趙璐璐

?

河南省財(cái)政農(nóng)業(yè)投入與產(chǎn)出關(guān)系的實(shí)證分析

趙璐璐

摘要：財(cái)政支出是政府促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展的必要手段，農(nóng)業(yè)作為維系國(guó)民經(jīng)濟(jì)社的基礎(chǔ)性行業(yè)，而河南省作為傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)大省，因此本文針對(duì)河南省農(nóng)業(yè)的財(cái)政支持，分析河南省財(cái)政農(nóng)業(yè)投資和產(chǎn)出之間的實(shí)證關(guān)系，主要采用J協(xié)整檢驗(yàn)、建立雙變量回歸模型來探討河南省財(cái)政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的長(zhǎng)期及短期的影響。

關(guān)鍵詞：財(cái)政農(nóng)業(yè)支出； 農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加； 協(xié)整檢驗(yàn)； 雙回歸模型

一、引言

2004年起，國(guó)家出臺(tái)了多項(xiàng)強(qiáng)調(diào)“三農(nóng)”問題的 “一號(hào)文件”，強(qiáng)調(diào)農(nóng)業(yè)發(fā)展的“四靠措施”，財(cái)政支持排在首位。農(nóng)業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)性行業(yè)，吸引市場(chǎng)投資能力相對(duì)較小，依靠市場(chǎng)機(jī)制難以維持農(nóng)業(yè)的良好發(fā)展，農(nóng)業(yè)發(fā)展不足成為制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重大問題。因此，農(nóng)業(yè)的發(fā)展必須依靠政府的支持而非市場(chǎng)來保證農(nóng)業(yè)良好發(fā)展，政府將財(cái)政資金用于農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，以達(dá)到促進(jìn)和扶持農(nóng)業(yè)的目的。

目前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)階段，在經(jīng)濟(jì)放緩的背景下，繼續(xù)加強(qiáng)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)地位、促進(jìn)農(nóng)民收入是亟待解決的重大課題。2010—2015年在中央“一號(hào)文件”糧食安全始終是我國(guó)重點(diǎn)，確保我國(guó)糧食安全，保障主要農(nóng)產(chǎn)品的有效供給，是發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的重任，中央政府始終把“三農(nóng)”問題作為全部工作的重要前提，進(jìn)一步推動(dòng)農(nóng)業(yè)的發(fā)展。

劉宏杰、李素娜等(2009)研究河北省財(cái)政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的關(guān)系，表明在短期內(nèi)財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的促進(jìn)作用并不大； Barro(1990)構(gòu)建了財(cái)政支農(nóng)支出的農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)模型,認(rèn)為財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)影響遵循倒“U”模式,因此存在一個(gè)最優(yōu)的財(cái)政支農(nóng)支出。Russek 和 Miller(1997)對(duì) 39 個(gè)國(guó)家 1975-1984 年度數(shù)據(jù)建立面板數(shù)據(jù)模型，分析得出政府財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系中占有決定性位置。

河南是我國(guó)農(nóng)業(yè)、糧食大省,在農(nóng)業(yè)中占有重要地位，本文以河南為例，其研究結(jié)論及策略措施也會(huì)對(duì)其他地區(qū)甚至對(duì)全國(guó)都具有一定的借鑒和指導(dǎo)。

二、研究方法

由于已經(jīng)有大量的理論分析，本文只在理論上稍作概述，主要采用實(shí)證分析法，通過eviews軟件建立雙變量回歸模型進(jìn)行分析，運(yùn)用J協(xié)整檢驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證，來探討河南省財(cái)政投資河農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的關(guān)系。

三、實(shí)證分析

(一)單位根檢驗(yàn)。為排除由于單位根的存在而導(dǎo)致的偽回歸的出現(xiàn)，我們首先對(duì)河南省財(cái)政投資與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析(檢驗(yàn)結(jié)果的ADF取值在5%的置信水平下)。采用ADF檢驗(yàn)結(jié)果如下：

變量ADF檢驗(yàn)值檢驗(yàn)類型(c,t,p)臨界值1%5%10%結(jié)論X-0.888711(c,0,3)-3.959-3.081-2.681非平穩(wěn)DX-3.448904(c,0,3)-4.004-3.099-2.690平穩(wěn)Y1.60399(c,0,3)-3.920-3.0656-2.673非平穩(wěn)DY-5.720728(c,0,3)-4.004-3.099-2.690平穩(wěn)

注：檢驗(yàn)類型(c，t，p)c為常數(shù)項(xiàng)，t為趨勢(shì)項(xiàng)，p為滯后階數(shù)，D為變量系數(shù)的二階差分

