王承宗

(河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)，河南鄭州450011)

至2013年底，中國(guó)農(nóng)村居民人口數(shù)為62 961萬人，占全國(guó)總?cè)丝诘?6.3%，城鄉(xiāng)居民收入差距為3.03∶1，這種二元經(jīng)濟(jì)格局不僅阻礙農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、農(nóng)民生活水平提高，也成為遏制中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速穩(wěn)定發(fā)展與和諧社會(huì)的建立。在國(guó)際經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨緩的大背景下，提高國(guó)內(nèi)農(nóng)民收入水平，增強(qiáng)農(nóng)民的消費(fèi)能力，成為拉動(dòng)內(nèi)需的重要杠桿，也是黨和政府關(guān)注的重點(diǎn)。從2003—2012年連續(xù)10 a的中央一號(hào)文件都圍繞“三農(nóng)”問題，足以證明農(nóng)村居民收入在全國(guó)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)發(fā)展中的重要地位。在諸多影響農(nóng)民收入的因素中，財(cái)政支農(nóng)支出是國(guó)家進(jìn)行宏觀調(diào)控的主要手段，也是農(nóng)業(yè)投資、影響農(nóng)民收入的一個(gè)重要指標(biāo)。關(guān)于財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入影響的研究大多為定性研究，定量研究的不多，并且研究的方法和模型深入度不夠。如石建平［5］采用 logit模型，劉玉川［6］利用誤差修正模型，邢文洋［7］采用邊際效應(yīng)分析法，汪海洋等［8］運(yùn)用VAR模型，梁保松等［9］運(yùn)用VAR模型分析了河南省財(cái)政支農(nóng)支出與第一產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系，崔姹等［10］也基于VAR模型分析河北財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響。他們的研究均認(rèn)為，財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)有正向促進(jìn)作用，而李燕凌等［11］利用縣鄉(xiāng)政府2004—2006年的混合數(shù)據(jù)對(duì)縣鄉(xiāng)政府財(cái)政農(nóng)業(yè)支出效率進(jìn)行了實(shí)證分析，認(rèn)為目前縣鄉(xiāng)政府財(cái)政支農(nóng)支出產(chǎn)生了較好的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，但對(duì)農(nóng)民收入水平反應(yīng)不敏感。楊良松［12］基于 Cobb-douglass農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，財(cái)政支出沒有增加甚至降低了農(nóng)民收入。不難發(fā)現(xiàn)上述研究采用的時(shí)間序列數(shù)據(jù)不僅有限，而且只討論了財(cái)政支出與農(nóng)民收入間的相關(guān)性，并不能很好地反映二者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性。近些年來，中國(guó)政府不斷增加財(cái)政支出，改善農(nóng)村基本設(shè)施，完善農(nóng)村各項(xiàng)社會(huì)保障，以提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，千方百計(jì)地增加農(nóng)民收入。深入探討中國(guó)財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入的影響，可以理清中國(guó)財(cái)政對(duì)農(nóng)支出與農(nóng)民純收入之間的定量關(guān)系，因此，研究擬采用現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的VAR模型測(cè)度中國(guó)財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入的動(dòng)態(tài)影響，并進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解，期望為政府財(cái)政政策的制定提供實(shí)證基礎(chǔ)。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)的選取

根據(jù)研究的內(nèi)容和目的，本研究選取了1981—2013年的中國(guó)農(nóng)民人均純收入、國(guó)家財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的支出數(shù)據(jù)，分別用inc和fis表示，數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于農(nóng)民人均純收入、國(guó)家財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的支出數(shù)據(jù)均含有價(jià)格因素，故將inc和fis以1992年為基期進(jìn)行CPI平減;為消除異方差，將以上平減后的時(shí)間序列數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)，分別用ln(inc)和ln(fis)來表示;并用D［ln(inc)］和D［ln(fis)］表示取對(duì)數(shù)后的一階差分。對(duì)數(shù)變化不但不會(huì)改變變量之間的協(xié)整關(guān)系，還可使其變動(dòng)趨勢(shì)線性化。以上數(shù)據(jù)處理全部采用Eviews 6.0軟件實(shí)現(xiàn)。

1.2 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

運(yùn)用ADF法對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表 1。由表1可知，ln(inc)和ln(fis)的ADF統(tǒng)計(jì)量大于5%顯著性水平的臨界值，序列有單位根，說明序列非平穩(wěn)。再對(duì)差分后序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，差分后各序列的ADF統(tǒng)計(jì)量小于5%顯著性水平的臨界值，序列已經(jīng)平穩(wěn)，原有的時(shí)間序列滿足一階單整，ln(inc)和ln(fis)之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

