強(qiáng)國民，王慧

(1.石河子大學(xué)商學(xué)院，新疆石河子832000;2.山東建筑大學(xué)商學(xué)院，山東濟(jì)南250101)

新疆財(cái)政扶貧與農(nóng)戶投資行為關(guān)系的實(shí)證研究

強(qiáng)國民1，王慧2

(1.石河子大學(xué)商學(xué)院，新疆石河子832000;2.山東建筑大學(xué)商學(xué)院，山東濟(jì)南250101)

基于新疆財(cái)政扶貧資金支出和農(nóng)村經(jīng)營費(fèi)用支出的數(shù)據(jù)，本文對相應(yīng)時(shí)序變量進(jìn)行了回歸分析、向量自回歸模型(VAR)分析和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn).研究表明，新疆財(cái)政扶貧資金中的生產(chǎn)發(fā)展和社會(huì)發(fā)展支出對農(nóng)戶投資行為具有顯著的正影響，當(dāng)農(nóng)戶投資行為滯后1－2期時(shí)，二者對農(nóng)戶投資行為的綜合彈性分別為94.9%和27.1%;但基礎(chǔ)設(shè)施支出與農(nóng)戶投資行為負(fù)相關(guān).新疆財(cái)政扶貧資金支出與農(nóng)戶投資行為具有相互影響作用，滯后1－2期時(shí)，農(nóng)戶投資行為是引起生產(chǎn)發(fā)展資金支出的Granger原因;滯后1－3期時(shí)，社會(huì)發(fā)展和基礎(chǔ)設(shè)施扶貧資金支出是引起農(nóng)戶投資行為的Granger原因.

新疆;財(cái)政扶貧;農(nóng)戶投資行為

政府財(cái)政扶貧行為對農(nóng)戶的生產(chǎn)和投資行為具有重要影響，反之，農(nóng)戶的投資行為又會(huì)成為政府的扶貧決策的參考.自建國以來，新疆一直是全國扶貧攻堅(jiān)的主要省份之一.1987年，新疆維吾爾自治區(qū)成立了專門的扶貧開發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組，到1993年，新疆貧困程度大大緩解.1994年，自治區(qū)制定了《新疆維吾爾自治區(qū)百萬人口溫飽工程計(jì)劃》，該計(jì)劃提出利用七年時(shí)間解決新疆貧困溫飽問題.進(jìn)入21世紀(jì)以來，新疆扶貧工作步入攻堅(jiān)階段，取得的成就斐然，但形勢仍然十分嚴(yán)峻.2000－2012年，新疆財(cái)政扶貧資金支出額從4.79億元增至18.55億元，年均增速達(dá)12.6%.快速增長的財(cái)政扶貧資金，對農(nóng)戶的投資行為是否會(huì)造成一定影響，這是本文研究的初衷.

關(guān)于扶貧與農(nóng)戶投資行為的研究尚不多見，顏廷武(2005)研究了中西部地區(qū)家庭脫困與區(qū)域發(fā)展協(xié)同發(fā)展的問題［1］;杜偉佳(2007)研究了農(nóng)戶生產(chǎn)性投資的金融支持問題［2］;張平偉、艾洪娟(2007)研究了新疆農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為的影響因素［3］;汪厚安(2010)研究了糧食主產(chǎn)區(qū)財(cái)政支農(nóng)效果及政策優(yōu)化機(jī)制［4］;劉林(2013)研究了新疆貧困地區(qū)農(nóng)戶參與扶貧活動(dòng)的影響因素［5］;張羅(2014)研究了新疆財(cái)政扶貧資金的減貧效果［6］.從已發(fā)表的文獻(xiàn)來看，從財(cái)政扶貧資金支出角度，觀察農(nóng)戶投資行為的研究不多，定量研究更少，本文將在前人研究基礎(chǔ)上進(jìn)行實(shí)證分析.

1 變量選取與數(shù)據(jù)來源

關(guān)于家庭行為特征的測量，本文參照Francois等(2007)提出的以人均消費(fèi)支出、勞動(dòng)力供給和就業(yè)等變量代表家庭的行為反應(yīng)［7］.由于數(shù)據(jù)的可得性，本文選取農(nóng)村居民家庭經(jīng)營費(fèi)用支出來表示家庭投資行為特征.結(jié)合新疆實(shí)際，按照扶貧資金支出的類別，分別選取生產(chǎn)發(fā)展、社會(huì)發(fā)展和基礎(chǔ)設(shè)施3個(gè)指標(biāo)來表示農(nóng)村扶貧資金支出，如表1所示.

