本文關鍵詞：我國財政支持農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化對農(nóng)民收入增長影響的貢獻分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

????農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟??2007年第4期????

我國財政支持農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化對農(nóng)民收入增長

影響的貢獻分析

朱湖根??

(華中科技大學經(jīng)濟學院??武漢??430074)

內(nèi)容提要??本文基于我國1988??2004年有關農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的經(jīng)驗數(shù)據(jù),計量分析了我國財政支持農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化對農(nóng)民收入增長的貢獻。研究結果表明,我國財政投資農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化對農(nóng)民收入增長有著顯著的促進作用。其中,農(nóng)民人均收入、農(nóng)業(yè)資本投入、農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)和農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營項目財政資金投入這幾個變量之間只存在單向的因果關系;1993年前后農(nóng)業(yè)投資和農(nóng)業(yè)勞動投入對農(nóng)民收入的彈性系數(shù)均較小,而農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化投資在此年前后發(fā)生了非常顯著的變化,從0.1314增加到0.4491。這表明我國應進一步加強財政對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的支持力度,調(diào)整支農(nóng)資金支出區(qū)域結構,促使農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營水平向更高層次邁進。

關鍵詞??財政支持??農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化??農(nóng)民收入增長

一、引??言

為了解決一家一戶小生產(chǎn)與大市場、農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模狹小與農(nóng)業(yè)規(guī)模化發(fā)展之間的矛盾,從20世紀80年代中期開始,全國各地在實踐中逐步探索出解決新矛盾的途徑,其中重要一條就是實施農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營。為了促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化,1995年8月財政部出臺了《關于財政部門支持農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展的意見》,要求全國各級財政部門積極籌措資金支持農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展。

關于財政支持農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)生的積極作用,多數(shù)學者僅停留在定性分析的層面上進行討論,這雖然給予??農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化需要財政支持??命題以一定說服力,但缺乏從定量分析的層面較系統(tǒng)地研究我國財政支持農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻程度。為此,考慮到財政支持農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的渠道比較多、項目資金安排和管理涉及多個部門,本文以農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營項目為樣本,試圖定量分析我國財政支持農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化對農(nóng)民收入增長影響的貢獻大小。

二、模型建立

為了定量分析我國財政支持農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化對農(nóng)民收入增長的影響程度,本文采用擴展的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)(C-D生產(chǎn)函數(shù))。

lnYd=lnA+??lnK+??lnL+??lnG(1)

其中:K為投入到農(nóng)業(yè)中的資金額,L代表第一產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員數(shù),G表示農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營項目財政資金投入,以農(nóng)民人均純收入Yd為被解釋變量。數(shù)據(jù)來源于1988??2004年《中國統(tǒng)計年鑒》和《國家農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)統(tǒng)計摘要》。其中,投入到農(nóng)業(yè)中的資金額K是農(nóng)、林、牧、漁業(yè)的基本建設支

出和更新改造的合計數(shù),以上數(shù)據(jù)均以1988年為基期進行折算。Yd、K、G的單位以萬元計,L的單位以萬人計。

三、計量結果分析

(一)變量之間的協(xié)整和因果關系檢驗

首先進行單位根檢驗,以確定變量單整階數(shù),只有當變量的單整階數(shù)都相同時才能進行協(xié)整檢驗。

表1??單位根檢驗

變量名稱

lnYdt

lnKtlnLtlnGt

接受)原假設

ADF

-2.8696(-3.7974)-2.2178(-3.3450*)-1.8492(-4.8327**)-2.2304(-5.8642**)

*

PP

-1.2706(-4.7528

**

KPSS

)

0.7076(0.0703**)0.4709(0.2764**)0.6584(0.1658**)0.4634(0.2587**)

-1.5573(-3.3598*)-1.5550(-5.4607**)-1.9434(-7.6984**)

????注:括號內(nèi)的值是根據(jù)變量的一階差分序列檢驗得出的檢驗值。*、**是指在5%、1%的顯著性水平上拒絕(或

從單位根檢驗的結果可以看出,這幾個序列都是單位根過程,即非平穩(wěn)過程,且都是一階單位根過程I(1)。因此,可采用Johansen協(xié)整檢驗來對這幾個變量進行協(xié)整檢驗,Johansen檢驗分析的前提