1.3 數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)表明，ln(inc)和ln(fis)之間可能存在協(xié)整關(guān)系。下面用Johanson協(xié)整檢驗(yàn)兩者之間是否存在協(xié)整關(guān)系，結(jié)果如表2。

表1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)Table 1 The ADF test

表2 數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)Table 2 Johanson cointegration test

Johanson協(xié)整檢驗(yàn)顯示，在5%的顯著性水平下，變量ln(inc)和ln(fis)之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。即表明農(nóng)民人均純收入和國(guó)家財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的支出之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。協(xié)整方程為:

ln(inct)=3.960+0.529ln(fist)系數(shù)0.529表示的是國(guó)家財(cái)政用于對(duì)農(nóng)業(yè)的支出對(duì)農(nóng)民純收入的彈性，表明國(guó)家財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的支出每增加1個(gè)百分點(diǎn)，在農(nóng)民純收入增加0.529個(gè)百分點(diǎn)。說明國(guó)家財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民純收入的提高有較大的拉動(dòng)作用。

2 VAR模型的建立與估計(jì)

2.1 VAR模型建立

由于ln(inc)和ln(fis)是一階平穩(wěn)序列，且兩者之間又存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，因此，可以建立以下VAR模型來測(cè)度財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入的動(dòng)態(tài)影響。

Yt=為帶估計(jì)的參數(shù)，p是滯后階數(shù)，εt是擾動(dòng)項(xiàng)。

VAR模型的滯后階數(shù)選擇如表3所示，根據(jù)AIC，SC最小化準(zhǔn)則，最優(yōu)的滯后階數(shù)為3，即P=3，應(yīng)建立滯后階數(shù)為 3的 VAR模型，即 VAR(3)模型。

表3 VAR(3)模型估計(jì)結(jié)果Table 3 The result of VAR(3)model

2.2 VAR模型估計(jì)及檢驗(yàn)

對(duì)VAR(3)模型估計(jì)的結(jié)果(表3)的殘差進(jìn)行正態(tài)性、自相關(guān)檢驗(yàn)(LM統(tǒng)計(jì)量)和異方差檢驗(yàn)，結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，殘差滿足正態(tài)分布，且殘差無序列自相關(guān)，無異方差存在。平穩(wěn)性檢驗(yàn)顯示，VAR模型全部特征根均位于單位圓內(nèi)，此VAR模型滿足穩(wěn)定性條件。因此，VAR(3)模型統(tǒng)計(jì)性質(zhì)良好，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)和預(yù)測(cè)方差分析。

3 脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解

3.1 脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)用于衡量來自隨機(jī)干擾項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來值的影響，從而揭示模型中各內(nèi)生變量相互作用的動(dòng)態(tài)過程［13］。為了進(jìn)一步研究國(guó)家財(cái)政支農(nóng)支出的隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響，運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析受國(guó)家財(cái)政支農(nóng)支出的沖擊后，農(nóng)民人均純收入的反應(yīng)及其時(shí)滯問題。圖1給出了各變量對(duì)其他內(nèi)生變量沖擊的響應(yīng)，橫軸代表追蹤期數(shù)(15)，縱軸表示因變量對(duì)各個(gè)變量的響應(yīng)大小，實(shí)線表示響應(yīng)函數(shù)曲線，2條曲線代表2倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶。

結(jié)果顯示，國(guó)家財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響一直是正向的。且這種影響存在時(shí)滯，國(guó)家財(cái)政支農(nóng)支出的沖擊對(duì)農(nóng)民人均純收入沒有即期影響，這種沖擊的影響在第2期才逐漸顯現(xiàn)出來并呈遞增趨勢(shì)，到第12期基本保持穩(wěn)定(圖1-A)。另一方面，給農(nóng)民人均純收入1個(gè)單位的正向沖擊。這種沖擊對(duì)國(guó)家財(cái)政支農(nóng)支出存在正向影響，且這種影響不存在時(shí)滯，在當(dāng)期即可反映出來。農(nóng)民人均純收入對(duì)于國(guó)家財(cái)政支農(nóng)支出的沖擊的反應(yīng)在第6期達(dá)到最大，之后有所下降(圖1-B)。

