朱春奎 梁耀盛 耿 育

（復(fù)旦大學(xué)國(guó)際關(guān)系與公共事務(wù)學(xué)院，上海 200433）

財(cái)政農(nóng)業(yè)投入、農(nóng)業(yè)增產(chǎn)與農(nóng)民增收*
——基于VAR模型對(duì)中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)分析

朱春奎 梁耀盛 耿 育

（復(fù)旦大學(xué)國(guó)際關(guān)系與公共事務(wù)學(xué)院，上海 200433）

本文針對(duì)1983年-2006年我國(guó)財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的總量狀況，建立財(cái)政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)民收入的VAR模型，綜合運(yùn)用協(xié)整分析、誤差修正模型、因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解等計(jì)量技術(shù)系統(tǒng)研究財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，揭示了中國(guó)1983年-2006年間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值、農(nóng)民收入同財(cái)政農(nóng)業(yè)投入之間的關(guān)系，為財(cái)政支農(nóng)政策提供了理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)的科學(xué)依據(jù)。

財(cái)政農(nóng)業(yè)投入 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值 農(nóng)民收入 VAR模型

一、問題的提出

建設(shè)社會(huì)主義新農(nóng)村是我國(guó)現(xiàn)代化建設(shè)進(jìn)程中的一項(xiàng)重大歷史任務(wù)，是一項(xiàng)惠及億萬農(nóng)民的系統(tǒng)工程。在這項(xiàng)龐大的系統(tǒng)工程中，政府公共財(cái)政支持是最直觀、有效、快捷的建設(shè)方式（李暉等，2007）。很多文獻(xiàn)說明了財(cái)政投入對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的重要影響，并分析了最優(yōu)投入規(guī)模。Chang（2001）指出財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來說有雙重影響，認(rèn)為財(cái)政農(nóng)業(yè)投入應(yīng)該有一個(gè)最優(yōu)規(guī)模；Matsuyama和Kiminori（1992）則通過財(cái)政支出在不同領(lǐng)域內(nèi)的比較優(yōu)勢(shì)，給出了農(nóng)業(yè)領(lǐng)域內(nèi)的最優(yōu)投入規(guī)模實(shí)證結(jié)果，并分析了財(cái)政資金投入農(nóng)業(yè)領(lǐng)域同投入其他領(lǐng)域相比的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。國(guó)內(nèi)大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為我國(guó)農(nóng)業(yè)財(cái)政支出的規(guī)模太小，不能保證我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展的需要，建議要擴(kuò)大我國(guó)農(nóng)業(yè)財(cái)政支出規(guī)模（沈淑霞等，2004；侯石安，2004；何振國(guó)等，2005；郭玉清，2006）。但我國(guó)是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國(guó)，國(guó)家財(cái)力規(guī)模小，大規(guī)模增加農(nóng)業(yè)財(cái)政投入不太現(xiàn)實(shí)。在當(dāng)前農(nóng)業(yè)財(cái)政投入不足的情況下，如何提高我國(guó)農(nóng)業(yè)財(cái)政投入的使用效率才是當(dāng)務(wù)之急（丁亮等，2007）。

