趙璐璐
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河南省財政農(nóng)業(yè)投入與產(chǎn)出關系的實證分析
趙璐璐
摘要:財政支出是政府促進農(nóng)業(yè)發(fā)展的必要手段,農(nóng)業(yè)作為維系國民經(jīng)濟社的基礎性行業(yè),而河南省作為傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)大省,因此本文針對河南省農(nóng)業(yè)的財政支持,分析河南省財政農(nóng)業(yè)投資和產(chǎn)出之間的實證關系,主要采用J協(xié)整檢驗、建立雙變量回歸模型來探討河南省財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的長期及短期的影響。
關鍵詞:財政農(nóng)業(yè)支出; 農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加; 協(xié)整檢驗; 雙回歸模型
一、引言
2004年起,國家出臺了多項強調(diào)“三農(nóng)”問題的 “一號文件”,強調(diào)農(nóng)業(yè)發(fā)展的“四靠措施”,財政支持排在首位。農(nóng)業(yè)作為國民經(jīng)濟發(fā)展基礎性行業(yè),吸引市場投資能力相對較小,依靠市場機制難以維持農(nóng)業(yè)的良好發(fā)展,農(nóng)業(yè)發(fā)展不足成為制約我國經(jīng)濟發(fā)展的重大問題。因此,農(nóng)業(yè)的發(fā)展必須依靠政府的支持而非市場來保證農(nóng)業(yè)良好發(fā)展,政府將財政資金用于農(nóng)業(yè)領域,以達到促進和扶持農(nóng)業(yè)的目的。
目前,我國經(jīng)濟進入新常態(tài)階段,在經(jīng)濟放緩的背景下,繼續(xù)加強農(nóng)業(yè)基礎地位、促進農(nóng)民收入是亟待解決的重大課題。2010—2015年在中央“一號文件”糧食安全始終是我國重點,確保我國糧食安全,保障主要農(nóng)產(chǎn)品的有效供給,是發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的重任,中央政府始終把“三農(nóng)”問題作為全部工作的重要前提,進一步推動農(nóng)業(yè)的發(fā)展。
劉宏杰、李素娜等(2009)研究河北省財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的關系,表明在短期內(nèi)財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的促進作用并不大; Barro(1990)構建了財政支農(nóng)支出的農(nóng)業(yè)增長模型,認為財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)增長影響遵循倒“U”模式,因此存在一個最優(yōu)的財政支農(nóng)支出。Russek 和 Miller(1997)對 39 個國家 1975-1984 年度數(shù)據(jù)建立面板數(shù)據(jù)模型,分析得出政府財政支出與經(jīng)濟增長關系中占有決定性位置。
河南是我國農(nóng)業(yè)、糧食大省,在農(nóng)業(yè)中占有重要地位,本文以河南為例,其研究結論及策略措施也會對其他地區(qū)甚至對全國都具有一定的借鑒和指導。
二、研究方法
由于已經(jīng)有大量的理論分析,本文只在理論上稍作概述,主要采用實證分析法,通過eviews軟件建立雙變量回歸模型進行分析,運用J協(xié)整檢驗進行驗證,來探討河南省財政投資河農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的關系。
三、實證分析
(一)單位根檢驗。為排除由于單位根的存在而導致的偽回歸的出現(xiàn),我們首先對河南省財政投資與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出相關數(shù)據(jù)進行回歸分析(檢驗結果的ADF取值在5%的置信水平下)。采用ADF檢驗結果如下:
變量ADF檢驗值檢驗類型(c,t,p)臨界值1%5%10%結論X-0.888711(c,0,3)-3.959-3.081-2.681非平穩(wěn)DX-3.448904(c,0,3)-4.004-3.099-2.690平穩(wěn)Y1.60399(c,0,3)-3.920-3.0656-2.673非平穩(wěn)DY-5.720728(c,0,3)-4.004-3.099-2.690平穩(wěn)
注:檢驗類型(c,t,p)c為常數(shù)項,t為趨勢項,p為滯后階數(shù),D為變量系數(shù)的二階差分
由檢驗結果知:各變量原始序列的ADF值在5%顯著性水平時都不顯著,表明各變量原始序列在5%顯著性水平下存在單位根。二階差分后,在5%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設,即各變量都是二階單整序列,因此可以進行協(xié)整檢驗分析。
(二)模型的建立。本文擬采用雙變量回歸模型,把河南省財政農(nóng)業(yè)投資為解釋變量(x),河南省農(nóng)業(yè)產(chǎn)出為被解釋變量(y),其他因素我們暫不考慮對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響。通過對兩者建立模型我們得出兩者明顯有一元回歸模型,因此建立等式Y=ax+c