圖1 各變量的脈沖效應(yīng)路徑Fig.1 A pulse response path of each variable

3.2 方差分解分析

在VAR模型中，方差分解不僅是樣本期間外的因果關(guān)系檢驗(yàn)，而且將每個(gè)變量的單位增量分解為一定比例自身原因和其他變量的貢獻(xiàn)，可研究模型的動(dòng)態(tài)特征［14］。對(duì)原模型進(jìn)行預(yù)測(cè)方差分解分析，以此進(jìn)一步判斷財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入的影響。

方差分解結(jié)果見表4。由表4可以看出，國(guó)家財(cái)政支農(nóng)支出的沖擊對(duì)農(nóng)民人均純收入的貢獻(xiàn)有顯著影響。從第2期開始，國(guó)家財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入的貢獻(xiàn)開始顯現(xiàn)，且這種沖擊的貢獻(xiàn)呈不斷遞增的趨勢(shì)，在第6期超過了農(nóng)民人均純收入自身的沖擊影響后繼續(xù)增加，在第12期，貢獻(xiàn)達(dá)到85.12%。這表明國(guó)家財(cái)政的支農(nóng)支出對(duì)促進(jìn)農(nóng)民增收有長(zhǎng)期的積極作用，這和脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果完全一致。

表4 ln(inc)的方差分解表Table 4 Variance decomposition of ln(inc)

4 結(jié)論與建議

通過對(duì)1981—2013年的國(guó)家財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入的影響進(jìn)行研究和計(jì)量分析，表明中國(guó)財(cái)政支支農(nóng)支出與農(nóng)民收入增長(zhǎng)間有長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，且國(guó)家財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)支出每增加1個(gè)百分點(diǎn)，可以促進(jìn)農(nóng)民收入增加0.529個(gè)百分點(diǎn)，國(guó)家財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入的提高具有拉動(dòng)作用。這種拉動(dòng)作用并不在財(cái)政支農(nóng)支出當(dāng)期發(fā)生，而是滯后一期的，之后其貢獻(xiàn)度逐漸增大，在第12期時(shí)達(dá)到最大。研究結(jié)果揭示了雖然短期內(nèi)國(guó)家財(cái)政支出對(duì)促進(jìn)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)的效果并不很明顯，但這種影響卻是長(zhǎng)遠(yuǎn)的，并逐年遞增。說明在中國(guó)除了繼續(xù)增加國(guó)家對(duì)農(nóng)財(cái)政支出外，還需注重財(cái)政支出的方向、結(jié)構(gòu)，加強(qiáng)農(nóng)村金融系統(tǒng)建設(shè)，提高支農(nóng)資金的配置效率。

1)繼續(xù)增加政府財(cái)政支農(nóng)支出。財(cái)政支農(nóng)對(duì)增加農(nóng)民收入具有正向的拉動(dòng)作用，且這種拉動(dòng)具有逐年積累的作用，財(cái)政支農(nóng)支出成為促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的可靠保障。因此，應(yīng)繼續(xù)加大財(cái)政支農(nóng)的力度和范圍，從法律和制度上規(guī)范財(cái)政支農(nóng)支出，實(shí)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)的長(zhǎng)效機(jī)制，構(gòu)建加快農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)換、完善農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、增強(qiáng)農(nóng)業(yè)發(fā)展活力、改善民生等全方位的財(cái)政支農(nóng)體系。

2)完善財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)。目前，中國(guó)財(cái)政支農(nóng)的模式主要是以地方支出為主，中央支出為輔，這就容易使地方政府片面追求GDP，將有限的財(cái)政資金支出到見效快的支農(nóng)項(xiàng)目，忽略地方農(nóng)業(yè)發(fā)展的長(zhǎng)遠(yuǎn)利益，將削弱財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)民增收的拉動(dòng)效應(yīng)。因此，需要結(jié)合實(shí)際情況，安排財(cái)政支農(nóng)的先后順序，形成財(cái)政支農(nóng)資金支出的有效監(jiān)控機(jī)制，提高資金配置效率，才能穩(wěn)定增加農(nóng)民收入。

3)建立健全農(nóng)村金融市場(chǎng)體系。政府對(duì)農(nóng)業(yè)的財(cái)政投資并不是簡(jiǎn)單的資金注入，而是以財(cái)政資金支出帶動(dòng)農(nóng)村整體資本量的增加，使更多的資金用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和投資。因此，除了依靠政府資金支出的支持，還需要加強(qiáng)農(nóng)村金融市場(chǎng)建設(shè)，完善農(nóng)村金融體制，健全農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)管理體系，以提高農(nóng)村資金配置效率。

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