(jìn)農(nóng)牧民收入的持續(xù)增長。然而，農(nóng)牧業(yè)作為西藏重要的特色產(chǎn)業(yè)，如何使財(cái)政支農(nóng)資金的投入合理化，如何壯大具有自身特色的優(yōu)勢農(nóng)牧業(yè)，如何促進(jìn)農(nóng)牧民收入的持續(xù)增長成為重要的研究課題。為了準(zhǔn)確地測算西藏財(cái)政支農(nóng)的各項(xiàng)支出對農(nóng)牧民收入持續(xù)增長的不同影響，本文把財(cái)政支農(nóng)支出分為“輸血型”財(cái)政支農(nóng)支出和“造血型”財(cái)政支農(nóng)支出的兩個(gè)方面進(jìn)行分析。

在此，本文根據(jù)以上的理論分析提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：“輸血型”財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)牧民當(dāng)年度的收入增長具有推動(dòng)作用。

假設(shè)2：“造血型”財(cái)政支農(nóng)支出能促進(jìn)農(nóng)牧民收入的持續(xù)增長。

三、西藏財(cái)政支農(nóng)支出的規(guī)模和績效的描述性分析

表1：西藏財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)牧民人均純收入的數(shù)據(jù)

本文在以上理論分析的基礎(chǔ)上，利用《西藏統(tǒng)計(jì)年鑒》1990-2012年的數(shù)據(jù)，對西藏財(cái)政支農(nóng)支出的規(guī)模、結(jié)構(gòu)及其特點(diǎn)與農(nóng)牧民收入增長的關(guān)系進(jìn)行分析，為進(jìn)一步完善西藏財(cái)政支農(nóng)政策體系和實(shí)現(xiàn)農(nóng)牧民收入的持續(xù)增長提供一定的政策建議和理論參考。

為描述西藏財(cái)政支農(nóng)規(guī)模和績效的變化趨勢，本文收集了西藏1990-2012年財(cái)政支出總量、財(cái)政支農(nóng)支出及農(nóng)牧民人均純收入的相關(guān)數(shù)據(jù)（見表1）。

根據(jù)表1中關(guān)于西藏財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)牧民人均純收入的數(shù)據(jù)，本文對西藏財(cái)政支農(nóng)支出的相關(guān)問題進(jìn)行分析。

（一）西藏財(cái)政支農(nóng)支出的規(guī)模分析

從圖1可以看到，西藏1990-2012年財(cái)政支農(nóng)支出總量除個(gè)別年份外，多數(shù)年份不斷增加。西藏財(cái)政支農(nóng)支出從1990年的1.93億元增加到2012年的142.62億元，增加了近73倍。尤其是自2006年以來其規(guī)模明顯增大。

圖1:西藏財(cái)政支農(nóng)支出總量的趨勢圖

（二）西藏財(cái)政支農(nóng)支出占財(cái)政總支出的比重

從圖2可以看到，西藏財(cái)政支農(nóng)支出在財(cái)政總支出中占的比重在1992-1995年之間處于遞減的狀態(tài)。

圖2:西藏財(cái)政支農(nóng)支出在財(cái)政總支出中的比重

自1997年以來，這一比重有所上升，2009年達(dá)到最高，但也僅僅只有17.98%，比重相對偏低。西藏財(cái)政支農(nóng)支出在財(cái)政總支出中的比重偏低與西藏的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略相關(guān)，由于西藏過去一直處于資金稀缺的狀況，導(dǎo)致資金不斷向城市發(fā)展傾斜，形成了一定的路徑依賴，這使得西藏財(cái)政資金也按照這一路徑主要投向城市，導(dǎo)致西藏財(cái)政在農(nóng)牧業(yè)方面的支出所占的比重過低。

（三）西藏財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)牧民人均純收入增長的分析

西藏財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)牧民收入增長的促進(jìn)作用可以通過比較農(nóng)牧民人均純收入增長率和財(cái)政支農(nóng)支出增長率的變化趨勢來反映（圖3）。

