王應(yīng)芬

摘 要：財(cái)政支農(nóng)投入對加速農(nóng)民脫貧具有重要意義?；诖?，運(yùn)用貴州省2000—2016年財(cái)政對三農(nóng)的支出情況及農(nóng)村貧困人口的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，建立VAR模型，對變量進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析、格蘭杰因果檢驗(yàn)及方差分解，得出貴州省農(nóng)林水事務(wù)支出、農(nóng)村通車率在長期有利于減少農(nóng)民貧困，社會(huì)救助支出與農(nóng)民減貧效應(yīng)關(guān)系具有不確定性的結(jié)論。

關(guān)鍵詞：財(cái)政支農(nóng);減貧;VAR模型

中圖分類號：F323.8 ? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A ? ? ?文章編號：1673-291X（2019）09-0014-03

引言

農(nóng)民脫貧關(guān)系到社會(huì)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定協(xié)調(diào)發(fā)展，地方財(cái)政資金對農(nóng)業(yè)的財(cái)政支持，對農(nóng)村發(fā)展、農(nóng)業(yè)進(jìn)步、農(nóng)民增收起著極為關(guān)鍵的作用。貴州省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對落后，政府財(cái)力有限，并且自身的歷史文化背景相對復(fù)雜，近年來雖然國家財(cái)政對貴州省加大了扶持力度，但貴州省財(cái)政對農(nóng)業(yè)支出的方式仍然存在不合理的地方。本文從貴州省的實(shí)際情況出發(fā)，在扶貧開發(fā)的大背景下，分析貴州省財(cái)政支農(nóng)的減貧效應(yīng)情況，對促進(jìn)貴州省扶貧開發(fā)順利進(jìn)行及對村貧困的緩解具有重要意義。通過認(rèn)識財(cái)政支農(nóng)對減貧的效果和作用，對其進(jìn)行評價(jià)研究，優(yōu)化貴州省財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，同時(shí)在一定程度上為其他地方的扶貧開發(fā)提供借鑒。

一、文獻(xiàn)綜述

本文對已有的相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理，對財(cái)政支農(nóng)支出減貧效應(yīng)的研究主要圍繞以下幾個(gè)方面進(jìn)行。

理論方面，林伯強(qiáng)（2005）就政府公共支出政策尤其是公共投資的配置政策如何影響中國農(nóng)村減貧構(gòu)建了一個(gè)理論分析框架，認(rèn)為政府的公共投資支出對中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長、貧困減少和區(qū)域發(fā)展不均等有著重要影響[1]。閻坤（2008）認(rèn)為，應(yīng)首先明確減貧目標(biāo)下政府與市場的關(guān)系，認(rèn)識公共財(cái)政在減貧中的定位與職能作用[2]。王海（2013）認(rèn)為，直接面對貧困人群的公共支出可以通過改善貧困群體的自身?xiàng)l件和外部生存發(fā)展環(huán)境，提高其勞動(dòng)水平和勞動(dòng)技能，提升其經(jīng)濟(jì)收入能力，從而實(shí)現(xiàn)減貧[3]。李盛基（2014）指出，公共支出可以通過經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)村貧困產(chǎn)生間接的減貧效果，公共支出具有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用，經(jīng)濟(jì)增長可以緩解農(nóng)村貧困，而農(nóng)村貧困的減少反過來也會(huì)進(jìn)一步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[4]。

實(shí)證方面，秦建軍（2011）運(yùn)用誤差修正模型（ECM）進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)總體上財(cái)政支農(nóng)投入對農(nóng)村貧困緩解起到一定的作用[5]。李普亮（2012）基于省級面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析結(jié)果顯示，財(cái)政農(nóng)業(yè)支出確實(shí)有利于促進(jìn)農(nóng)民增收，但對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的影響并不顯著[6]。陳鳴等（2017）引入制度環(huán)境變量研究財(cái)政支農(nóng)投入的減貧增收作用，其研究發(fā)現(xiàn)我國的財(cái)政支農(nóng)政策在一定程度上能夠達(dá)到減緩農(nóng)村貧困的政策目標(biāo)，同時(shí)財(cái)政支農(nóng)投入的減貧效果也受到制度環(huán)境的制約[7]。王謙（2017）基于全國31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，結(jié)果表明我國財(cái)政支農(nóng)支出減貧效應(yīng)顯著且存在區(qū)域差異性[8]。張曉誼（2018）運(yùn)用了湖南省1995—2014年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)研究，研究表明，湖南省的財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)民人均純收入具有促進(jìn)作用，從而達(dá)到減貧的目的[9]。