農(nóng)村居民家庭經(jīng)營費(fèi)用支出來源于歷年新疆統(tǒng)計(jì)年鑒，新疆扶貧資金支出的數(shù)據(jù)來源于財(cái)政廳扶貧辦.考慮到1994年以來，新疆開始實(shí)施《新疆維吾爾自治區(qū)百萬人口溫飽工程計(jì)劃》，因此，本文研究的時(shí)間范圍選取1994－2012年.

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)

2 回歸分析

為避免偽回歸問題產(chǎn)生，在回歸分析之前，首先對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn).本文采用ADF單位根檢驗(yàn)方法，借助Eviews6.0軟件，分別對變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示.可以看出，所有變量的原數(shù)據(jù)均為非平穩(wěn)序列，其二階差分序列在0.01的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，為二階單整序列.

表2 相關(guān)變量的單位根檢驗(yàn)

本文建立以農(nóng)戶投資行為(JT)為因變量，以財(cái)政扶貧生產(chǎn)發(fā)展資金支出(SC)、社會(huì)發(fā)展資金支出(SH)和基礎(chǔ)設(shè)施資金支出(SS)為自變量的回歸模型，采用OLS方法進(jìn)行回歸，得到回歸方程，即:

模型(1)中，括號內(nèi)為T統(tǒng)計(jì)量，可知各變量系數(shù)均通過顯著性統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，R2值較高，但DW值較低，可能存在多重共線性.模型(1)的殘差為resid，對其進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著水平下殘差序列為平穩(wěn)序列，則說明模型(1)中各變量之間的關(guān)系是成立的.生產(chǎn)發(fā)展扶貧資金支出、社會(huì)發(fā)展扶貧資金支出與農(nóng)戶農(nóng)資行為具有正相關(guān)關(guān)系，但基礎(chǔ)設(shè)施扶貧資金支出與農(nóng)戶投資行為具有負(fù)相關(guān)關(guān)系.

3 VAR模型建立及分析

為研究財(cái)政扶貧資金支出變動(dòng)對農(nóng)戶投資行為的長期影響、短期影響及影響程度，本文將利用向量自回歸(VAR，Vector Auto Regression)模型對其關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析.VAR模型由Sims在1980年提出，該模型不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)，而是利用模型中每個(gè)方程內(nèi)生變量對模型全部內(nèi)生變量的滯后值進(jìn)行回歸，從而估計(jì)全部內(nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系.經(jīng)過計(jì)算，得到VAR模型的分析結(jié)果，如表3所示.

表3 VAR模型運(yùn)算結(jié)果

由表3可以看出，4個(gè)方程的R2都在97%以上，說明各方程的擬合度均較好.可見，財(cái)政扶貧資金對農(nóng)戶投資行為具有重要影響.根據(jù)VAR模型的計(jì)算結(jié)果，可以建立描述財(cái)政扶貧資金支出與農(nóng)戶投資行為之間的短期波動(dòng)向長期均衡調(diào)整的誤差修正模型，即:

由式(2)可知，生產(chǎn)發(fā)展扶貧資金支出(SC)與家庭經(jīng)營費(fèi)用支出(JT)存在正向相關(guān)性，SC滯后1期和滯后2期對當(dāng)期JT具有正彈性，綜合彈性高達(dá)94.9%(SC(－1)與SC(－2)的系數(shù)之和);社會(huì)發(fā)展扶貧資金支出(SH)與家庭經(jīng)營費(fèi)用支出(JT)存在正向相關(guān)性，SH滯后1期和滯后2期對當(dāng)期JT的增長有正彈性，綜合彈性達(dá)27.1%;基礎(chǔ)設(shè)施扶貧資金支出(SS)與家庭經(jīng)營費(fèi)用支出(JT)存在負(fù)向相關(guān)性.

4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)VAR模型的合意性，本文利用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，對新疆扶貧資金支出與農(nóng)戶投資行為之間的均衡關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn).由于各個(gè)變量指標(biāo)之間的關(guān)系對滯后長度非常敏感，因此選擇滯后期1－3進(jìn)行觀察，Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示.

表4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表4可知，滯后1、2期時(shí)，原假設(shè)“JT不是SC的Granger原因”均被拒絕，伴隨概率分別為0.0017、0.0842，因此，JT是引起SC變化的Granger原因;滯后1期時(shí)，原假設(shè)“SH不是JT的Granger原因”被拒絕，伴隨概率為0.0986，SH是引起JT變化的Granger原因;滯后2、3期時(shí)，原假設(shè)“SS不是JT的Granger原因”被拒絕，伴隨概率為0.0301，SS是引起JT變化的Granger原因.

