張西茜

摘? ?要：基于PVAR模型、GMM估計、格蘭杰因果檢驗，以2001—2020年我國31個省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗財政農(nóng)業(yè)支出、農(nóng)村金融效率與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間的關系。實證結果表明：第一，財政支農(nóng)與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間存在顯著正向關系，但農(nóng)村金融效率與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間并無顯著關系。第二，財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間存在雙向因果關系。財政農(nóng)業(yè)支出可以通過改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件促進農(nóng)村經(jīng)濟增長，同時穩(wěn)定的農(nóng)村經(jīng)濟增長也成為財政的部分資金來源。第三，財政支農(nóng)與農(nóng)村金融效率之間不存在任何方向上的因果關系，說明我國財政政策沒有充分調(diào)動金融機構服務農(nóng)村經(jīng)濟的積極性，財政資金發(fā)揮的引導功能不足。

關鍵詞：財政支農(nóng)；農(nóng)村金融發(fā)展；農(nóng)村經(jīng)濟增長；面板向量自回歸

中圖分類號：F323.9? ? ? ?文獻標志碼：A? ? ? 文章編號：1673-291X（2023）11-0070-03

民族要復興，鄉(xiāng)村必振興。2004年以來，中央已經(jīng)連續(xù)20年發(fā)布以“農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化”“三農(nóng)”“鄉(xiāng)村振興”等為主題的中央一號文件?？梢姟叭r(nóng)”問題是關系我國國計民生亟待解決的關鍵問題。目前，雖然我國脫貧攻堅戰(zhàn)取得全面勝利，絕對貧困已經(jīng)消除，但在開啟全面建設社會主義現(xiàn)代化國家新征程的“十四五”時期，仍然要把解決好“三農(nóng)”問題作為全黨工作的重中之重。為鞏固脫貧成果，實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，要以財政政策作為重要抓手，同時發(fā)揮金融支農(nóng)的重要作用，加強財政與金融支農(nóng)的協(xié)同作用，才能更高效率推動農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展。

在黨中央的部署安排下，各級政府及相關部門大力實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，不斷加大財政農(nóng)業(yè)支出，各類金融機構不斷完善面向新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的金融服務工作，提升金融對“三農(nóng)”的可得性、覆蓋面和便利度。2016—2019年，全國財政一般公共預算累計安排農(nóng)業(yè)農(nóng)村相關支出16.07萬億元，年均增長為8.8個百分比，高于全國一般公共預算支出平均增幅。全國農(nóng)業(yè)信貸擔保業(yè)務規(guī)模年均增長81.9%。與此同時，我國全國貧困發(fā)生率從2016年的4.5%下降至2019年的0.6%，城鄉(xiāng)收入差距逐步減少，農(nóng)民收入年實際平均增長6%。由此可見，加大財政支農(nóng)力度，加快農(nóng)村金融發(fā)展與我國農(nóng)村經(jīng)濟增長之間存在某種關聯(lián)，這對評價我國財政支農(nóng)、金融支農(nóng)效果，優(yōu)化財政資金與金融資源配置效率具有較強的理論與實踐意義。

一、研究設計

（一）樣本與數(shù)據(jù)

為揭示政府財政支農(nóng)、農(nóng)村金融效率與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間的關系，本文參考溫紅梅和朱偉真研究農(nóng)村金融效率與經(jīng)濟增長時的指標選取[1]，以及蔣團標和張亞萍分析我國財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費升級的衡量指標[2]。以財政農(nóng)業(yè)支出占財政支出總額的比例，記為Gover，來衡量政府財政支農(nóng)水平；以農(nóng)村信用社存貸款之比，記為Finance，來衡量農(nóng)村金融效率；農(nóng)村經(jīng)濟增長以農(nóng)村居民人均純收入衡量，記為Income。具體的變量計算方式如表1所示。本文的數(shù)據(jù)手工收集于相關年份的《中國金融年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村經(jīng)濟綠皮書》及《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，為避免極端值的影響，本文中所有變量均進行了上下1%的縮尾處理。

