郭永清 徐云帆

(上海海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，上海 201306)

1 理論假設(shè)與模型選擇

1.1 理論分析與假設(shè)

財(cái)政支出是影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的重要原因。財(cái)政支出通過(guò)提高農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門的全要素生產(chǎn)率，從而導(dǎo)致勞動(dòng)力在不同部門之間流動(dòng)，農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)效率提高，生產(chǎn)既定數(shù)量農(nóng)產(chǎn)品對(duì)勞動(dòng)力的需求量減少，勞動(dòng)力由農(nóng)業(yè)部門流向非農(nóng)業(yè)部門；財(cái)政支出會(huì)影響農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門勞動(dòng)力的邊際生產(chǎn)率，從而影響不同部門勞動(dòng)力的工資，進(jìn)而引起勞動(dòng)力在農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門之間的流動(dòng)。財(cái)政支出通過(guò)影響微觀層面上產(chǎn)品、服務(wù)和生產(chǎn)要素的相對(duì)價(jià)格結(jié)構(gòu)，使經(jīng)濟(jì)體中資源得到重新配置。得到支持的部門產(chǎn)出水平會(huì)提升，而未得到支持的部門產(chǎn)出水平則會(huì)下降。部門之間產(chǎn)出份額的相對(duì)變化加總到產(chǎn)業(yè)層面上，即表現(xiàn)為結(jié)構(gòu)變動(dòng)。

根據(jù)以上分析，提出假設(shè)：

H1：財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化存在長(zhǎng)期關(guān)聯(lián)；

H2：財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化有正向的影響。

1.2 定量分析模型選取

研究運(yùn)用了多個(gè)指標(biāo)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性不能夠得到保證。研究非平穩(wěn)變量間的定量關(guān)系，可用協(xié)整及建立在協(xié)整關(guān)系基礎(chǔ)上的誤差修正模型(ECM)。ECM由自回歸分布滯后模型(ADL)變換而來(lái)，ADL模型可改成多種形式，不影響模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)的解釋能力，也不會(huì)改變回歸參數(shù)的最小二乘法(OLS)估計(jì)值。ADL 模型的一般形式是：

(1)

εt～iid (0,σ2)

其中：xjt-i，j=1，2，…，p，是外生變量，p表示外生變量個(gè)數(shù)，通常p=1，2，3；m和n分別表示yt和xjt的最大滯后期。

ADL模型可變換成ECM形式，以一階為例：

yt=α1yt-1+β1xt+β2xt-1+εt

(2)

εt～iid (0,σ2), |α1|<0

對(duì)式(2)兩邊同時(shí)減去yt-1，再在右邊加減β0xt-1，整理后得：

Δyt=α0+β0xt+(α1-1)yt-1+(β0+β1)xt-1+εt

(3)

在式(3)右側(cè)同時(shí)加減(α1-1)xt-1，整理后得：

(4)

2 樣本選取與整理

2.1 指標(biāo)選擇及數(shù)據(jù)來(lái)源

財(cái)政支農(nóng)多指國(guó)家通過(guò)財(cái)政政策對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、流通和貿(mào)易等環(huán)節(jié)，給予農(nóng)業(yè)部門的轉(zhuǎn)移支付。從財(cái)政部門的實(shí)際情況來(lái)看，我國(guó)財(cái)政支農(nóng)范圍有大、中、小三個(gè)口徑。基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選用各級(jí)財(cái)政落實(shí)我國(guó)《農(nóng)業(yè)法》的口徑，該口徑范圍較小，具體包括支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出、農(nóng)業(yè)綜合開(kāi)發(fā)支出和農(nóng)林水氣等部門事業(yè)費(fèi)支出，不包括給予農(nóng)民的各項(xiàng)直接補(bǔ)貼。

本文中財(cái)政支農(nóng)(CZZN)2000—2002年數(shù)據(jù)由科技三項(xiàng)費(fèi)用、支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)業(yè)綜合開(kāi)發(fā)支出、農(nóng)林水氣等部門事業(yè)費(fèi)四項(xiàng)加總得來(lái)，2003—2006年數(shù)據(jù)由科技三項(xiàng)費(fèi)用、農(nóng)業(yè)支出、林業(yè)支出、水利和氣象支出四項(xiàng)加總得來(lái)，2007—2014年為農(nóng)林水事務(wù)支出。

