章 鵬

(安徽財經(jīng)大學金融學院，安徽蚌埠 233030)

近年來，國內(nèi)外眾多學者對財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入的影響進行了系列研究。如Ahmed(1986)通過建立模型y=c+λx，并運用英國的經(jīng)驗資料研究發(fā)現(xiàn):當λ＞0時，財政支農(nóng)支出和農(nóng)民收入增長之間呈替代關系;當λ＜0時，財政支農(nóng)支出和農(nóng)民收入增長之間呈互補關系。［1］劉旦基于VAR模型，采用協(xié)整分析的方法驗證了變量之間的協(xié)整關系，得出結論:農(nóng)民收入與財政支農(nóng)支出呈正相關關系。［2］王敏、潘勇輝通過對中國1981-2005年財政農(nóng)業(yè)投資與農(nóng)民純收入的關系進行協(xié)整分析，得出兩者之間存在長期協(xié)整關系和短期修正關系。［3］康書生、尹成遠、劉振威從1980-2001年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)出發(fā)，得出財政支農(nóng)每增加1%，農(nóng)民人均純收入將增長0．11%的結論。［4］劉振彪通過實證研究發(fā)現(xiàn)，財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入增長具有顯著影響，并提出通過加大財政支農(nóng)力度、優(yōu)化財政農(nóng)業(yè)支出結構等方式來促進農(nóng)民收入增長。［5］吳振鵬、胡艷通過對1991-2010年間我國財政支農(nóng)支出和農(nóng)民收入數(shù)據(jù)的分析研究，認為財政支農(nóng)資金除對農(nóng)民工資性收入影響較小外，對其他類型的收入均有顯著的正向促進作用。［6］

從現(xiàn)有的研究成果來看，大多數(shù)學者基于國家宏觀層面和個別省份的數(shù)據(jù)就財政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入間的關系進行實證研究。而安徽省歷來都是個農(nóng)業(yè)大省，政府財政支農(nóng)支出不僅承擔著促進農(nóng)業(yè)發(fā)展的責任，還承擔著提高農(nóng)民收入的責任。鑒于此，本文以1988-2012年安徽省財政支農(nóng)資金與農(nóng)民收入的數(shù)據(jù)為基礎，對兩者間的關系進行了計量經(jīng)濟分析，并根據(jù)實證分析的結果提出針對性的政策建議。

一、實證分析

安徽省農(nóng)民收入增長中究竟有多少歸因于政府財政支農(nóng)支出，政府支農(nóng)支出是否達到了預期的促進農(nóng)民增收的效果，二者之間的相關系數(shù)是多少，接下來對此進行實證分析。

(一)變量的選取和數(shù)據(jù)處理

1．變量選擇

本文將財政支農(nóng)支出定義為FEA，作為解釋變量;以農(nóng)民人均純收入表示當年農(nóng)民收入水平并代入分析，將農(nóng)民人均純收入定義為FAI，作為被解釋變量，初步建立計量模型:Ln-FAI=β0+ β1LnFEA+ut，進而分析財政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入間是否存在短期或長期的相關關系。其中，財政支農(nóng)資金是指財政支出中直接用于支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)聯(lián)系較為密切的資金。從統(tǒng)計口徑上其可以分為三類:一是大口徑，二是中口徑，三是小口徑。［7］考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文以小口徑的財政支農(nóng)資金為研究對象，小口徑的財政支農(nóng)支出包括支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出、農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費支出三項。2007年《安徽統(tǒng)計年鑒》的統(tǒng)計口徑發(fā)生了變化，2007年及之后年份財政支農(nóng)支出歸總為農(nóng)林水事務支出一項，通過對統(tǒng)計口徑調(diào)整前后的比較發(fā)現(xiàn)，基本上代表了財政支農(nóng)的含義。