（二）模型建立

面板向量自回歸模型（PVAR）在向量自回歸模型（VAR）的基礎上將單純的時間序列模型拓展至空間，并將截面?zhèn)€體異質(zhì)性考慮到其中。相較于傳統(tǒng)模型，其能夠更好地消除變量之間的內(nèi)生性，因此在實證分析中得到廣泛的應用。本文以2000—2019年間中國31個省區(qū)市（西藏和港澳臺地區(qū)除外）關于農(nóng)村金融效率、財政支農(nóng)水平以及農(nóng)村經(jīng)濟增長的相關數(shù)據(jù)，構建面板VAR模型：

其中，Yit為模型的被解釋變量，包括農(nóng)村金融效率（Finance）、農(nóng)業(yè)財政支出占比（Gover）以及農(nóng)民收入增長（Income）這3個核心變量。i表示省份，t表示時間，ait反映省份效應，ft反映時間效應，p表示滯后階數(shù)，Apt是待估系數(shù)矩陣，εt為服從獨立同分布的誤差項。

二、實證結果分析

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗

為了避免偽回歸，本文首先對原始數(shù)據(jù)進行單位根檢驗以檢驗每個變量的平穩(wěn)性。由于本文所收集的數(shù)據(jù)存在缺失值，為非平衡面板數(shù)據(jù)，因此本文采用Fisher檢驗方法，對3個核心變量分別進行不含趨勢項但帶有截距項的單位根檢驗，檢驗結果見表2。

由表2的結果可以看出，F(xiàn)isher檢驗的四個統(tǒng)計指標的p值均在1%的顯著水平下拒絕“存在單位根”的原假設。因此，農(nóng)村金融效率（finance）、財政支農(nóng)（gover）和農(nóng)民收入（income）這幾個變量的原序列都是平穩(wěn)的，可以進一步建模分析。

（二）滯后階數(shù)的選擇

PVAR 模型除了要滿足平穩(wěn)性條件外，還應該正確確定滯后期k。本文對最優(yōu)滯后期的選擇根據(jù)AIC、 BIC以及HQIC準則來確定最優(yōu)滯后階數(shù)，Lag表示滯后階數(shù)。當AIC、BIC以及HQIC的最小值（帶*號）對應的滯后階數(shù)相同，即為模型的滯后階數(shù)。不同滯后期各統(tǒng)計量的值如表3所示：

表3? 確定PVAR模型滯后期的各統(tǒng)計量的值

由表（3）的結果可得，當滯后階數(shù)為1階時，LR、AIC以及SC都在5%的水平上顯著。因此最終確定本文采用的VAR模型的滯后階數(shù)為1階，即PVAR（1）。

（三）格蘭杰因果關系檢驗

本文接著采用面板格蘭杰因果關系檢驗來分析各變量之間的動態(tài)關系。并為建立PVAR模型的變量選取提供依據(jù)[3]。表4展示了格蘭杰因果關系檢驗的結果。

由表4的結果可知，首先，農(nóng)村金融效率與農(nóng)民收入增長之間、財政支農(nóng)與農(nóng)民收入增長之間存在雙向因果關系：農(nóng)村金融效率的提高可以促進農(nóng)民收入的增長，并且農(nóng)民收入的增加也會推動農(nóng)村金融效率的提升；加大財政支農(nóng)力度既可以改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件促進農(nóng)民收入增長，并且農(nóng)民收入水平的提高帶來的鄉(xiāng)村振興的“正反饋”也鼓勵政府加大財政支農(nóng)力度。其次，財政支農(nóng)與農(nóng)村金融效率之間存在單方向的因果關系，即加大財政支農(nóng)力度可以提高農(nóng)村金融效率。綜上所述，農(nóng)民收入增長、農(nóng)村金融效率以及財政支農(nóng)之間在短期內(nèi)的確存在相互作用關系，本文將進一步構建PVAR模型，采用GMM估計、脈沖響應函數(shù)等深入分析三者之間的動態(tài)關系。