圖3:西藏財(cái)政支農(nóng)支出增長率與農(nóng)牧民人均純收入增長率對比圖

從圖3可以看到，多數(shù)年份的財(cái)政支農(nóng)支出增長率高于農(nóng)牧民人均純收入的增長率，這表明財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)牧民收入增長的推動(dòng)作用呈下降趨勢。

四、西藏財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)牧民增收的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

上面分析結(jié)果表明：西藏財(cái)政支農(nóng)支出在財(cái)政總支出中的比重偏低，其對農(nóng)牧民人均純收入的推動(dòng)作用在下降；但是，這并不一定意味著兩者之間沒有因果關(guān)系，下面通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)來判斷這一點(diǎn)。

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

由于非平穩(wěn)時(shí)間序列容易造成“偽回歸”，為避免這一現(xiàn)象，在進(jìn)行回歸分析之前需要對西藏財(cái)政支農(nóng)支出和農(nóng)牧民人均純收入的時(shí)間序列做平穩(wěn)性檢驗(yàn)。下面采用ADF單位根檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。對于具體的時(shí)間序列X，ADF檢驗(yàn)一般通過以下三個(gè)模型來完成：

其中u為模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

實(shí)際進(jìn)行ADF檢驗(yàn)時(shí)，一般按模型（3）、（2）、（1）順序進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，什么時(shí)候拒絕零假設(shè)H0: δ=0，則什么時(shí)候停止檢驗(yàn)，認(rèn)為該序列不存在單位根，即為平穩(wěn)序列。而判斷能否拒絕零假設(shè)，關(guān)鍵是要看計(jì)算出的ADF統(tǒng)計(jì)量是否低于相應(yīng)的ADF檢驗(yàn)的臨界值。

這里借助于R統(tǒng)計(jì)軟件，得出了西藏財(cái)政支農(nóng)支出（X）、農(nóng)牧民人均純收入（Y）及相應(yīng)的差分序列的ADF檢驗(yàn)的結(jié)果（如表2所示）。

表2:西藏財(cái)政支農(nóng)支出和農(nóng)牧民人均純收入的ADF檢驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)果

從表2中可以看到，對于X和Y及它們的一階差分序列，即使在10%的顯著性水平下，模型（1）、模型（2）和模型（3）計(jì)算得到的ADF統(tǒng)計(jì)量的值均大于對應(yīng)的檢驗(yàn)臨界值，由此可以判斷X和Y及它們的一階差分序列均為非平穩(wěn)時(shí)間序列。但由于X和Y的二階差分序列按模型（3）計(jì)算得到的ADF統(tǒng)計(jì)量均小于5%的顯著性水平下的檢驗(yàn)臨界值；故在5%的顯著性水平下，可以認(rèn)為二階差分序列Δ2X和Δ2Y都是平穩(wěn)時(shí)間序列，即可以認(rèn)為西藏財(cái)政支農(nóng)支出（X）和農(nóng)牧民人均純收入（Y）都是二階單整序列，即X，Y～I(xiàn)（2）。

由于西藏財(cái)政支農(nóng)支出和農(nóng)牧民人均純收入是同階單整序列，因此可以對其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。因?yàn)閿?shù)據(jù)的自然對數(shù)變換一般不改變原變量之間的數(shù)量關(guān)系，且能使其趨勢更加線性化，可在一定程度上削弱時(shí)間序列中存在的異方差，因此,本文分別對西藏財(cái)政支農(nóng)支出總量（X）和農(nóng)牧民人均純收入（Y）取自然對數(shù)，然后進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。這里選擇Engle—Granger兩步法來實(shí)行這一檢驗(yàn)，其步驟和相應(yīng)的結(jié)果如下：