2．數(shù)據(jù)處理

本文選取了安徽省1988-2012年的上述各變量的年度數(shù)據(jù)進行實證分析。為了剔除物價因素，財政支農(nóng)支出和農(nóng)村居民人均純收入分別用商品零售價格指數(shù)(以1988年基期)、農(nóng)村居民消費價格指數(shù)(以1988年基期)予以修正。為了克服時間序列中存在的異方差性，得到更好的檢驗效果，對財政支農(nóng)支出和農(nóng)村居民人均純收入均進行對數(shù)化處理，分別記為LnFEA和LnFAI。所有數(shù)據(jù)來源于《安徽統(tǒng)計年鑒》(1989-2013)。本文以下實證分析部分數(shù)據(jù)分析處理軟件為Eviews6．0。

(二)平穩(wěn)性檢驗

如果時間序列數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，對其回歸就會產(chǎn)生偽回歸問題，且變量為同階平穩(wěn)變量更是驗證變量間是否存在協(xié)整關系的前提條件。為防止分析中出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，本文運用ADF(Augmented Dickey-Full)單位根檢驗方法確定各變量的平穩(wěn)性。［8］(P143-155)其中，各變量滯后期的確定均采用AIC原則，ADF檢驗結果如表1所示。

表1 ADF檢驗結果

由表1可知，財政支農(nóng)資金(LnFEA)、農(nóng)民人均純收入(LnFAI)的ADF值均大于各自的臨界值，所以接受原假設，說明這兩個時間序列是非平穩(wěn)的。但是，它們各自的一階差分序列的ADF值均小于對應的臨界值水平，所以拒絕原假設，說明經(jīng)過一階差分處理后的序列都是平穩(wěn)的。

(三)協(xié)整檢驗

協(xié)整的經(jīng)濟意義在于可以說明變量之間存在長期穩(wěn)定均衡的關系。由于LnFEA和Ln-FAI都是一階單整序列，可采用E-G兩步法來分析財政支農(nóng)資金和農(nóng)民人均純收入之間是否存在協(xié)整關系。首先以LnFAI為因變量，Ln-FEA為自變量進行回歸，然后通過檢驗殘差的平穩(wěn)性來判斷變量間是否存在協(xié)整關系。利用OLS法估計回歸模型，結果如下:

LnFAIt=1．859274+0．404935LnFEAt+ut(1)

t=(6．451064)(16．82339)

R2=0．924843 DW=0．765957

查德賓-沃森d檢驗表可知dl=1．29，du=1．45，而DW＜dl說明模型存在明顯的正自相關現(xiàn)象。為了弄清模型具體存在幾階自相關，筆者采用偏自相關系數(shù)檢驗回歸方程的自相關性，檢驗結果見圖1。

圖1 偏自相關性檢驗

由圖1可以看出，模型(1)存在一階序列相關，為了消除自相關性，本文采用廣義差分法消除自相關現(xiàn)象。由回歸方程(1)可得到殘差序列ut，并建立該殘差的一階自回歸方程，回歸結果如下:

ut=0．615733ut-1+et(2)

由回歸方程(2)可得ρ=0．615733，對原模型進行廣義差分，得到廣義差分方程:

LnFAIt-ρLnFAIt-1=β0(1-0．615733)+β1(LnFEAt-ρLnFEAt-1)+ut-ρut-1

運用Eviews6．0對廣義差分方程(3)進行回歸，并令，LnFAI*=LnFAIt-ρLnFAIt-1LnFEAt*=LnFEAt- ρLnFEAt-1，et=ut- ρut-1

可得以下回歸方程:

LnFAI*t=0．881668+0．369081LnFEA*t+et(4)

t=(4．212097)(8．328086)

R2=0．759187DW=1．830008

至此，自相關消除。從以上各項統(tǒng)計指標看，擬合優(yōu)度R2為0．759187，說明模型對樣本數(shù)據(jù)的擬合程度較好，解釋變量系數(shù)的t統(tǒng)計值都是顯著的，回歸結果令人滿意。由差分方程(3)可得:，由

此我們得到最終的回歸方程為:

LnFAI*t=2．294415+0．369081LnFEA*t+et(5)