5 結(jié)論

本文利用新疆1994－2012年財(cái)政扶貧資金支出額與農(nóng)村家庭經(jīng)營費(fèi)用支出額的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建回歸分析模型和VAR模型，對二者之間的關(guān)系進(jìn)行定量實(shí)證分析，得出以下結(jié)論.

(1)新疆財(cái)政扶貧資金中，生產(chǎn)發(fā)展扶貧資金和社會(huì)發(fā)展扶貧資金每增長1%，將導(dǎo)致農(nóng)村家庭經(jīng)營費(fèi)用支出額分別增長0.42%和0.31%;基礎(chǔ)設(shè)施扶貧資金支出額每增長1%，將導(dǎo)致農(nóng)村家庭經(jīng)營費(fèi)用支出額減少0.517%.說明增加生產(chǎn)發(fā)展和社會(huì)發(fā)展扶貧資金能顯著促進(jìn)農(nóng)戶投資行為，但基礎(chǔ)設(shè)施扶貧資金的增加則會(huì)抑制農(nóng)戶投資行為.

(2)通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)社會(huì)發(fā)展和基礎(chǔ)設(shè)施扶貧資金的支出對家庭投資行為會(huì)造成一定影響，同時(shí)，家庭投資行為又會(huì)對政府的生產(chǎn)發(fā)展扶貧資金的支出決策產(chǎn)生影響.因此，政府扶貧資金支出與農(nóng)戶投資行為之間是相互影響的關(guān)系.

(3)從長期來看，新疆財(cái)政扶貧資金支出額的增加會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶的投資，但是必須看到，基礎(chǔ)設(shè)施扶貧資金的支出在一定程度上抑制了農(nóng)戶投資行為，因此，政府財(cái)政扶貧資金中基礎(chǔ)設(shè)施的投資應(yīng)盡可能地考慮農(nóng)戶的投資行為，做到信息對稱，避免出現(xiàn)此消彼長的局面.

［1］顏廷武.中西部地區(qū)農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)行為與農(nóng)村反貧困研究［D］.武漢:華中農(nóng)業(yè)大學(xué)，2005.

［2］杜偉佳.農(nóng)戶生產(chǎn)性投資的金融支持問題研究［D］.北京:對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，2007.

［3］張平偉，艾洪娟.新疆農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為影響因素的實(shí)證分析與對策研究［J］.安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)，2008(33):14808－14810.

［4］汪厚安.糧食主產(chǎn)區(qū)財(cái)政支農(nóng)效果及政策優(yōu)化研究［D］.武漢:華中農(nóng)業(yè)大學(xué)，2010.

［5］劉林.新疆貧困地區(qū)農(nóng)戶參與扶貧活動(dòng)的影響因素分析——基于3000農(nóng)戶問卷調(diào)查的實(shí)證分析［J］.西北人口，2013(3):67－73.

［6］張羅.新疆財(cái)政扶貧資金的減貧效果研究［D］.烏魯木齊:新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)，2014.

［7］王志濤，王艷杰.政府公共支出與農(nóng)村減貧關(guān)系的實(shí)證研究［J］.財(cái)貿(mào)研究，2012(6):60－64.

Empirical Research on the Relationship Between Financial Poverty Relief and Investment Behavior of Farmers in Xinjiang

QIANG Guo－min1，WANG Hui2
(1.School of Business，Shihezi University，Shihezi，832000; 2.School of Business，Shandong Jianzhu University，Jinan，250101，China)

Based on the data of the financial poverty relief funds and investment behavior characteristics of farmers，the paper uses econometric model to test the time series variables through regression analysis，vector autoregressive model analysis and Granger causality tests.The results show that there is a positive correlation between the investment behavior of farmers and expenditure of production development and social development in financial poverty relief funds，the elasticity coefficients are 94.9 percent and27.1 percent between them in the lag time of 1 and 2.But there is a negative correlation between the investment behavior of farmers and expenditure of infrastructure in financial poverty relief funds.The results of Granger tests show that there is an interaction relationship between the financial poverty relief funds and investment behavior of farmers，the investment behavior of farmers is the Granger reason of the production development funds in the lag time of 1 and 2，and the social development and infrastructure funds is the Granger reason of investment behavior of farmers.

Xinjiang;financial poverty relief;investment behavior of farmers

F323.9

A

1672－2590(2015)06－0008－05

2015－09－30

教育部人文社會(huì)科學(xué)研究新疆項(xiàng)目(14XJJCZH005);國家社科基金青年項(xiàng)目(15CMZ021)

強(qiáng)國民(1980－)，女，甘肅武威人，石河子大學(xué)商學(xué)院講師.