第一步，使用普通最小二乘法對變量進(jìn)行協(xié)整回歸，估計(jì)的結(jié)果如下：

第二步，計(jì)算上述模型的殘差e，用ADF檢驗(yàn)來檢驗(yàn)其平穩(wěn)性。利用R軟件，按照模型（1）計(jì)算出的殘差e的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-2.59，而在5%的顯著性水平下的協(xié)整檢驗(yàn)臨界值為-2.07，因此在5%的顯著性水平下，可以認(rèn)為西藏農(nóng)牧民人均純收入(Y)與財(cái)政支農(nóng)支出(X)之間是（2，2）協(xié)整關(guān)系。另外，由協(xié)整回歸方程（4）可知，西藏財(cái)政支農(nóng)支出每提高1%，西藏農(nóng)牧民人均純收入能提高0.52%，這說明西藏農(nóng)牧民人均純收入的增長與財(cái)政支農(nóng)支出之間呈現(xiàn)正的相關(guān)性。

（二）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

由于西藏財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)牧民人均純收入是（2，2）協(xié)整關(guān)系，因此可以對兩者的關(guān)系進(jìn)一步進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

由表3顯示的檢驗(yàn)P值可知，即使在10%的顯著性水平下也不能拒絕“X不是Y的格蘭杰原因”；但是，對于“Y不是X的格蘭杰原因”的原假設(shè)，在顯著性水平為10%時(shí)，即可拒絕。因此，可以認(rèn)為西藏財(cái)政支農(nóng)支出是農(nóng)牧民收入增長的因素，且其對農(nóng)牧民收入增長的影響一般存在兩年左右的滯后效應(yīng)。

表3:西藏財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)牧民人均純收入的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

五、西藏財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)牧民增收的影響分析

根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可知，西藏財(cái)政支農(nóng)支出明顯地促進(jìn)了農(nóng)牧民收入的增長，為了準(zhǔn)確地測算西藏財(cái)政支農(nóng)的各項(xiàng)支出對農(nóng)牧民收入持續(xù)增長的不同影響，本文把財(cái)政支農(nóng)支出分為“輸血型”財(cái)政支農(nóng)支出和“造血型”財(cái)政支農(nóng)支出的兩個(gè)方面進(jìn)行分析。

（一）“輸血型”影響分析

農(nóng)牧民人均純收入（Y）的增長受工薪收入（W）、經(jīng)營凈收入（M）和財(cái)產(chǎn)性收入（P）增長的影響，同時(shí)受財(cái)政支農(nóng)支出增長的影響。為了分析“輸血型”財(cái)政支農(nóng)支出對西藏農(nóng)牧民人均純收入（Y）的影響，本文依據(jù)《西藏統(tǒng)計(jì)年鑒（2013）》的數(shù)據(jù)，選取西藏1990-2012年的農(nóng)牧業(yè)事業(yè)支出（X1，單位：億元）、支援農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)支出（X2，單位：億元）及農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)（X3，單位：億元）作為財(cái)政支農(nóng)支出的變量。這些財(cái)政支農(nóng)支出項(xiàng)目直接用于農(nóng)牧民當(dāng)年度的生產(chǎn)生活，在此作為“輸血型”財(cái)政支農(nóng)支出的代理變量來使用。

本文將以上因素作為解釋變量，西藏農(nóng)牧民人均純收入(Y)作為被解釋變量，建立以下經(jīng)濟(jì)數(shù)理分析模型（5）。

以下對X1、X2、X3之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析，相關(guān)系數(shù)計(jì)算結(jié)果如表4所示。

表4:X1、X2、X3之間的相關(guān)系數(shù)

通過表4可知，變量X1、X2、X3之間高度線性相關(guān)，故模型（5）存在嚴(yán)重的多重共線性問題；因此，這里不能直接采用普通最小二乘法來估計(jì)該模型。為了克服這一問題，本文采用嶺回歸法（選取的嶺參數(shù)為0.05）來估計(jì)該模型，估計(jì)結(jié)果如下：