國(guó)內(nèi)學(xué)者探討財(cái)政投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的較多，但具體到農(nóng)業(yè)財(cái)政投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究，則為數(shù)不多。從檢索的文獻(xiàn)看，研究主要從財(cái)政農(nóng)業(yè)投入各部分對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用及其優(yōu)先次序兩大方面展開（樊勝根等，2002；錢克明，2003；李煥彰等，2004；李汝，2005；李琴等，2006）。在眾多對(duì)財(cái)政農(nóng)業(yè)投入效率評(píng)價(jià)的文獻(xiàn)中，常用來衡量國(guó)家財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)支出效率的指標(biāo)是財(cái)政支農(nóng)效率，該指標(biāo)隱藏著這樣一個(gè)判斷，即農(nóng)業(yè)財(cái)政凈支出是外生變量，而農(nóng)業(yè)GDP是內(nèi)生變量，或者說財(cái)政凈支出是因，而農(nóng)業(yè)GDP是果。但在一個(gè)財(cái)政收入相當(dāng)大一部分來源于農(nóng)業(yè)的國(guó)家里，這樣的因果關(guān)系顯然難以成立（姚耀軍等，2004）。由于宏觀經(jīng)濟(jì)是一個(gè)動(dòng)態(tài)的隨機(jī)系統(tǒng)，它是現(xiàn)在和過去各種沖擊的反應(yīng)，采用動(dòng)態(tài)經(jīng)濟(jì)計(jì)量技術(shù)的向量自回歸模型顯然是分析財(cái)政支出效應(yīng)的理想工具（董秀良等，2006）。雖然已經(jīng)有學(xué)者開始運(yùn)用協(xié)整分析技術(shù)或因果關(guān)系檢驗(yàn)或脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解來探索農(nóng)業(yè)財(cái)政支出與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系（李煥彰等，2004；姚耀軍等，2004；劉旦，2006；楊燁軍，2006；李暉等，2007），但目前綜合運(yùn)用VAR模型基礎(chǔ)上的協(xié)整分析、誤差修正模型、因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解等計(jì)量技術(shù)系統(tǒng)研究財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對(duì)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和農(nóng)民增收影響效應(yīng)的研究尚不多見。

本文擬針對(duì)我國(guó)財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的總量狀況，建立財(cái)政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和農(nóng)民增收的VAR模型，綜合運(yùn)用協(xié)整分析、誤差修正模型、因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解等計(jì)量技術(shù)系統(tǒng)研究財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，系統(tǒng)評(píng)價(jià)我國(guó)農(nóng)業(yè)財(cái)政支出資金的使用效益，較準(zhǔn)確地核算出我國(guó)農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

二、研究模型與方法

本文關(guān)于財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對(duì)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)、農(nóng)民增收影響效應(yīng)的研究主要采用向量自回歸（VAR）模型展開，VAR模型是近年來廣泛應(yīng)用于宏觀經(jīng)濟(jì)分析中的非結(jié)構(gòu)化模型，它通常用于相關(guān)時(shí)間序列系統(tǒng)的預(yù)測(cè)和隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響。本文在運(yùn)用VAR模型分析財(cái)政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和農(nóng)民增收的關(guān)系時(shí)，將主要采用以下分析方法：

（一）時(shí)間序列變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

一般來說，如果一個(gè)時(shí)間序列的均值和方差在任何時(shí)間保持恒定，并且兩個(gè)時(shí)期t和t+k之間的協(xié)方差（或自協(xié)方差）僅依賴于兩時(shí)期之間的距離（間隔或滯后）k，而與計(jì)算這些協(xié)方差的實(shí)際時(shí)期t無關(guān)，則該時(shí)間序列是平穩(wěn)的。只要這三個(gè)條件不完全滿足，則該時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。單位根是表示非平穩(wěn)性的另一方式，單位根方法將對(duì)非平穩(wěn)性的檢驗(yàn)轉(zhuǎn)化為對(duì)單位根的檢驗(yàn)。若變量Xt的一階差分是穩(wěn)定的，則稱變量Xt有單位根，檢驗(yàn)變量是否穩(wěn)定的過程稱為單位根檢驗(yàn)。本文使用ADF法檢驗(yàn)變量的穩(wěn)定性，即進(jìn)行如下回歸：

并作假設(shè)檢驗(yàn)：H0：α2=0；H1：α2<0。如果接受假設(shè)H0，而拒絕H1，則說明序列xt存在單位根，因而是非穩(wěn)定的；否則說明序列xt不存在單位根，即是穩(wěn)定的。方程（1）中加入k個(gè)滯后項(xiàng)是為了使殘差項(xiàng)變?yōu)榘自肼暋?duì)于非穩(wěn)定變量，還需檢驗(yàn)其一階差分（或增長(zhǎng)率）的穩(wěn)定性。如果變量的一階差分是穩(wěn)定的，則稱此變量是I（1）的。所有變量都一階差分穩(wěn)定是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的必要條件。

（二）時(shí)間序列變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)

關(guān)于協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)與估計(jì)目前有許多具體的技術(shù)模型，如Engle-Granger兩步法、Johansen極大似然法、頻域非參數(shù)譜回歸法等。本文選用Johansen極大似然法進(jìn)行變量間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。Johansen極大似然法能判定協(xié)整方程的個(gè)數(shù)，該數(shù)被稱為協(xié)整秩。協(xié)整似然比檢驗(yàn)假設(shè)為：