目前已有文獻(xiàn)關(guān)于財(cái)政支農(nóng)對直接減貧作用的研究較少，大多數(shù)研究側(cè)重于財(cái)政支農(nóng)對農(nóng)民收入的影響，從而間接作用于減貧，但這種間接的研究會(huì)由于各種因素對減貧效果產(chǎn)生影響。所以，本文基于貴州省2000—2016年的各項(xiàng)財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)和農(nóng)村貧困人口數(shù)據(jù)，用農(nóng)村貧困人口減少作為衡量農(nóng)村減貧的指標(biāo)，建立VAR模型，運(yùn)用Eviews7.0進(jìn)行分析，對貴州省各項(xiàng)財(cái)政支農(nóng)支出對減貧動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行分析。

二、模型設(shè)定及數(shù)據(jù)來源

由于農(nóng)村的小學(xué)初中的教育經(jīng)費(fèi)和道路交通建設(shè)的資金大多數(shù)來自于財(cái)政撥款，所以在探討貴州省財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)民減貧動(dòng)態(tài)關(guān)系時(shí)，本文選取了農(nóng)林水事務(wù)支出、農(nóng)民的社會(huì)救助支出，農(nóng)村通車率、農(nóng)村中小學(xué)經(jīng)費(fèi)支出四個(gè)指標(biāo)作為解釋變量，對于衡量農(nóng)村貧困情況的指標(biāo)則采用貧困人口數(shù)量來表示，建立如下計(jì)量方程模型：

PR=f（NL，JZ，JY，JT）（1）

方程（1）表示農(nóng)村貧困的決定因素，其中PR表示貧困人口數(shù)，NL表示農(nóng)林水事務(wù)支出，JZ表示農(nóng)民社會(huì)救助支出，JY表示農(nóng)村中小學(xué)教育經(jīng)費(fèi)支出，JT表示農(nóng)村通車率。為了降低時(shí)間序列潛在的異方差影響，除了農(nóng)村通車率，首先將各個(gè)變量數(shù)值進(jìn)行對數(shù)轉(zhuǎn)換，運(yùn)用Eviews7.0進(jìn)行分析。

本文采取貴州省2000—2016年各項(xiàng)指標(biāo)相關(guān)統(tǒng)計(jì)資料作為建模的樣本數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來源于《貴州省統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國貧困監(jiān)測報(bào)告（20001—2017年）》

三、實(shí)證分析

1.單位根檢驗(yàn)。由于本文采取的計(jì)量模型是時(shí)間序列模型，為了防止采用非平穩(wěn)數(shù)據(jù)擬合模型而造成偽回歸現(xiàn)象出現(xiàn)，首先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為了方便觀察采用ADF進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，由表1可知，經(jīng)過一階差分和二階差分后，變量變?yōu)槠椒€(wěn)序列，經(jīng)過一階差分后變?yōu)槠椒€(wěn)序列的四個(gè)變量，是一階單整序列。

2.構(gòu)建VAR模型。在建立VAR模型之前，首先確定模型的滯后階數(shù)，在Eviews7.0軟件中的滯后階數(shù)結(jié)構(gòu)依據(jù)滯后階數(shù)判斷該模型的滯后階數(shù)，最終滯后階數(shù)總共列有2階，而滯后一階各項(xiàng)指標(biāo)數(shù)值有三個(gè)帶有*號，而滯后二階的*號僅有兩個(gè)，所以該模型選擇滯后一階進(jìn)行分析，建立VAR（1）模型。再用Eviews7.0軟件對變量進(jìn)行回歸，得到此模型的R2值95.93%，說明模型的擬合優(yōu)度較高，各項(xiàng)財(cái)政支農(nóng)支出指標(biāo)對貧困人口變化的解釋能力也較好。

3.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。脈沖響應(yīng)可以反映變量之間動(dòng)態(tài)作用關(guān)系，而本文則對VAR（1）的脈沖響應(yīng)分析圖（如下圖所示）。