根據(jù)模型（6），農(nóng)牧業(yè)事業(yè)支出（X1）、支援農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)支出（X2）和農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)（X3）對農(nóng)牧民收入（Y）的增長彈性分別為0.391、0.184和0.047，這說明這三項(xiàng)支出對農(nóng)牧民當(dāng)年度的收入增長均具有明顯的推動(dòng)作用。其中農(nóng)牧業(yè)事業(yè)對農(nóng)牧民當(dāng)年度收入增長的促進(jìn)作用最強(qiáng)；因此，提高農(nóng)牧業(yè)各項(xiàng)事業(yè)支出的合理開支，對于增加農(nóng)牧民當(dāng)年度的收入有積極作用。其次，支援農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)方面的支出對農(nóng)牧民當(dāng)年度的收入增長也具有較為明顯的推動(dòng)作用，因此，加大支援農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)的支出就顯得十分必要。此外，西藏農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)對農(nóng)牧民收入的增長雖有促進(jìn)作用，但作用并不強(qiáng)，其只能對農(nóng)牧民收入的增長發(fā)揮有限的推動(dòng)效應(yīng)。因此，研究假設(shè)1成立，即“輸血型”財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)牧民當(dāng)年度的收入增長具有推動(dòng)作用。

（二）“造血型”影響分析

農(nóng)牧業(yè)事業(yè)支出、支援農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)支出和農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)對農(nóng)牧民收入的影響一般在當(dāng)年度體現(xiàn)出來，屬于“輸血型”的影響，沒有持久效應(yīng)，即沒有內(nèi)生效應(yīng)。但是，在財(cái)政支農(nóng)支出項(xiàng)目中，有一些項(xiàng)目對農(nóng)牧民收入增長的促進(jìn)作用在當(dāng)年度和滯后幾年中都能表現(xiàn)出來，屬于“造血型”的影響，具有持久效應(yīng)，即具有內(nèi)生效應(yīng)，如農(nóng)牧業(yè)基本建設(shè)支出（X4）、農(nóng)牧業(yè)科技支出（X5）和農(nóng)牧業(yè)生態(tài)建設(shè)支出（X6）等。因此，在分析西藏財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)牧民收入的影響中，還需要分析農(nóng)牧業(yè)基本建設(shè)支出（X4）、農(nóng)牧業(yè)科技支出（X5）和農(nóng)牧業(yè)生態(tài)建設(shè)支出（X6）等因素對西藏農(nóng)牧民收入的“造血型”效應(yīng)。為此，需要考慮建立西藏農(nóng)牧民人均純收入與這些因素之間的分布滯后變量模型。為了確定模型中解釋變量滯后期的長度，需要計(jì)算ln Y與ln X4、ln X5和ln X6之間的各期滯后交叉相關(guān)系數(shù)。這里使用R軟件計(jì)算得出的結(jié)果如表5所示。

表5：lnY與lnX4、lnX5、lnX6之間的各期滯后相關(guān)系數(shù)

根據(jù)表5的結(jié)果可知，西藏的農(nóng)牧業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)牧業(yè)科技支出及農(nóng)牧業(yè)生態(tài)建設(shè)支出對農(nóng)牧民人均純收入的影響的滯后期依次為3、1、4，故可依次建立如下的分布滯后變量模型。同時(shí)受考慮到農(nóng)牧民人均純收入（Y）的增長。

受工薪收入（W）、經(jīng)營凈收入（M）和財(cái)產(chǎn)性收入（P）增長的影響，在以下分布滯后變量模型中加入這些變量。

對于模型（7）、（8）、（9），分別采用2階、1階和2階Almon多項(xiàng)式變換法進(jìn)行估計(jì)，計(jì)算結(jié)果如下：

從模型（10）、（11）、（12）可以看出，西藏財(cái)政支農(nóng)支出在農(nóng)牧業(yè)基本建設(shè)、科技和生態(tài)環(huán)境方面的支出對農(nóng)牧民收入的持續(xù)增長存在一定的滯后效應(yīng)，而且影響明顯。其中農(nóng)牧業(yè)科技方面的支出對農(nóng)牧民收入增長的促進(jìn)效應(yīng)最大，其在當(dāng)年及后一年內(nèi)均對農(nóng)牧民收入的增長起著重要的推動(dòng)作用，其對應(yīng)的彈性值依次為0.283和0.231，其次是農(nóng)牧業(yè)生態(tài)環(huán)境方面的支出，其對農(nóng)牧民收入增長的促進(jìn)效應(yīng)有一部分在當(dāng)年發(fā)揮出來，彈性值為0.161，其余的效應(yīng)則主要在滯后第四年發(fā)揮出來，彈性值為0.177，農(nóng)牧業(yè)基本建設(shè)支出對農(nóng)牧民收入的影響效應(yīng)相比另外兩項(xiàng)支出要弱一些，但對促進(jìn)農(nóng)牧民增收仍有重要的影響，其作用主要在當(dāng)年及滯后的第三年體現(xiàn)出來，彈性值分別為0.075和0.036。因此，研究假設(shè)2成立，即“造血型”財(cái)政支農(nóng)支出能促進(jìn)農(nóng)牧民收入的持續(xù)增長。