為VAR(向量自回歸)模型的殘差項必須是白噪聲,而這能夠通過選擇VAR模型適當?shù)臏箅A數(shù)(K)來實現(xiàn),接著進行Johansen協(xié)整檢驗來決定協(xié)整向量的個數(shù),然后可以建立向量誤差修正模型(VEC),誤差修正模型反映了被解釋變量的短期波動和長期均衡。

為了確保VAR(向量自回歸)模型的殘差項是白噪聲序列,選擇了K=2,計算結果見表2。

表2??協(xié)整檢驗結果

CE(s)

*

None

Eigenvalue0.7020020.1996970.328387

軌跡統(tǒng)計量73.8394926.3788517.11369

0.05CriticalValue

54.0790429.7970720.26184

Prob.

**

0.00030.61200.1283

Atmost1Atmost2

????Tracetestindicates1cointegratingeqn(s)atthe0.05leve.l*MacKinnon??Haug??Michelis(1999)p??values

denotesrejectionofthehypothesisatthe0.05leve;l**

表2的第一列CE表示協(xié)整關系的個數(shù)。在5%的臨界水平下:軌跡統(tǒng)計量表明73.8>54.08,應該拒絕沒有協(xié)整關系(CE=0)原假設,對應的接受存在一階協(xié)整關系;最大特征值統(tǒng)計量也是拒絕

CE=0,接受CE??1,即最多存在1階協(xié)整關系。結論是:lnYdt、lnKt、lnLt、lnGt間存在一階協(xié)整關系。有了一階協(xié)整關系的成立,則可以測算出具體的協(xié)整方程,協(xié)整方程的估計系數(shù)如下,即lnYdt、lnKt、lnLt、lnGt、lnGt之間存在長期穩(wěn)定的關系,協(xié)整方程的形式為:

lnYdt=7.5072+0.2505lnKt+0.0480lnLt+0.6783lnGt

????(84.4512)(2.4780)??(8.3055)??(2.7699)(2)協(xié)整方程表明,農(nóng)民人均收入、農(nóng)業(yè)資本投入、農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)和農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營項目財政資金投入之間存在一個長期均衡的協(xié)整關系。當農(nóng)業(yè)資本投入增加1個百分點時,可以導致農(nóng)民人均收入增加0.2505個百分點,這說明農(nóng)業(yè)部門的資本投入對提高農(nóng)民收入的作用是很顯著的,中國今后應該不斷加大對農(nóng)業(yè)的資本投入。農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)對農(nóng)民收入的產(chǎn)出彈性比較低,當農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)增加1個百分點時,只使農(nóng)民人均收入增加0.048個百分點,這說明農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)增加對農(nóng)民人均收入的作用很小,這是由于中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的生產(chǎn)效率不高,農(nóng)民的文化素質(zhì)比較低。因此,單靠增加勞動力投入的粗放型增長方式不能有效解決農(nóng)民收入提高的問題。農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營項目??

??

財政資金投入對農(nóng)民人均收入的投入產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.6783個百分點,這是最顯著的。這說明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化對農(nóng)民人均收入的提高有顯著的作用,但是國家對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的投入力度有待加大。

這幾個變量之間存在長期的協(xié)整關系,下面再來考察這幾個變量之間的因果關系,計算結果見表3。

表3??因果關系檢驗????因果關系檢驗的結果表

NullHypothesis:

LNKdoesnotGrangerCauseLNYDLNYDdoesnotGrangerCauseLNKLNLdoesnotGrangerCauseLNYDLNYDdoesnotGrangerCauseLNLLNGdoesnotGrangerCauseLNYDLNYDdoesnotGrangerCauseLNG

Obs282828

F??Statistic4.752170.691620.4286212.52314.198360.26206

Probability0.018730.510880.656510.000210.027910.77173

明,農(nóng)民人均收入、農(nóng)業(yè)資本投入、農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)和農(nóng)業(yè)綜合

開發(fā)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營項目財政資金投入這幾個變量之間只存在單向的因果關系。即農(nóng)業(yè)資本投入和農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營項目財政資金投入是農(nóng)民人均