由上圖可知，第三期之后農(nóng)林水事務(wù)支出對貧困人口數(shù)量的沖擊一直呈現(xiàn)出逐漸遞增的負(fù)向沖擊，一直到第七期，達(dá)到負(fù)的峰值，然后逐漸減少趨向于零，說明農(nóng)林水事務(wù)支出對減少農(nóng)村貧困人口具有促進(jìn)作用，但具有一定的滯后性。社會(huì)救助支出對貧困人口數(shù)的沖擊，第一期是一個(gè)正向沖擊，之后一直下降至第六期達(dá)到負(fù)的峰值，但是第九期之后又變?yōu)檎驔_擊，并趨向于零，說明社會(huì)救助支出對具有一定的促進(jìn)農(nóng)村貧困人口減少的作用。農(nóng)村通車率對貧困人口的沖擊，第一期給的是正向沖擊，且在第二期達(dá)到正的最大值，之后一直下降，在第七期達(dá)到負(fù)的峰值。同農(nóng)林水事務(wù)支出一樣，在前期農(nóng)村通車率對減少貧困人口具有一定的阻礙作用，第三期之后它的負(fù)效應(yīng)才顯現(xiàn)出來，最后趨于穩(wěn)定，說明農(nóng)村通車率對減少貧困人口具有促進(jìn)作用。

4.格蘭杰因果檢驗(yàn)。由表2可知，P值小于顯著性水平5%，拒絕原假設(shè)，反之則不拒絕原假設(shè)，農(nóng)林水事務(wù)支出、農(nóng)村通車率是農(nóng)村貧困人口變化的Granger原因;社會(huì)救助不是導(dǎo)致農(nóng)村貧困人口變化的Granger原因。

5.VAR模型方差分解。接下來進(jìn)行方差分解分析時(shí) 僅是針對以農(nóng)村貧困人口為被解釋變量，農(nóng)林水事務(wù)支出、農(nóng)村通車率為解釋變量來說明它們之間的解釋能力強(qiáng)弱。實(shí)證結(jié)果列出了農(nóng)林水事務(wù)支出、農(nóng)村通車率以及自身10期分別對農(nóng)村貧困人口的解釋能力數(shù)值，隨著時(shí)間的推移，三者的解釋能力也越強(qiáng)，農(nóng)林水事務(wù)支出的解釋能力在第九期達(dá)到最大，為18.85498，而農(nóng)村通車率在第四期達(dá)到最大，為55.77933，它自身則是在第一期值達(dá)到最大。其中，前兩期它自身的解釋力度比其他兩個(gè)變量都要大，但之后農(nóng)村通車率的解釋能力遠(yuǎn)大于農(nóng)林水事務(wù)支出和它自身的能力，說明比起農(nóng)林水事務(wù)支出而言，農(nóng)村通車率對于減貧作用更強(qiáng)。

四、結(jié)論與建議

研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)林水事務(wù)支出、農(nóng)村通車率、社會(huì)救助支出由于時(shí)滯性的原因，在短期對農(nóng)民減貧具有一定的阻礙作用。但是從長期來看，它們的增加均能達(dá)到促進(jìn)農(nóng)民減貧的效果。農(nóng)林水事務(wù)支出、農(nóng)村通車率是導(dǎo)致農(nóng)村貧困人口數(shù)量變化的Granger原因，反過來則不能成立;而社會(huì)救助支出與農(nóng)村貧困人口數(shù)量變化不能互為Granger原因，兩者之間不存在因果關(guān)系，說明社會(huì)救助支出對農(nóng)民減貧的作用存在不確定性。而對于農(nóng)民減貧的作用效果來說，農(nóng)村通車率對農(nóng)民減貧的作用效果大于農(nóng)林水事務(wù)支出的作用效果，其解釋能力更強(qiáng)。因此，本文根據(jù)研究結(jié)果，提出幾點(diǎn)對策建議：

1.加大財(cái)政支農(nóng)投入力度。從研究結(jié)果來看，財(cái)政支農(nóng)確實(shí)能促進(jìn)農(nóng)民減貧，特別是農(nóng)林水事務(wù)支出和農(nóng)村通車率。所以，需要加大財(cái)政支農(nóng)投入力度，確保財(cái)政農(nóng)業(yè)投入穩(wěn)定增長，各項(xiàng)政策落實(shí)到位，并加強(qiáng)拓寬農(nóng)業(yè)投資渠道。

2.優(yōu)化財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)。三農(nóng)問題一直備受國家的重點(diǎn)關(guān)注，針對貴州省，除了加大財(cái)政支農(nóng)投入力度外，還要優(yōu)化財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)，優(yōu)先發(fā)展農(nóng)村交通基礎(chǔ)建設(shè)，再以其他支農(nóng)支出輔助，以達(dá)到減貧目的。

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