財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟影響的計量分析論文

　　根據(jù)向量誤差修正VCE模型，選取我國1978-2005年的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和財政農(nóng)業(yè)支出為樣本數(shù)據(jù)，從三個層面分析財政農(nóng)業(yè)支出及其結(jié)構(gòu)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間關(guān)系。第一，分析財政農(nóng)業(yè)支出總水平對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的影響。第二，分析財政農(nóng)業(yè)支出的主要項目對農(nóng)業(yè)計量經(jīng)濟的增長效應(yīng)。第三，根據(jù)財政農(nóng)業(yè)支出的不同用途，分析財政生產(chǎn)性和消費性支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長效應(yīng)。

　　一、引 言

　　財政農(nóng)業(yè)支出在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長中起到了怎樣的作用，人們進行了大量的研究。這些研究基本上是沿著兩條路線進行的：一是按照Barro(1990)的研究路線把財政農(nóng)業(yè)支出分為生產(chǎn)性支出和非生產(chǎn)性支出，然后在 C-D 模型的基礎(chǔ)上進行分析。另一種是從總量規(guī)模上考察財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的關(guān)系。李煥彰和錢忠好(2004)利用1986-2000年的數(shù)據(jù)，通過生產(chǎn)函數(shù)法計算出財政的農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技支出和支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)GDP的彈性分別為0.25、0.36和-0.35。李濤、孔國梁(2006)利用生產(chǎn)函數(shù)估算1992-2003年財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)GDP的彈性為0.89。李琴等(2006)利用C-D生產(chǎn)函數(shù)和1996-2004年的數(shù)據(jù)，估算財政支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出的系數(shù)顯著地為正(彈性系數(shù)為0.15)、農(nóng)業(yè)各部門的事業(yè)費系數(shù)為0.95且顯著，農(nóng)業(yè)基建支出的系數(shù)為0.14且顯著，農(nóng)業(yè)科技三項費的系數(shù)為-0.16且不顯著。

　　李銳(2004)采用參數(shù)和非參數(shù)相結(jié)合的分析方法，計算我國1991-2001年科研投資的內(nèi)部收益率為32.7%。魏朗(2006)利用固定效應(yīng)模型和西部12個省的1999-2003年P(guān)anel數(shù)據(jù)，計算財政支出對農(nóng)業(yè)GDP的平均貢獻率為18%。劉倫武(2006)利用AR(p)和VECM模型對1980-2004年的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)業(yè)GDP之間關(guān)系進行分析，其結(jié)論是農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施水平與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長存在長期均衡關(guān)系，但二者之間的短期影響較弱。

　　基于這些研究，本文選取1978-2005年間中國財政農(nóng)業(yè)支出及其各組成和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的數(shù)據(jù)，通過向量誤差修正模型，從三個層次考察農(nóng)業(yè)產(chǎn)出與財政農(nóng)業(yè)支出及其各組成之間的關(guān)系。首先分析財政農(nóng)業(yè)支出總水平對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的影響。其次，分析財政農(nóng)業(yè)支出的主要項目對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長效應(yīng)。最后，根據(jù)財政農(nóng)業(yè)支出的不同用途，分析財政農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性和消費性支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長效應(yīng)。

　　二、模型選取與數(shù)據(jù)

　　傳統(tǒng)計量回歸分析要求變量滿足平穩(wěn)性的前提條件，否則容易產(chǎn)生偽回歸。為了避免非平穩(wěn)變量所產(chǎn)生的偽回歸現(xiàn)象，本文采用向量自回歸模型(VAR)。VAR模型是一種用非結(jié)構(gòu)性方法來描述各變量之間的關(guān)系，VAR(p)的一般形式為

　　其中，Y是m維內(nèi)生向量;Aj(j=1,2,…,p)表示待估參數(shù)矩陣;p為滯后階數(shù);Ut為m維隨機向量矩陣。由于考察財政農(nóng)業(yè)支出及其結(jié)構(gòu)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間關(guān)系，因而向量Y中包含農(nóng)業(yè)產(chǎn)出變量和財政農(nóng)業(yè)支出變量。

　　通過對Y中時間序列變量進行單位根檢驗，如果Yt所包含的m個一階單整過程存在協(xié)整關(guān)系，再建立向量誤差修正模型VECM(p)，其一般表達式為

　　其中，ecm表示誤差修正項，反映變量之間的長期均衡關(guān)系;△表示一階差分;系數(shù)矩陣λ反映變量之間的均衡關(guān)系偏離長期均衡狀態(tài)時，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度; 表示變量差分項的系數(shù)矩陣，反映變量短期波動對被解釋變量的短期變化的影響;ε為隨機擾動向量，滿足。滯后期p根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨準(zhǔn)則(SC)取最小值決定。