收入提高的原因,顯然,農(nóng)業(yè)資本投入和農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營項目財政資金投入的增加,可以促進農(nóng)業(yè)部門的經(jīng)濟增長,從而提高農(nóng)民的收入。因此,中國政府部門為了解決農(nóng)民收入低的問題,近年不斷加大對農(nóng)業(yè)部門的投入。同時,人均收入是農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)的原因,也就是說,農(nóng)民人均收入提高會引起農(nóng)業(yè)部門的從業(yè)人數(shù)增加,從而促進農(nóng)業(yè)的發(fā)展。

(二)向量誤差修正模型

一般來說,若向量單位根過程協(xié)整,盡管其一階差分構成平穩(wěn)過程,但不能用有限階的VAR過程來描述該一階差分向量的構成過程。但是Engel和Granger(1987)證明:在將協(xié)整關系引入模型后,就可以用有限階的VAR過程來描述一階差分構成過程了,即VECM。

現(xiàn)在我們得到了由??lnYdt、??lnKt、??lnLt、??lnGt這四個I(0)過程組成的VAR(2),同時將得出的協(xié)整方程引入模型,就得到了在無約束差分形式下,農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值及其滯后項、農(nóng)業(yè)總投資及其滯后項、農(nóng)業(yè)從業(yè)人口數(shù)及其滯后項和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化投資及其滯后項組成的VECM。估計時,采用的Johanson極大似然估計法與協(xié)整分析一致,選取L=2,含截距和不含時間項的線性趨勢假設。表4顯示的是在5%水平下VECM的參數(shù)估計結果,不顯著的沒有列示。

從表4可以得出VECM的具體形式是:

??lnYdt=-0.1204(lnydt-1-0.04801lnLt-1-0.2505lnKt-1-0.6783lnGt-1-7.5072)????????(-4.9431)

+0.5121??lnYdt-1-0.4982??lnYdt-2-1.0231??lnLt-1-0.1537??lnKt-1+0.5296??lnGt-1+0.0752(5.0501)??????(-2.5877)????????(-5.0242)??(-2.5075)????(2.9538)??????(4.7456)R=0.7359????AdjR=0.5961????AIC=-3.1644??SC=-2.6844

2

2

(3)

VECM模型刻畫了??lnYdt、??lnKt、??lnLt、??lnGt之間的復雜聯(lián)系,模型中沒有??lnKt、??lnLt、??lnGt

及滯后項,說明農(nóng)業(yè)投資、農(nóng)業(yè)從業(yè)人口和農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營項目財政資金投入對農(nóng)民人均收入的短期影響不大,只是通過協(xié)整的的長期均衡來影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)值。所以對農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營項目財政資金投入要具有長期性和連續(xù)性。

(三)脈沖反應函數(shù)

脈沖反應函數(shù)刻畫的是在VECM擾動項上加上一個單位標準差大小的新息沖擊(Innovation)對內(nèi)生變量的當前值和未來值的影響。圖1是基于VECM(2)和MonteCarlo模擬的脈沖響應函數(shù)曲線,橫軸代表滯后階數(shù),共有15期;縱軸代表農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對各解釋變量單位新息沖擊的響應程度。從圖1可以看出,農(nóng)民人均收入對農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營項目財政資金投入的反應開始是負的,然后逐漸擴大其反映,在滯后3期后變?yōu)檎⒅鸩节呄蚍�(wěn)定。

表4??VECM的參數(shù)估計結果

變量CointEq1??lnYdt-1??lnYdt-2??lnKt-1??lnKt-2??lnLt-1??lnLt-2??lnGt-1??lnGt-2

CR2AdjR2AICSC

????注:括號中是t

統(tǒng)計量的值

0.0752(4.7456)0.0.-3.-2.

7359

5961164468440.0530(2.9538)

-0.1099

(-4.8993)0.1229(2.9029)0.0.-4.-3.

7076

552823017502

0.0.-1.-1.

6265428851350336

0.0.0.0.5120253744549254

-1.0231(-5.0243)??lnYdt-0.1204(-4.9431)0.5121(5.0501)-0.4982(-2.5877)-0.1537(-2.5075)

0.1173

(2.2516)

-0.3556

(-2.7542)0.3328(2.4559)-2.5503(-3.3098)

-0.3181(-2.3035)

0.2668(2.3613)

0.9783

(0.5519)(2.7728)

??lnKt0.0586(0.5906)

??lnLt0.0189

(4.9838)

??lnGt0.02872(2.8367)0.3660(2.4010)