（四）GMM估計

為分析農(nóng)村金融效率、財政支農(nóng)以及農(nóng)民收入之間的關系，本文采用GMM方法構造PVAR模型，表5顯示了GMM估計結果。表5第2列反映了財政支農(nóng)和農(nóng)村金融效率對農(nóng)民收入的影響是顯著的，滯后一期的政府財政支農(nóng)對農(nóng)民收入的影響顯著為正，表明財政部門在支持脫貧攻堅、全面推進鄉(xiāng)村振興、加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的進程中取得了成效；而滯后一期的農(nóng)村金融效率對農(nóng)民收入的影響顯著為負，這應歸因于我國農(nóng)村金融體系尚不完善，導致農(nóng)村金融低效率、資源配置失衡進而抑制了農(nóng)民收入增長。此外，表5第4列的結果顯示，滯后一期的財政支農(nóng)對農(nóng)村金融效率的影響顯著為負，說明財政支農(nóng)并沒有發(fā)揮好撬動金融支農(nóng)從而促進農(nóng)民增收的作用。

三、結論與建議

鞏固拓展脫貧攻堅成果，持續(xù)推進鄉(xiāng)村振興是我國當下以及未來一段時期內(nèi)一項關乎國計民生的重要工作。為支持農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，要確保財政資金投入的主體和主導作用，并充分調(diào)動金融機構服務農(nóng)村的積極性，撬動更多信貸資金支持農(nóng)村生產(chǎn)發(fā)展，助力鄉(xiāng)村振興。本文選取2001—2020年我國省份層面關于農(nóng)村經(jīng)濟增長、金融體系發(fā)展與財政支農(nóng)的面板數(shù)據(jù)，運用允許存在時間效應的面板VAR模型，并通過GMM估計、格蘭杰因果關系檢驗對三者之間的關系進行了研究。實證結果表明：第一，財政支農(nóng)與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間存在顯著正向關系，但農(nóng)村金融效率與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間并無顯著關系。第二，財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間存在雙向因果關系，財政農(nóng)業(yè)支出可以通過改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件促進農(nóng)村經(jīng)濟增長，同時穩(wěn)定的農(nóng)村經(jīng)濟增長也成為財政支農(nóng)的部分資金來源[4]。第三，財政支農(nóng)與農(nóng)村金融效率之間不存在任何方向上的因果關系，說明我國財政政策沒有充分調(diào)動金融機構服務農(nóng)村經(jīng)濟的積極性，財政資金發(fā)揮引導功能不足。

綜上，當前我國農(nóng)村金融體系尚不完善，財政金融支農(nóng)的協(xié)同機制亟須完善。為此，本文提出以下幾點建議：第一，繼續(xù)加強財政支農(nóng)的力度和規(guī)模，發(fā)揮財政支農(nóng)的主導性，并著力培養(yǎng)鄉(xiāng)村優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，建立扶持農(nóng)民的長效機制。第二，加強農(nóng)村金融基礎設施建設，增強涉農(nóng)信貸服務“三農(nóng)”的能力，建立多層次、競爭性、廣覆蓋、可持續(xù)的農(nóng)村金融服務體系。第三，完善財政金融支農(nóng)互動機制，形成財政支農(nóng)與農(nóng)村信貸功能的協(xié)同，并充分利用財政金融資金撬動更多社會資源流向農(nóng)村，促進城鄉(xiāng)經(jīng)濟融合式發(fā)展。

參考文獻：

[1]? ?溫紅梅，朱偉真.農(nóng)村金融規(guī)模、結構、效率與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長：基于空間面板杜賓模型分析[J].哈爾濱商業(yè)大學學報（社會科學版），2018（5）：35-45.

[2]? ?蔣團標，張亞萍.財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費升級的影響機理[J].華東經(jīng)濟管理，2021（12）：1-9.

[3]? ?李雪松.高級計量學[M].北京：中國社會科學出版社，2008：126.

[4]? ?張婷婷，李政.我國農(nóng)村金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興影響的時變效應研究：基于農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和收入的視角[J].貴州社會科學，2019（10）：159-168.

[責任編輯? ?文? ?欣]