本文關(guān)鍵詞：財政支農(nóng)對江西農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的實證研究——基于協(xié)整檢驗與誤差修正模型，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

三農(nóng)

財政支農(nóng)對江西農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的實證研究——基于協(xié)整檢驗與誤差修正模型

系數(shù)，、e為誤差項。

2數(shù)據(jù)來源。本文數(shù)據(jù)主要來源于江西各年統(tǒng)計 . 第一產(chǎn)業(yè)G P以當(dāng)年價 D{格】 —-一財政支農(nóng)支出似當(dāng)年價格l 第一產(chǎn)業(yè)G H以2 7年 D 98價格為基準(zhǔn)) —喳一財政支農(nóng)支出f 9 8以1 7年價格為基準(zhǔn)) ~

年鑒。為消除價格變動的影響，所有數(shù)據(jù)均以 17 98年物價水平為基準(zhǔn)，根據(jù)各年商品零售價格指數(shù)對數(shù) 據(jù)進(jìn)行調(diào)整 (

9 8 10,所有變量單位均為萬元。 17= 0 )

一

3平穩(wěn)性檢驗。由于大多數(shù)時間序列變量是非平 .穩(wěn)的，如進(jìn)行回歸分析將導(dǎo)致偽回歸，得到錯誤結(jié)論，故需對其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，以確定是否可采用協(xié)整分析。根據(jù)變量變化趨勢，本文采用含截距項和趨勢項的 A F單位根檢驗方法檢驗時間序列變量的平穩(wěn) D性，【檢驗?zāi)Ｐ蜑椋?Ay=+ t Olt+/卜+/ t+…+ tc T+ r i O2 Y y l O3 AY 2 L…+ — -

圖 1 1 7— 0 8年江西第一產(chǎn)業(yè) GDP和財政支農(nóng)支出變化情況 98 2 0 (單位：億元) 數(shù)據(jù)來源：2 0— 0 9年江西統(tǒng)計年鑒。 00 20

.

八

.

—1 I +8

’’

y

.

其中A, y表示變量一階差分，為白噪聲。具體 檢驗結(jié)果見表 I: 表 1 AD F單位根檢驗結(jié)果 變量 ly I l△, ly l l n

I1 1￣ I z l 78 9gJ y, 4 I O I 19 1 z 1 94 l 鄴" 90 w 9

1 5 w zL J^u 2U; t2

J U4

^J刪 b

圖 2 1 7— 0 8年江西財政支農(nóng)支出占財政總支出的比重 ( 9820%)數(shù)據(jù)來源：20— 0 9年江西統(tǒng)計年鑒。 00 20

檢驗形式 A F統(tǒng)計量臨界值 (%) D 5 (, K) c T。 ( T I c,, ) ( 00 C,, ) ( T 1 C,。 ) ( 00 C,, ) ( T0 C,, )

A c值 I - . 64 2 O l8 6— . 0 5 2 48 1 7 - . 97 09 9 9 2 - .15 4 07 4 0 - . 90 O4 7 0 8

結(jié)論不平穩(wěn)平穩(wěn) 不平穩(wěn)平穩(wěn)不平穩(wěn)

一. 22 1 O54 6 -. 49 8 2 19 7 - . 30 O9 2 7 4 - . 80 5 654 0 _ . 77 09 5 5 0

— . 3 35 1 7 - . 6 265 9 - . 3 371 5 - 96 2 65 - . 7 3 60 5

三、財政支農(nóng)對江西農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的實證分析 1模型的建立。本文主要研究財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)經(jīng) .

An l‰ l n一

濟(jì)的增長效應(yīng)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)、財政支農(nóng)采用第一產(chǎn)業(yè) G P D、財政支農(nóng)支出兩個指標(biāo)度量，分別以變量 Y 、 )表示。為考察財政支農(nóng)支出結(jié)構(gòu)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的 ( n 效應(yīng)，分別以 x、X、x、)、x