H0：至多有r個(gè)協(xié)整關(guān)系；H1：有m個(gè)協(xié)整關(guān)系。

檢驗(yàn)跡統(tǒng)計(jì)量

式中：λi為大小排第i的特征值；T為觀測(cè)期總數(shù)。

這不是獨(dú)立的一個(gè)檢驗(yàn)，而是對(duì)應(yīng)于r的不同取值的一系列檢驗(yàn)。從檢驗(yàn)不存在任何協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)開始，然后是最多一個(gè)協(xié)整關(guān)系，直到最多m-1個(gè)協(xié)整關(guān)系，共進(jìn)行m次檢驗(yàn)，備擇假設(shè)不變。

Johansen極大似然法的分析框架包含以下五種可能的情況：序列有均值，協(xié)整方程沒有截距項(xiàng)；序列有均值，協(xié)整方程有截距項(xiàng)；序列有均值和線性趨勢(shì)項(xiàng)，協(xié)整方程沒有截距項(xiàng)；序列有均值和線性趨勢(shì)項(xiàng)，協(xié)整方程有截距項(xiàng)和線性趨勢(shì)項(xiàng)；序列有均值、線性和二次趨勢(shì)項(xiàng)，協(xié)整方程有截距項(xiàng)和線性趨勢(shì)項(xiàng)。對(duì)于給定的協(xié)整秩，上述五種檢驗(yàn)的嚴(yán)格性遞減。

（三）誤差修正模型

協(xié)整分析亦可用于短期或非均衡參數(shù)的估計(jì)，按照Granger代表定理，如果兩變量Xt，Yt是協(xié)整的，則它們之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。當(dāng)然在短期內(nèi)，這些變量可以是不均衡的，擾動(dòng)項(xiàng)是均衡誤差εt。兩變量間的這種短期不均衡關(guān)系的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)可以由誤差修正模型（errorcorrectionmodel，ECM）來描述。這一聯(lián)系兩變量的短期和長(zhǎng)期行為的誤差修正模型由下式給出：

式中：Yt～I(xiàn)（1）；Xt～I(xiàn)（1）；Yt，Xt～CI（1，1）；εt=Yt-β0-β1Xt～I(xiàn)（0）；υt為白噪聲；λ為短期調(diào)節(jié)系數(shù)。

（四）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

在回歸分析中，回歸能夠度量變量之間的聯(lián)系程度，但不能證實(shí)因果關(guān)系，識(shí)別因果關(guān)系是在以檢驗(yàn)為依據(jù)的研究中的一個(gè)重要問題。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法的基本思想如下：如果變量X有助于預(yù)測(cè)變量Y，即根據(jù)Y的過去值對(duì)Y進(jìn)行自回歸時(shí)，如果再加上X的過去值，能顯著地增強(qiáng)回歸的解釋能力，則稱X是Y的格蘭杰原因，否則，稱為非格蘭杰原因。變量X，Y之間的格蘭杰因果關(guān)系檢的過程如下：首先，檢驗(yàn)“X不是引起Y變化的原因”的原假設(shè)，對(duì)下列兩個(gè)回歸模型進(jìn)行估計(jì)：

用各回歸的殘差平方和計(jì)算F統(tǒng)計(jì)值，檢驗(yàn)系數(shù)b1，b2，…，bm是否同時(shí)顯著不為零。如果是，就拒絕“X不是引起Y變化的原因”原假設(shè)。然后檢驗(yàn)“Y不是引起X變化的原因”的原假設(shè)，進(jìn)行同樣的回歸估計(jì)，但是交換X與Y，檢驗(yàn)Y的滯后項(xiàng)是否顯著地不為零。如果是，就拒絕“Y不是引起X變化的原因”原假設(shè)。

（五）脈沖響應(yīng)與方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)就是基于VAR模型基礎(chǔ)上，刻畫在誤差項(xiàng)上加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值所帶來的影響，顯示任意一個(gè)變量的擾動(dòng)如何通過模型影響所有的其它變量，最終又反饋到自身的過程。