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化僅用第一產(chǎn)業(yè)比重的下降和二、三產(chǎn)業(yè)比重的上升來(lái)描述，還不夠全面。根據(jù)對(duì)以往相關(guān)研究的整理，本文共選取六項(xiàng)微觀指標(biāo)衡量農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化(NYJG)：農(nóng)村居民家庭人均經(jīng)營(yíng)性純收，農(nóng)村就業(yè)人員中從事非農(nóng)比重，非糧食作物播種面積占農(nóng)作物總播種面積比重，林牧漁業(yè)總產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁比重，農(nóng)林牧漁增加值中非農(nóng)業(yè)增加值，農(nóng)產(chǎn)品出口額占總出口額比重。

其中，農(nóng)村居民家庭人均經(jīng)營(yíng)性純收反映農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效果，農(nóng)村就業(yè)人員中從事非農(nóng)比重反映農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整資源配置效應(yīng)，非糧食作物播種面積占農(nóng)作物總播種面積比重、林牧漁業(yè)總產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁比重、農(nóng)林牧漁增加值中非農(nóng)業(yè)增加值和農(nóng)產(chǎn)品出口額占總出口額比重為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)需求效應(yīng)的測(cè)度指標(biāo)。

研究樣本區(qū)間為2000—2014年，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒(2001—2015年)》。

2.2 指標(biāo)無(wú)量綱化

由于評(píng)價(jià)指標(biāo)有不同的量綱，為避免由于量綱的差異而影響評(píng)價(jià)的客觀性，故采用統(tǒng)計(jì)學(xué)中標(biāo)準(zhǔn)化處理方法，基本公式如下：

2.3 原始數(shù)據(jù)濃縮

采用因子分析方法分別對(duì)衡量農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的6個(gè)指標(biāo)做數(shù)據(jù)濃縮處理。SPSS 17.0輸出結(jié)果如表1所示，從6個(gè)實(shí)際變量中抽取出2個(gè)因子提供的累積方差占總方差的 91.263%，說(shuō)明可以用2個(gè)新變量來(lái)代替原來(lái)的6個(gè)變量，分別定義為 F1、F2。主因子 F綜合得分是用 F1、F2和 F3 3個(gè)因子加權(quán)平均得到，權(quán)重由方差得到，計(jì)算公式如下:

表1 農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化因子分析總的解釋方差

2.4 樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)

2000—2014年，安徽省農(nóng)業(yè)財(cái)政支農(nóng)力度逐年增加。其中，2000—2005年增長(zhǎng)較平緩，總增幅為131.4%。2008年后增長(zhǎng)較快，其中2008—2009年漲幅最大，達(dá)到89.6%。以2007年為分界點(diǎn)，2000—2007年總漲幅為402.7%，2007—2014年總漲幅為385.6%。

圖1 安徽省財(cái)政支農(nóng)力度趨勢(shì)

2000—2014年，安徽省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了重大改變。農(nóng)林牧漁增加值中非農(nóng)業(yè)增加值占比從2000年的41.31%上升到2014年的47.34%，總產(chǎn)值占比從44.6%增加到49.8%，種植業(yè)所占比重下降，牧漁業(yè)份額上升。糧食產(chǎn)量穩(wěn)步提高，非糧食作物播種面積占農(nóng)作物總播種面積的比重從33.88%降至25.9%。農(nóng)村就業(yè)人員中從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)人員的比重由2000年的28.45%大幅上升至2014年的54%，農(nóng)村居民家庭人均經(jīng)營(yíng)性純收入從1298.4元增加到3937.9元，增加幅度為203.3%。農(nóng)產(chǎn)品出口中，加工產(chǎn)品出口量所占比重逐漸上升，從24%增至44.28%。

圖2 安徽省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演化趨勢(shì)