圖1??脈沖響應函數(shù)曲線

(四)方差分解

由于變量之間存在長期協(xié)整關系,同時由VECM的動態(tài)結構系統(tǒng),可以進一步找到農(nóng)民人均收入增加受到??lnKt、??lnLt、??lnGt的影響,方差分解提供了這樣的方法:給定一個不同時期的解釋變量的波動,可以對VECM中其他變量相應時期對方差貢獻進行分解。表5是基于前述VECM和MonteCarlo模擬的方差分解結果。表中給出了長達15期的數(shù)據(jù)。

從表5可以看出,在農(nóng)業(yè)產(chǎn)值后期走勢的波動中(預測方差),在短期中,農(nóng)民人均收入是最主要的貢獻因素,2、4、6期對應的比率分別為95.72%、92.86%、66.61%。在中長期中農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營項目財政資金投入的貢獻上升巨大,從第2期的0.007%上升到第15期的75.37%,同期的農(nóng)??

??

表5??方差分解結果

時期S.E.123456789101112131415

lnYdt0.0365910.0617870.0853840.0963770.1043620.1296310.1718700.2196790.2640280.3029770.3381260.3717370.4066590.4459990.493030

lnKt100.0000095.7249392.6487292.8654089.7979066.6129243.5760230.2130522.8412018.3906715.3867413.1078211.177879.4006467.728025

VarianceDecompositionoflnYdt

lnLt0.0000000.079016

0.1221220.1663080.1961350.1296080.1070270.1805280.4545190.9105551.5360942.2722302.9996913.6179614.047195

lnGt0.0000004.1886477.0404076.4601749.3671662.7266404.4479985.5075016.2226736.7654377.1906437.5251617.7993028.0451478.285018

0.0000000.0074020.1887490.5081200.6387965.99107811.8369714.5314114.4775523.0444131.1707433.6834447.8294261.5299275.37460

業(yè)總投入和勞動投入的貢獻數(shù)據(jù)基本上上升不大,從0.08%和4.12%上升到4.05%和8.29%。分解結果表現(xiàn)出來的政策意義在于:在提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的增長機制中,對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的投資對農(nóng)民純收入增加的作用,比不分行業(yè)和部門的總體農(nóng)業(yè)投資和勞動力投入對農(nóng)民純收入增加的作用要顯著得多,這

從另一個方面說明對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化加大投資是十分必要的。

(五)模型的估計及結構穩(wěn)定性檢驗上面的單整、協(xié)整和因果關系檢驗表明,對數(shù)的第一產(chǎn)業(yè)增加值,K用的是歷年對農(nóng)業(yè)的投資額,L是第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù),G是農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營項目財政資金投入,都是非平穩(wěn)變量,即一階單整變量,它們之間存在協(xié)整關系和雙向的因果關系。在具有協(xié)整關系的非平穩(wěn)變量之間可以進行回歸分析,并不存在虛假回歸。下面就考慮對該模型的估計。

在模型估計時,為了檢驗經(jīng)濟增長模型在實施農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化前后是否發(fā)生了結構性變化,也就是說在兩個時期的參數(shù)是否發(fā)生了變化,把總的樣本數(shù)據(jù)分為兩個階段:第一階段為1988??1992年,第二階段為1993??2004年。對于結構穩(wěn)定性檢驗,鄒至莊提出了鄒檢驗程序,該方法目前廣為使用。但是,該方法也存在一些缺陷,它只能表明是否有結構性變化,卻不能回答發(fā)生結構性變化時,差異是在于截距值,還是在于斜率值,或在于兩者都不同。對此,虛擬變量模型可以給出完整的結論,它不僅可以告訴我們兩個時期的回歸模型是否有差異,而且落實到差異的起因??????由于截距或由于斜率或兩者。因此,筆者在這里使用的是虛擬變量模型。

首先設定虛擬變量,即Di=0(1988-1992)和Di=1(1993-2004)。于是虛擬變量模型為:lnYt=a1+a2Di+b1lnK+??1(DilnK)

+b2lnLt+??2(DilnLt)+b3lnGt+??3(DilnGi)+??(4)t由上式得:

改革前(1988??1992年):

lnYt=b0+b1lnKt+b2lnLt+b3lnGt+??t改革后(1993??2004年):

lnYt=(a1+a2)+(b1+??1)lnKt+(b2+??2)lnLt+(b3+??3)lnGt+??t

(5)(6)

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