方差分解表示的是當(dāng)系統(tǒng)的某個(gè)變量受到了一個(gè)單位的沖擊以后，變量的預(yù)測(cè)誤差方差百分比的形式反映變量之間的交互作用程度，它的基本思想是把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量的變動(dòng)按其成因分解為與各方程隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)（新息）相關(guān)聯(lián)的各組成部分，以了解各新息對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要性。

三、樣本數(shù)據(jù)與平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文樣本數(shù)據(jù)主要來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2007年），其他相關(guān)各期年鑒為補(bǔ)充。樣本區(qū)間為1983年-2006年，樣本數(shù)據(jù)取1983年到2006年的年度數(shù)據(jù)。其中財(cái)政支農(nóng)資金總量用G表示，農(nóng)村居民家庭平均每人純收入用TI表示，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值用TO表示。原始數(shù)據(jù)均用以1978年為基數(shù)的商品零售價(jià)格指數(shù)P進(jìn)行物價(jià)平減。為了消除異方差的影響，對(duì)所有數(shù)據(jù)都取自然對(duì)數(shù)。

在建立VAR模型和進(jìn)行協(xié)整分析之前，首先需要對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。本文采用Dickey-Fuller的ADF檢驗(yàn)方法，由表1所示結(jié)果可知，雖然時(shí)間序列變量LNPG、LNPTI和LNPTO是非平穩(wěn)的，但其一階差分變量是平穩(wěn)序列。由此可知，LNPG、LNPTI和LNPTO均為一階單整序列，這樣就可以建立協(xié)整方程和VAR模型，也能夠進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

四、財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與農(nóng)民收入的影響效應(yīng)

（一）財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響效應(yīng)

1.協(xié)整分析與誤差修正模型

本文選用Johansen極大似然法進(jìn)行變量間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。財(cái)政農(nóng)業(yè)投入總量與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明：在5%的顯著性水平下，變量LNPTO和LNPG之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，即兩者之間存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定均衡關(guān)系。經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量（LNPTO，LNPG，C）為（1.000，-0.1167，-6.7826），因此財(cái)政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之間的長(zhǎng)期均衡方程為：

描述農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值隨財(cái)政農(nóng)業(yè)投入改變的短期波動(dòng)向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的誤差修正模型為：

以上分析結(jié)果表明：

（1）在1983年-2006年間，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值之間存在長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。從反映財(cái)政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值長(zhǎng)期均衡關(guān)系的協(xié)整方程可知，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入每增長(zhǎng)1%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值將增長(zhǎng)0.12%。

（2）EC-1是誤差修正項(xiàng)，系數(shù)的大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度。在描述農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值隨財(cái)政農(nóng)業(yè)投入變化的短期波動(dòng)向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的誤差修正模型中，當(dāng)修正系數(shù)為1時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值和財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的當(dāng)年均衡誤差在下一年就可調(diào)整到均衡狀態(tài)。此模型中的系數(shù)僅為0.0232，說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的增加受到多種其它因素的影響，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值和財(cái)政農(nóng)業(yè)投入之間的均衡關(guān)系對(duì)當(dāng)期非均衡誤差調(diào)整的自身修正能力不是很強(qiáng)。

2.因果關(guān)系檢驗(yàn)

財(cái)政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明：在滯后期為1到6年時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值構(gòu)成財(cái)政農(nóng)業(yè)投入變化的格蘭杰原因；而財(cái)政農(nóng)業(yè)投入構(gòu)成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值變化的格蘭杰原因并不顯著。

3.脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解

基于協(xié)整約束的VAR模型，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值對(duì)財(cái)政農(nóng)業(yè)投入一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新信息的動(dòng)態(tài)響應(yīng)程度，結(jié)果見圖1。由圖1可知，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的影響并不顯著。

基于協(xié)整約束的VAR模型，利用方差分解方法可將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的單位增量分解為一定比例的自身貢獻(xiàn)和財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的貢獻(xiàn)，具體結(jié)果見表2。由方差分解結(jié)果可知，隨著預(yù)測(cè)期的增加，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的新息對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值各期預(yù)測(cè)誤差的貢獻(xiàn)度逐漸增大，但總體上說，其貢獻(xiàn)度很小。