最后運用ADF檢驗法對模型(5)的殘差序列et進行平穩(wěn)性檢驗，由AIC準則確定滯后階數(shù)，殘差序列的ADF檢驗結果顯示，ADF值小于在各顯著性水平下對應的臨界值，所以拒絕原假設，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，即et～I(0)。進而說明1988-2012年安徽省農(nóng)民人均純收入與財政支農(nóng)資金間存在協(xié)整關系，即財政支農(nóng)支出每提高1個百分點，農(nóng)民人均純收入將會增加0．369081個百分點。

(四)誤差修正模型

模型(5)只描繪了序列LnFAI和序列Ln-FEA間長期穩(wěn)定的均衡關系。為了進一步研究財政支農(nóng)資金與農(nóng)民純收入之間的短期動態(tài)關系，需要借助誤差修正模型來完成。利用模型(5)中穩(wěn)定的殘差序列et作為誤差修正項ecm，建立如下回歸模型:

△LnFAIt=0．056672△LnFEAt+0．674741

△LnFAIt-1-0．536797ecmt-1(6)

模型(6)表明，農(nóng)民純收入的短期波動△LnFAIt，即受財政支農(nóng)資金短期波動△Ln-FEAt的影響，又受上期非均衡誤差ecmt-1的影響。誤差修正項ecm的系數(shù)，又稱短期調(diào)整系數(shù)，反映了變量在短期波動中偏離它的長期穩(wěn)定均衡關系的程度和短期調(diào)整方向。模型(6)中誤差修正項ecm的系數(shù)估計值為負，說明其調(diào)整方向符合誤差修正機制，表明安徽省農(nóng)民人均純收入的短期波動偏離長期均衡時，將會以53．6797%的修正力度將狀態(tài)由非均衡調(diào)拉到均衡。

二、結論與政策建議

(一)結論

1．安徽省財政支農(nóng)支出和農(nóng)民人均純收入之間存在長期協(xié)整關系，說明安徽省財政支農(nóng)支出和農(nóng)民人均純收入間存在著長期均衡關系。安徽省財政支農(nóng)支出的彈性系數(shù)為0．369081，即安徽省財政支農(nóng)支出水平每提高1個百分點，農(nóng)民人均純收入將會增加0．369081個百分點。

2．誤差修正模型說明安徽省農(nóng)民人均純收入的實際水平與長期均衡值偏差中的53．6797%將會被正向修正，即安徽省農(nóng)民人均純收入的短期波動偏離長期均衡時，以53．6797%的修正力度由非均衡調(diào)拉到均衡。

3．從模型分析可以看出，農(nóng)民純收入存在一定的累積效應，也就是說農(nóng)民人均純收入的增加不僅受到財政支農(nóng)資金的影響，也受到上一期收入的影響，在安徽省尤為顯著。農(nóng)民上一期人均純收入每變動1%，本期人均純收入將會同向變動0．674741%。但農(nóng)民收入本期的增加和上一期的增加在很大程度上還是歸結于財政支農(nóng)支出的增加，所以不能忽視財政支農(nóng)支出對農(nóng)民人均純收入增加的促進作用。

(二)政策建議

為進一步增加安徽省農(nóng)民收入，改善農(nóng)民的生活水平，提出以下幾點建議:

1．積極發(fā)展農(nóng)村金融市場，放寬對農(nóng)民貸款的限制條件，以提高農(nóng)村金融對農(nóng)民增收的貢獻。短期來看，農(nóng)民人均純收入關于財政支農(nóng)支出的長期彈性只有0．056672，即財政支農(nóng)資金每提高1%，農(nóng)民人均純收入只會增加0．056672%，所以農(nóng)民增收決不能僅僅依靠政府財政支農(nóng)的扶持，在很大程度上還得依靠農(nóng)民自身。農(nóng)民收入的主要來源是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性收入以及外出打工自主創(chuàng)業(yè)收入，但在農(nóng)村，農(nóng)民想要獲得貸款資金的支持很難。因此，必須積極發(fā)展農(nóng)村金融市場，促進農(nóng)村金融體系的適應性改革，使銀行等金融機構在以政府為導向和國家宏觀經(jīng)濟政策的指揮下，放寬對農(nóng)民貸款的限制，適度增加對農(nóng)民農(nóng)業(yè)貸款的規(guī)模對于那些有條件的農(nóng)民，也要相應的增加用于自主創(chuàng)業(yè)的小額貸款的規(guī)模。