安徽省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)雖然得到顯著改善，但還存在不少問(wèn)題：一是農(nóng)林牧漁的結(jié)構(gòu)不盡合理，優(yōu)勢(shì)不突出。盡管安徽省在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整中始終把降低種植業(yè)比重、提高林牧漁業(yè)的比重作為調(diào)整方向，狹義農(nóng)業(yè)即種植業(yè)比重下降，但是種植業(yè)占主導(dǎo)地位的格局依然沒(méi)有改變，且近年來(lái)下降的趨勢(shì)放緩，畜牧業(yè)、漁業(yè)、副業(yè)在四業(yè)中所占的比重仍然不高。二是農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展落后。三是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化水平低。四是有些農(nóng)產(chǎn)品種植規(guī)模大起大落，谷賤傷農(nóng)、菜賤傷農(nóng)等問(wèn)題時(shí)有發(fā)生，沒(méi)有從根本上得以解決。

經(jīng)加權(quán)計(jì)算后得出的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化綜合得分呈長(zhǎng)期增長(zhǎng)、短期波動(dòng)的趨勢(shì)。出現(xiàn)這種波動(dòng)是因?yàn)椋x取的指標(biāo)中包含農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)供求狀況的測(cè)度指標(biāo)，而供求受到市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)周期性波動(dòng)的影響。

圖3 農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化綜合得分趨勢(shì)

從長(zhǎng)期趨勢(shì)來(lái)看，財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化均呈現(xiàn)上升曲線。

3 實(shí)證研究

3.1 協(xié)整回歸分析

①單位根的檢驗(yàn)。對(duì)變量數(shù)據(jù)序列CZZN、NYJG進(jìn)行ADF單位根的檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表2。序列ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值大于5%的臨界值，說(shuō)明變量都存在單位根，接受原假設(shè)，變量一階差分進(jìn)的單位根檢驗(yàn)得出在5%的顯著性水平上，拒絕原假設(shè)，因此變量序列都是一階單整 I(1)序列，這說(shuō)明CZZN與NYJG之間具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

表2 時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

注: 檢驗(yàn)形式t、c、k 表示單位檢驗(yàn)方程包括時(shí)間趨勢(shì)、常數(shù)項(xiàng)和滯后階數(shù)；加入滯后變量是為了使殘差項(xiàng)成為白噪聲；滯后期數(shù)K 的選取由AIC 準(zhǔn)則確定。

需要先做KMO法與巴特利特法檢驗(yàn)，限于篇幅這里略去該分析過(guò)程。

采用方差最大正交旋轉(zhuǎn)法，經(jīng)過(guò)5次旋轉(zhuǎn)得到旋轉(zhuǎn)后主因子的特征值和貢獻(xiàn)率以及主因子負(fù)荷矩陣。這里略去分析過(guò)程。

②協(xié)整檢驗(yàn)。采用 EG 兩步法檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整性，用 OLS 方法先對(duì)變量進(jìn)行回歸分析，建立協(xié)整方程:

NYJG= 2.63E-07+0.678969CZZN+resid01

(4)

(3.96E-06) (9.87)

R2=0.88D.W.=1.47F=97.5

根據(jù)回歸方程求得殘差:resid01=Y-0.678969X

為了證明序列的平穩(wěn)性，接著對(duì)方程殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)(見(jiàn)表3)。ADF值都小于5%的臨界值，且D.W.接近2，殘差項(xiàng)在5%的顯著性水平上平穩(wěn)，不存在單位根，可確定resid01是平穩(wěn)序列，即resid01～ I(0)表明CZZN與NYJG之間存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整向量為(1，0.678969)。

表3 殘差單位根檢驗(yàn)

由表3可以看出殘差序列是平穩(wěn)的，證明變量間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

由協(xié)整方程(4)的系數(shù)可以看出，財(cái)政支農(nóng)每增加1 %，將會(huì)引起農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化0.679%。安徽省財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間是正向的關(guān)系，而且在統(tǒng)計(jì)上顯著通過(guò)檢驗(yàn)，長(zhǎng)期來(lái)說(shuō)財(cái)政支持對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的支撐作用是存在的。