（二）財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對(duì)農(nóng)民收入的影響效應(yīng)

1.協(xié)整分析與誤差修正模型

財(cái)政農(nóng)業(yè)投入總量與農(nóng)民收入的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明：在5%的顯著性水平下，變量LNPTI和LNPG之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，即兩者之間存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定均衡關(guān)系。經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量（LNPTI，LNPG，C）為（1，-0.4507，-3.4364），因此財(cái)政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)民收入之間的長(zhǎng)期均衡方程為：

描述農(nóng)民人均收入隨財(cái)政農(nóng)業(yè)投入改變的短期波動(dòng)向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的誤差修正模型為：

以上分析結(jié)果表明：

（1）在1983年-2006年間，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)民收入之間存在長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。從反映財(cái)政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)民收入長(zhǎng)期均衡關(guān)系的協(xié)整方程可知，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入每增長(zhǎng)1%，農(nóng)民收入將增長(zhǎng)0.45%。

（2）在描述農(nóng)民收入隨財(cái)政農(nóng)業(yè)投入變化的短期波動(dòng)向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的誤差修正模型中，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為0.1048，說明農(nóng)民收入受到多種其它因素的影響，農(nóng)民收入和財(cái)政農(nóng)業(yè)投入之間的均衡關(guān)系對(duì)當(dāng)期非均衡誤差調(diào)整的自身修正能力不是很強(qiáng)。

2.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

財(cái)政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)民收入的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明：在滯后期為1年、2年、3年時(shí)，農(nóng)民收入增加構(gòu)成財(cái)政農(nóng)業(yè)投入增加的格蘭杰原因；而財(cái)政農(nóng)業(yè)投入構(gòu)成農(nóng)民收入變化的格蘭杰原因并不顯著。

3.脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解

基于協(xié)整約束的VAR模型，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析農(nóng)民收入對(duì)財(cái)政農(nóng)業(yè)投入一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新信息的動(dòng)態(tài)響應(yīng)程度，結(jié)果見圖2。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果表明，農(nóng)民收入對(duì)財(cái)政農(nóng)業(yè)投入一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的擾動(dòng)產(chǎn)生持續(xù)的負(fù)向響應(yīng)。

基于協(xié)整約束的VAR模型，利用方差分解方法可將農(nóng)民收入的單位增量分解為一定比例的自身貢獻(xiàn)和財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的貢獻(xiàn)，具體結(jié)果見表3。由方差分解結(jié)果可知，隨著預(yù)測(cè)期的增加，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的新息對(duì)農(nóng)民收入各期預(yù)測(cè)誤差的貢獻(xiàn)度逐漸增大，并且呈現(xiàn)穩(wěn)中有升態(tài)勢(shì)，但從總體上說，其貢獻(xiàn)度較低。

五、結(jié)論與建議

1983年-2006年，我國(guó)財(cái)政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和農(nóng)民增收之間存在著較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，盡管各自的增長(zhǎng)是非穩(wěn)定的，但就長(zhǎng)期而言，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和農(nóng)民增收之間穩(wěn)定地存在著某種協(xié)同互動(dòng)的均衡關(guān)系，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入每增長(zhǎng)1%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值將增長(zhǎng)0.12%，農(nóng)民收入將增長(zhǎng)0.45%。但從短期因果關(guān)系來看，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入并不是農(nóng)業(yè)增產(chǎn)與農(nóng)民增收的格蘭杰原因，而農(nóng)業(yè)增產(chǎn)與農(nóng)民增收則是財(cái)政農(nóng)業(yè)投入變化的格蘭杰原因。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果表明，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的影響并不顯著，而農(nóng)民收入對(duì)財(cái)政農(nóng)業(yè)投入一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的擾動(dòng)則產(chǎn)生持續(xù)的負(fù)向響應(yīng)。方差分解結(jié)果表明，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的新息對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值和農(nóng)民收入各期預(yù)測(cè)誤差的貢獻(xiàn)度逐漸增大，但從總體上說，其貢獻(xiàn)度較低。這說明，總體上看，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)有助于財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的增加，但是財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對(duì)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和農(nóng)民增收的效益不高。因此，政府應(yīng)對(duì)目前財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的政策目標(biāo)進(jìn)行科學(xué)調(diào)整，注重提高財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對(duì)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和農(nóng)民增收的效益?？紤]到我國(guó)目前的發(fā)展?fàn)顩r和國(guó)家財(cái)政的支出能力，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入無論是絕對(duì)數(shù)量還是相對(duì)規(guī)模都無法在短期內(nèi)達(dá)到發(fā)達(dá)國(guó)家的水平。在財(cái)政收入總規(guī)模有限的條件下，片面強(qiáng)調(diào)大幅度提高財(cái)政農(nóng)業(yè)投入比例的做法并不可取。因此，通過完善相關(guān)立法來保證財(cái)政農(nóng)業(yè)投入規(guī)模持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)，將更具操作性和現(xiàn)實(shí)意義。