2．加大財政支農(nóng)支出力度，完善財政支農(nóng)資金的穩(wěn)定增長機制。從長期看，農(nóng)民人均純收入對財政支農(nóng)支出的長期彈性達到0．369081，兩者間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，所以加大財政支農(nóng)力度有利于增加農(nóng)民收入。因此，安徽省應進一步加大對財政支農(nóng)支出的力度，堅定政府在財政支農(nóng)支出上的決心。同時要建立并完善財政支農(nóng)穩(wěn)定增長機制，使財政支農(nóng)支出對農(nóng)民人均純收入的增加效應具有長效性、穩(wěn)定性，以充分發(fā)揮財政支農(nóng)資金對增加農(nóng)民收入的推動作用。［8］(P143-155)

3．調(diào)整和優(yōu)化財政支農(nóng)支出結構，提高資金的使用效率。政府財政支農(nóng)資金可以通過多種支出項目直接或間接地產(chǎn)生農(nóng)民收入的增加效應，但不同支農(nóng)支出項目所產(chǎn)生的效應卻有高低之分。［9］因此，要積極調(diào)整和優(yōu)化財政支農(nóng)支出結構，加大對農(nóng)民增收效應明顯的項目的支出，從而優(yōu)化資金配置，提高資金的使用效率，如支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、對農(nóng)民的直接補貼等農(nóng)民直接受益的項目。［10］

4．加強對財政支農(nóng)資金使用的監(jiān)督和管理。對于財政支農(nóng)資金要建立專項財政賬戶，由財政部門統(tǒng)一管理，統(tǒng)一撥付。各級財政部門要依據(jù)財政預算和申報的項目合理編排項目支出規(guī)劃，按規(guī)劃來安排使用資金，防止出現(xiàn)重復支出項目。各級財政部門要遵循“事前預算、事中控制、事后審計”的原則，定期向上級主管部門匯報或者通過其他途徑向社會公眾發(fā)布公告，保證財政支農(nóng)資金真正做到在“陽光”下使用，切實發(fā)揮財政支農(nóng)資金促進農(nóng)民人均收入增加的積極作用。

［1］Shaghil Ahmed．Temporary and permanent government spending in an open economy［J］．Journal of Monetary Economics，1986，(17)．

［2］劉旦．財政支農(nóng)結構與農(nóng)民收入增長的關系［J］．北方經(jīng)濟，2006，(3)．

［3］王敏，潘勇輝．財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)民純收入關系研究［J］．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2007，(5)．

［4］康書生，等．財政金融政策對農(nóng)民收入績效的實證研究［J］．中央財經(jīng)大學學報，2010，(6)．

［5］劉振彪．我國財政支農(nóng)支出促進農(nóng)民收入增長的實證分析［J］．財經(jīng)理論與實踐，2011，(3)．

［6］吳振鵬．財政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入關系的實證研究［J］．江漢論壇，2013，(1)．

［7］李方，朱靖娟．試論我國財政支農(nóng)支出口徑的調(diào)整［J］．南京農(nóng)業(yè)大學學報，2007，(3)．

［8］易丹輝．數(shù)據(jù)分析與 EVIEWS應用［M］．北京:中國統(tǒng)計出版社，2008．

［9］費威．我國農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全與流通——基于國內(nèi)研究的評述［J］．大連大學學報，2014，(2)．

［10］劉玉川．財政支農(nóng)與我國農(nóng)民收入關系實證研究［J］．財會研究，2010，(22)．