六、結(jié) 論

本文通過對西藏1990-2012年的財(cái)政支農(nóng)支出的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性的統(tǒng)計(jì)分析，發(fā)現(xiàn)西藏財(cái)政支農(nóng)支出總量雖然增加，但在財(cái)政支出中的比重不大。而格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)則表明西藏財(cái)政支農(nóng)支出是農(nóng)牧民收入的增長的重要因素，并且有一定的滯后效應(yīng)。

本文把西藏財(cái)政支農(nóng)支出分為“輸血型”財(cái)政支農(nóng)支出和“造血型”財(cái)政支農(nóng)支出的兩個(gè)方面。在促進(jìn)農(nóng)牧民收入增長方面，“輸血型”財(cái)政支農(nóng)支出沒有持久效應(yīng)，即不具備內(nèi)生效應(yīng)；“造血型”財(cái)政支農(nóng)支出有持久效應(yīng)，即具備內(nèi)生效應(yīng)。

“輸血型”的財(cái)政支農(nóng)支出主要有農(nóng)牧業(yè)事業(yè)支出、支援農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)性支出和農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)等，這些支農(nóng)項(xiàng)目有效地提高了農(nóng)牧民當(dāng)年度收入，其中農(nóng)牧業(yè)事業(yè)支出對農(nóng)牧民的當(dāng)年度收入增長的促進(jìn)作用較強(qiáng)；但是，這些“輸血型”財(cái)政支農(nóng)支出很難引導(dǎo)農(nóng)牧民收入的持續(xù)增長。

“造血型”財(cái)政支農(nóng)支出主要是農(nóng)牧業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)牧業(yè)科技投入和農(nóng)牧業(yè)生態(tài)環(huán)境建設(shè)支出等，這些項(xiàng)目能推動(dòng)農(nóng)牧民收入的持續(xù)增長，其中，農(nóng)牧業(yè)科技支出的作用最為顯著，其次是農(nóng)牧業(yè)生態(tài)建設(shè)支出，再次是農(nóng)牧業(yè)基本建設(shè)支出。

因此，依據(jù)本文分析的結(jié)論，西藏需要在保持“輸血型”的財(cái)政支農(nóng)支出的同時(shí)，不斷加大具有“造血型”效應(yīng)的財(cái)政支農(nóng)支出的投入力度，逐步形成以“造血型”財(cái)政支農(nóng)支出為主導(dǎo)，“造血型”和“輸血型”財(cái)政支農(nóng)支出優(yōu)勢互補(bǔ)的西藏特色的綜合財(cái)政支農(nóng)政策體系，以保障農(nóng)牧民收入的持續(xù)增長，為西藏全面建成小康社會(huì)提供強(qiáng)有力的政策支持。

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[責(zé)任編輯 陳愛東]

[校 對 梁成秀]

F812.8；F323.8

A

1003-8388（2015）05-0044-06

2015-07-01

張劍雄（1966-），男，湖南湘陰人，現(xiàn)為西藏民族大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院研究員，博士，主要研究方向?yàn)槲鞑禺a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、西藏財(cái)政金融。

本文系國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“科技和管理創(chuàng)新對加快西藏高原生態(tài)農(nóng)牧業(yè)跨越式發(fā)展的實(shí)證研究”(項(xiàng)目號:12BMZ081)的階段性成果。