表示財政支農(nóng)支出。:,【 4

An . l l n X2 An2 l X l 3 n X

( 00 c,, ) ( T 1 C,, ) ( 0O c,, ) ( T. ) C. 0

- . 1 1 -2 60 46 - . 4 1 05 9 4 8 - . 2 l 5 050 5 - . 72 1 957 7

—. 6 2 65 9 - . 3 371 5— 96 2 65 - . 7 3 60 5

- . O3 0 29 1 3 - . 6 1 0 O l3 8 - . 35 0 587 6 13 3 l _o 39

平穩(wěn)不平穩(wěn)平穩(wěn) 不平穩(wěn)

結(jié)構(gòu)中的支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)林水利氣象等部門事 業(yè)費、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、科技三項費、其它支出。 由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關(guān)系，為減少異方差的影響，使變量趨勢線性化，對 Y、X、。 x、X、x、X、X取自然對數(shù)，分別以 lY n o 2 3 4 5 n、IX、 lX、l 2 n 3 n 4 n 5 n 1 n、l、Ix、lX表示。 X X

△r l L l4 n X An‘ l X h j Ar I

( 0 0 C,。 ) ( T, ) c, 0 ( 00 c,, ) ( T, ) C, 0 ( 0, ) c, 1

- . 13 -6 22 45一 . l2 1 958 6一 306 51 2 0 一 3 0 6 l 37 0 - . 85 4o 6 6 6

— 65 29 6 — . 7 3 60 5— . 6 29 5 6— . 3 371 5 - . o 29 5 7

1 0 27 . 68 4 0 54 3 . 70 7 0 883 . 92 8— -l8 3 00 12 - . 00 00 8 7 5

平穩(wěn)不平穩(wěn)平穩(wěn)不平穩(wěn)平穩(wěn)

注：檢驗形式中的 ( c,T,l) (,C表示常數(shù)項，T表示趨勢

項，K表示滯后階數(shù)項，表示無，滯后階數(shù)確定采用 AC準(zhǔn)則。 0 I

由于從 20 0 3年起，江西統(tǒng)計年鑒將農(nóng)林水利氣 象等部門事業(yè)費并入支援農(nóng)村生產(chǎn)支出中，為保持?jǐn)?shù)

由表 1中可看出 lY與 l l n 2 n 3 n( n n、l、lX、I)、 X X 4 l 5 n在%顯著水平上不平穩(wěn)，而其一階差分序列均 X平穩(wěn)，均為 I()序列。 1 4協(xié)整檢驗。兩變量的協(xié)整檢驗通常采用 E g— . nl e Ga gr r e兩步法，兩個以上變量之間的協(xié)整檢驗多采用 n

據(jù)的連續(xù)性，便于比較和實證分析，本文將 2 0 0 3年以來支援農(nóng)村生產(chǎn)支出中

包含的農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費剔除出來，仍舊納入農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費項目中。為分別驗證財政支農(nóng)支出及支出結(jié)構(gòu)對農(nóng) 業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長效應(yīng)，本文構(gòu)建了財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)

Jhne極大似然法進(jìn)行檢驗。故用兩步法對 l o asn[ 6 3 n Y與 l (進(jìn)行協(xié)整檢驗；lY與 lX、lX、l 3 n【 no ) n n l n 2 n、I 4 X )、

經(jīng)濟(jì)的增長效應(yīng)及財政支農(nóng)支出結(jié)構(gòu)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長效應(yīng)兩個數(shù)學(xué)模型，分別用 ()和 ()表示。 1 2 I l l Q n= y c () 1

l n則采用 Jhne極大似然法進(jìn)行檢驗。 X oa sn ()l 1 n Y與 lx協(xié)整關(guān)系檢驗 n0

利用最小二乘法，，用 E i s. v w5 e 0軟件對 l n Y與 l 0 n x 進(jìn)行協(xié)整回歸，結(jié)果為： l Y 7.46 .0 9 n= 0+06 9 1/, z

lY= oOlXlo]X l+ 4 X+ s X e n ft+ tn l/n+ 3 2 l -2 I - n a1, al+￡ n n () 2

其中 c 0,為常數(shù)，3 1//[ 5/、、O、O、0、為彈性 2 3 4

T值 (1 4 1. ) 8

(1 1 1. ) 3

江財大學(xué) 西經(jīng)學(xué)報l I

  本文關(guān)鍵詞：財政支農(nóng)對江西農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的實證研究——基于協(xié)整檢驗與誤差修正模型，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。