　　VECM模型解釋了因變量Yt的短期波動△Yt是如何被決定的，一方面，△Yt受到短期波動△Yt-j的影響，另一方面還取決于ecm。

　　本文選取1978-2005年的年度數(shù)據(jù)并以1978年基年，數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》(2001、2006)和《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》。(1)勞均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出(AOV)。為了消除價格影響，通過農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值環(huán)比指數(shù)計算以1978年為基年的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值指數(shù)，得到實際農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。實際農(nóng)業(yè)產(chǎn)出除以農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)得到勞均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平的衡量指標(biāo)。(2)財政農(nóng)業(yè)總支出(FTZ)，主要包括支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性支出和農(nóng)林水利等部門事業(yè)費(以下簡稱支農(nóng)支出)、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用、農(nóng)村救濟費以及其他支出。并用商品零售價格指數(shù)將其換算為實際財政農(nóng)業(yè)支出。(3)為考察財政農(nóng)業(yè)支出的結(jié)構(gòu)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻，一方面根據(jù)財政農(nóng)業(yè)支出的主要項目，考察支農(nóng)支出FAZ、農(nóng)業(yè)基建支出FJB和農(nóng)業(yè)科技三項費FKJ對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響。另一方面，根據(jù)財政農(nóng)業(yè)支出的用途，將其分為生產(chǎn)性支出GINV和消費性支出GC。因而，財政生產(chǎn)性農(nóng)業(yè)支出GINV包括農(nóng)業(yè)基建支出和農(nóng)業(yè)科技三項費兩項，財政農(nóng)業(yè)消費性支出GC為財政農(nóng)業(yè)支出減GINV。將以上財政支出變量通過商品零售價格指數(shù)折算為實際值。為了克服數(shù)據(jù)中存在的異方差，將(1)(3)的各變量取自然對數(shù)。

　　三、財政農(nóng)業(yè)支出增長效應(yīng)的計量分析

　　為了考察農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長與財政農(nóng)業(yè)支出之間的關(guān)系，首先分析農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長與財政農(nóng)業(yè)總支出之間關(guān)系，則構(gòu)建模型1中向量Y包含農(nóng)業(yè)產(chǎn)出(aov)和財政農(nóng)業(yè)總支出(ftz)兩個變量，即 。為進一步分析我國財政支出結(jié)構(gòu)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響，我們從兩個側(cè)面對財政農(nóng)業(yè)支出進行區(qū)分，一個層面是根據(jù)財政農(nóng)業(yè)支出主要項目的劃分，分析財政支農(nóng)支出(faz)、財政農(nóng)業(yè)基建支出(fjb)和農(nóng)業(yè)科技(fkj)三項費對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的效應(yīng)，則構(gòu)建模型2中

　　;另一層面是根據(jù)財政農(nóng)業(yè)支出的用途，分析財政農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性支出(ginv)和消費性支出(gc)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響，則建立模型3中向量。

　　(一)變量的協(xié)整檢驗

　　在協(xié)整檢驗之前，需要對各變量的平穩(wěn)性進行檢驗，本文采用ADF檢驗方法對變量進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗步驟是，先對包含截距項和趨勢項進行檢驗，若ADF值小于臨界值，表明變量是平穩(wěn)的，檢驗終止，反之則變量是不平穩(wěn)的;繼續(xù)對含截距項進行檢驗，若ADF值小于臨界值，表明檢驗通過，那么檢驗終止;否則，繼續(xù)對不含截距項和趨勢項進行檢驗，若ADF值大于臨界值，則對變量一階差分進行檢驗，直至檢驗通過為止。平穩(wěn)性檢驗結(jié)果表明，除ginv~I(0)外，其余變量均為I(1)。

　　由于Y中的變量是非平穩(wěn)的，直接運用OLS進行估計可能產(chǎn)生偽回歸問題，因此，我們采用非結(jié)構(gòu)化的向量自回歸模型VAR。為了滿足足夠數(shù)目的滯后項和自由度的要求，經(jīng)驗算確定合適的滯后階數(shù)為2，建立Var(2)模型。其殘差檢驗結(jié)果表明，殘差在5%的顯著水平上服從正態(tài)分布，且不存在自相關(guān)和異方差。另外，模型整體的對數(shù)似然函數(shù)值較大，AIC值和SC值也都比較小，表明三個VAR(2)模型的整體解釋力較好。

　　要確定農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長與財政農(nóng)業(yè)總支出及其各組成之間是否存在穩(wěn)定關(guān)系，還需對VAR模型進行協(xié)整檢驗。Johanson -Juselius檢驗結(jié)果見表1。特征值跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量檢驗的結(jié)果都表明，勞均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和財政支出總水平及其各組成之間有著長期均衡關(guān)系。模型的殘差單位根檢驗結(jié)果也表明，各殘差都是平穩(wěn)的。

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