我們通過Eviews軟件進行多元線性回歸檢驗,其回歸方程如下
Y=36.80x+848t=(0)R2=0.9827R2修正=0.9815F=852.31DW=1.858
由回歸方程得知,模型的擬合度高達98.27%,擬合度非常好,又因為F=852.31表明模型非常顯著性水平很好,DW=1.858存在正的自先關性。
結果顯示,在以河南省財政投資為X,河南省農(nóng)業(yè)產(chǎn)出為Y建立雙變量回歸模型,兩者之間具有高度正相關性,因此財政投入極大影響著農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。但是短期內(nèi)存在這樣關系,但長期未可得知,因此有必要進行協(xié)整檢驗以求驗證。
(三)協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗有EG檢驗和JJ檢驗。本文采用J協(xié)整檢驗對河南省財政投資和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出進行一元非平穩(wěn)檢驗。協(xié)整檢驗結果如表所示,根據(jù)結果可以判定河南省財政農(nóng)業(yè)投資和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指標之間存在著協(xié)整關系,即河南省財政農(nóng)業(yè)投資與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出存在長期穩(wěn)定的均衡關系。
Johansen協(xié)整檢驗結果
(四)格蘭杰因果檢驗。河南財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的長期關系是否具有雙向關系,需要進行格蘭杰因果檢驗。已知財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出存在二階單整序列且具有協(xié)整關系。協(xié)整關系表明財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間存在因果關系,但沒有指明存在何種因果關系。于是我們需進行格蘭杰因果檢驗結果如下:
原假設樣本數(shù)F統(tǒng)計量PXdoesnotGrangercausey154.851310.0337YdoesnotGrangercauseX150.097320.9081
結果顯示,在5%的置信水平下,財政農(nóng)業(yè)投資與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出并沒有雙向關系,p=0.0337概率太小,因此我們拒絕原假設,即x是y的格蘭杰原因。對于y對x而言,p=0.9081,因此原假設成立,y不是x的格蘭杰原因。通過兩項結果相比較,可得財政農(nóng)業(yè)支出影響著y,并沒有雙向影響關系。
四、實證結論
1、通過實證結果得知,財政農(nóng)業(yè)投入和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出雖然是非平穩(wěn)序列,但是從長期結果得知,具有明顯的穩(wěn)定性,即財政農(nóng)業(yè)投入極大影響著農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。
2、我們通過Eviews模型知,短期內(nèi)財政對農(nóng)業(yè)投資效果比較小,其原因可能使財政效果不能夠立竿見影顯現(xiàn)出效果,它對產(chǎn)出的影響需要一定的作用時間。
3、無論是從短期來看,還是在長期的角度而言,財政農(nóng)業(yè)投資都影響著農(nóng)業(yè)產(chǎn)出,只是短期作用并不如長期那么明顯,這是部分原因由于財政效果的滯后性引起的,長期來言,財政農(nóng)業(yè)投資具有較強的影響作用。(作者單位:河南工業(yè)大學)
參考文獻:
[1]陳燦煌. 財政支農(nóng)支出總量及結構與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的關系——基于1980—2005年中國數(shù)據(jù)的實證分析[J].經(jīng)濟與金融.2009.[12]
[2]劉宏杰,李素娜.中國財政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民收入之間的經(jīng)驗研究——基于向量自回歸模型的經(jīng)濟計量分析[J]. 青島科技大學學報. 2009[04]
[3]Barro R.J. Government Spending in a simple Model of Endogenous Growth[J].JomalofPolitical Economy.1990[05]
[4]Miller,StephenM.,Russek,etal. Fiscal Structures and Economic Growth:Internati onEvidence[J]. Economic Inquiry. 1997[03]
作者簡介:趙璐璐(1991-),男,漢,許昌人,河南工業(yè)大學在讀研究生,應用經(jīng)濟學。