3.2 ECM 模型

雖然之間存在協(xié)整關(guān)系，但從短期看，可能會(huì)出現(xiàn)失衡，為了增強(qiáng)模型的精度，可以把協(xié)整回歸(2)式中的誤差項(xiàng)看作均衡誤差，通過(guò)建立誤差修正模型(ECM)把消費(fèi)支出的短期行為與長(zhǎng)期變化聯(lián)系起來(lái)。誤差修正模型的結(jié)構(gòu)如下：

ΔNYJG=α+βΔCZZN+γet- 1+εt

(5)

其中，ΔNYJG和ΔCZZN分別代表NYJG與CZZN的差分序列。最終得到誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果:

DY=0.343232+0.517499DX-0.463165DX(-1)-0.714202DX(-2)+0.111655DY(-1)-1.208534E(-1)

(6)

R2=0.61D.W.=1.85

括號(hào)里的t檢驗(yàn)值具有95%的可靠性，誤差修正項(xiàng)P值為0.0393<0.05，通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。誤差修正系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，這反映NYJG受CZZN水平影響的短期波動(dòng)規(guī)律。其中，D.W.接近2，故不存在自相關(guān)，R2= 0.61，說(shuō)明NYJG的61%可以通過(guò)CZZN的整合措施變動(dòng)來(lái)解釋。

誤差修正模型的結(jié)果反映了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化受財(cái)政支農(nóng)水平影響的短期波動(dòng)規(guī)律。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的短期變動(dòng)可以分為兩部分：一部分是短期財(cái)政支農(nóng)的影響，一部分是偏離長(zhǎng)期均衡的影響。

差分項(xiàng)反映了短期波動(dòng)的影響。當(dāng)期財(cái)政支農(nóng)對(duì)于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化是正向影響，ecm方程(6)顯示農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)于財(cái)政支農(nóng)的短期彈性為0.52，即在短期內(nèi)，財(cái)政支農(nóng)每增加1%，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化0.52%。滯后一期和滯后二期的財(cái)政支農(nóng)影響則是負(fù)向的，并且影響力度大于前者。

誤差修正項(xiàng)系數(shù)表明長(zhǎng)期均衡機(jī)制，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化還受到上一期對(duì)長(zhǎng)期趨勢(shì)偏離程度的影響。從系數(shù)估計(jì)值(-1.21)來(lái)看，財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化影響的短期波動(dòng)向長(zhǎng)期波動(dòng)均衡調(diào)整力度為1.208534。當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以(-1.21)的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。其意義為，當(dāng)t-1期農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的值高于與t-1期財(cái)政支農(nóng)相對(duì)應(yīng)的均衡點(diǎn)的值時(shí)，即t- 1期的非均衡誤差為正值時(shí)，由于誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，必然對(duì)t期農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化差分序列的值有反向調(diào)整的作用，從而導(dǎo)致t期的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化值回落。同理，t-1期農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的值低于均衡點(diǎn)時(shí)，將導(dǎo)致t期農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的值增大。

4 結(jié)論與建議

本文分析了安徽省財(cái)政支農(nóng)和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)十五年來(lái)的變遷，并通過(guò)建立協(xié)整-誤差修正模型研究了財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響。綜合統(tǒng)計(jì)分析和實(shí)證研究的結(jié)果，本文認(rèn)為：1. 安徽省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度仍然較低，且近年來(lái)有放緩的趨勢(shì)；2.財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化存在長(zhǎng)期關(guān)聯(lián)性；3.財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化有一定的正向作用；4. 農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化還受到上一期對(duì)長(zhǎng)期趨勢(shì)偏離程度的影響。

基于以上結(jié)論，為促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，推進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化發(fā)展，本文從財(cái)政支農(nóng)角度提出如下建議：1.加大對(duì)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的投入，改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境；2.加大的農(nóng)業(yè)科技投入，鼓勵(lì)技術(shù)創(chuàng)新，提高農(nóng)產(chǎn)品的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力和附加值；3.加大對(duì)農(nóng)村社會(huì)化服務(wù)體系建設(shè)的投入與支持力度；4大力發(fā)展農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)，提高農(nóng)產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力，重視農(nóng)產(chǎn)品品牌建設(shè)和宣傳推廣。