由檢驗(yàn)結(jié)果知：各變量原始序列的ADF值在5%顯著性水平時(shí)都不顯著，表明各變量原始序列在5%顯著性水平下存在單位根。二階差分后，在5%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設(shè)，即各變量都是二階單整序列，因此可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)分析。

(二)模型的建立。本文擬采用雙變量回歸模型，把河南省財(cái)政農(nóng)業(yè)投資為解釋變量(x)，河南省農(nóng)業(yè)產(chǎn)出為被解釋變量(y)，其他因素我們暫不考慮對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響。通過對(duì)兩者建立模型我們得出兩者明顯有一元回歸模型，因此建立等式Y(jié)=ax+c

我們通過Eviews軟件進(jìn)行多元線性回歸檢驗(yàn)，其回歸方程如下

Y=36.80x+848t=(0)R2=0.9827R2修正=0.9815F=852.31DW=1.858

由回歸方程得知，模型的擬合度高達(dá)98.27%，擬合度非常好，又因?yàn)镕=852.31表明模型非常顯著性水平很好，DW=1.858存在正的自先關(guān)性。

結(jié)果顯示，在以河南省財(cái)政投資為X，河南省農(nóng)業(yè)產(chǎn)出為Y建立雙變量回歸模型，兩者之間具有高度正相關(guān)性，因此財(cái)政投入極大影響著農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。但是短期內(nèi)存在這樣關(guān)系，但長(zhǎng)期未可得知，因此有必要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)以求驗(yàn)證。

(三)協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)有EG檢驗(yàn)和JJ檢驗(yàn)。本文采用J協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)河南省財(cái)政投資和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出進(jìn)行一元非平穩(wěn)檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表所示，根據(jù)結(jié)果可以判定河南省財(cái)政農(nóng)業(yè)投資和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)之間存在著協(xié)整關(guān)系，即河南省財(cái)政農(nóng)業(yè)投資與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

(四)格蘭杰因果檢驗(yàn)。河南財(cái)政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的長(zhǎng)期關(guān)系是否具有雙向關(guān)系,需要進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。已知財(cái)政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出存在二階單整序列且具有協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系表明財(cái)政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間存在因果關(guān)系,但沒有指明存在何種因果關(guān)系。于是我們需進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果如下：

原假設(shè)樣本數(shù)F統(tǒng)計(jì)量PXdoesnotGrangercausey154.851310.0337YdoesnotGrangercauseX150.097320.9081

結(jié)果顯示，在5%的置信水平下，財(cái)政農(nóng)業(yè)投資與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出并沒有雙向關(guān)系，p=0.0337概率太小，因此我們拒絕原假設(shè)，即x是y的格蘭杰原因。對(duì)于y對(duì)x而言，p=0.9081，因此原假設(shè)成立，y不是x的格蘭杰原因。通過兩項(xiàng)結(jié)果相比較，可得財(cái)政農(nóng)業(yè)支出影響著y，并沒有雙向影響關(guān)系。

四、實(shí)證結(jié)論

1、通過實(shí)證結(jié)果得知，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出雖然是非平穩(wěn)序列，但是從長(zhǎng)期結(jié)果得知，具有明顯的穩(wěn)定性，即財(cái)政農(nóng)業(yè)投入極大影響著農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。

2、我們通過Eviews模型知，短期內(nèi)財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)投資效果比較小，其原因可能使財(cái)政效果不能夠立竿見影顯現(xiàn)出效果，它對(duì)產(chǎn)出的影響需要一定的作用時(shí)間。

3、無論是從短期來看，還是在長(zhǎng)期的角度而言，財(cái)政農(nóng)業(yè)投資都影響著農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，只是短期作用并不如長(zhǎng)期那么明顯，這是部分原因由于財(cái)政效果的滯后性引起的，長(zhǎng)期來言，財(cái)政農(nóng)業(yè)投資具有較強(qiáng)的影響作用。(作者單位：河南工業(yè)大學(xué))

參考文獻(xiàn)：

[1]陳燦煌. 財(cái)政支農(nóng)支出總量及結(jié)構(gòu)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系——基于1980—2005年中國(guó)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)與金融.2009.[12]

[2]劉宏杰,李素娜.中國(guó)財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民收入之間的經(jīng)驗(yàn)研究——基于向量自回歸模型的經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析[J]. 青島科技大學(xué)學(xué)報(bào). 2009[04]

[3]Barro R.J. Government Spending in a simple Model of Endogenous Growth[J].JomalofPolitical Economy.1990[05]

[4]Miller,StephenM.,Russek,etal. Fiscal Structures and Economic Growth:Internati onEvidence[J]. Economic Inquiry. 1997[03]

作者簡(jiǎn)介：趙璐璐(1991-)，男，漢，許昌人，河南工業(yè)大學(xué)在讀研究生，應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)。