〔1〕 丁亮.中國(guó)國(guó)家財(cái)政支農(nóng)支出的時(shí)間序列分析.統(tǒng)計(jì)與咨詢,2006.5，第12-13頁(yè).

〔2〕 董秀良，薛豐慧，吳仁水.我國(guó)財(cái)政支出對(duì)私人投資影響的實(shí)證分析.當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究.2006.5，第65-68頁(yè).

〔3〕 樊勝根，張林秀，張曉波.中國(guó)農(nóng)村公共投資在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和反貧困中的作用.華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào).2002.1，第1-13頁(yè).

〔4〕 郭玉清.中國(guó)財(cái)政農(nóng)業(yè)投入最優(yōu)規(guī)模實(shí)證分析.財(cái)經(jīng)問題研究.2006.5，第68-72頁(yè).

〔5〕 何振國(guó)，王強(qiáng).中國(guó)財(cái)政支農(nóng)支出最優(yōu)規(guī)模及其約束.財(cái)政研究.2005.5，第14-16頁(yè).

〔6〕 侯石安.中國(guó)財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的目標(biāo)選擇與政策優(yōu)化.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題.2004.3，第40-43頁(yè).

〔7〕 李煥彰，錢忠好.財(cái)政支農(nóng)政策與中國(guó)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)：因果與結(jié)構(gòu)分析.中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì).2004.8，第38-43頁(yè).

〔8〕 李暉，孫長(zhǎng)青.提高公共財(cái)政農(nóng)業(yè)支出效益建設(shè)社會(huì)主義新農(nóng)村——我國(guó)財(cái)政農(nóng)業(yè)支出效益分析.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì).2007.2，第 53-54頁(yè).

〔9〕 李琴，熊啟泉，李大勝.中國(guó)財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的結(jié)構(gòu)分析.中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì).2006.8，第10-16頁(yè).

〔10〕李汝.我國(guó)財(cái)政對(duì)“三農(nóng)”投入效益的實(shí)證分析.鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì).2005.1，第5-8頁(yè).

〔11〕劉旦.財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)系.北方經(jīng)濟(jì).2006.23，第 35-37頁(yè).

〔12〕錢克明.中國(guó)“綠箱”措施的效果及投資優(yōu)先序.經(jīng)濟(jì)研究參考.2003.31，第27-28頁(yè).

〔13〕沈淑霞，秦富.財(cái)政農(nóng)業(yè)投入性支持的規(guī)模效率分析.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì).2004.4，第45-51頁(yè).

〔14〕楊燁軍.我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)業(yè)財(cái)政支出關(guān)系的實(shí)證分析.統(tǒng)計(jì)教育.2006.12，第44-46頁(yè).

〔15〕姚耀軍，和丕禪.農(nóng)業(yè)財(cái)政支出與農(nóng)業(yè) GDP（1978～2001）：一個(gè)實(shí)證分析.中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào).2004.1，第24-27頁(yè).

〔16〕JIANGJUN CHANG.2001.Agriculture Productivity，GovernmentExpenditure and EconomicGrowth.American Journal of Agriculture Economics，4：269-278.

〔17〕MATSUYAMA and KIMINORI.1992.Agriculture Productivity，Comparative Advantage，and Economic Growth.Journal of Economic Theory，58：317-334.

F812.8

A

1672-9544（2010）12-0023-06

*本文系教育部人文社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目07JA790085的階段性研究成果。

【責(zé)任編輯 陸成林】