徐合帆 鄭軍 余家鳳, 馬艾

(1.長(zhǎng)江大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 荊州 434023;2.長(zhǎng)江大學(xué) 長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展研究院，湖北 荊州 434023)

一、財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出影響

研究評(píng)述

“三農(nóng)”問(wèn)題是一個(gè)事關(guān)國(guó)家發(fā)展全局的戰(zhàn)略性問(wèn)題，已連續(xù)多年成為中央一號(hào)文件的主題[1]。財(cái)政支農(nóng)資金作為政府調(diào)控和保護(hù)農(nóng)業(yè)的重要工具，其重要性越來(lái)越為政府和學(xué)者所關(guān)注。湖北省作為我國(guó)農(nóng)業(yè)大省，目前其農(nóng)業(yè)正處于由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)化的過(guò)渡期。對(duì)湖北省財(cái)政支農(nóng)資金與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出關(guān)系進(jìn)行深入剖析，對(duì)于推動(dòng)當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、保障糧食安全以及有效實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

關(guān)于財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的影響，學(xué)者們進(jìn)行了大量的研究。研究成果主要表現(xiàn)在以下兩個(gè)方面。

第一，采用全國(guó)層面的數(shù)據(jù)對(duì)財(cái)政支農(nóng)資金與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出之間的關(guān)系進(jìn)行研究。Townsen(2001)利用AK模型，對(duì)美國(guó)20世紀(jì)的涉農(nóng)數(shù)據(jù)進(jìn)行了深入的探究，發(fā)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出有顯著的正向影響[2]。范曄(2012)利用偏最小二乘回歸模型，對(duì)我國(guó)1981年到2006年的涉農(nóng)數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)資金投入的增加對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的提高有較高貢獻(xiàn)率[3]。王金媛等(2015)使用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建VAR方程，對(duì)中國(guó)1978年到2014年的涉農(nóng)數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，認(rèn)為財(cái)政支農(nóng)資金投入的增加是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素，并且它們之間形成了良性循環(huán)機(jī)制[4]。呂誠(chéng)倫和江海潮(2016)利用VAR模型，對(duì)中國(guó)1952年到2013年的涉農(nóng)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果表明財(cái)政支農(nóng)資金投入的增長(zhǎng)給農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出帶來(lái)了直接正效應(yīng)[5]。

第二，采用區(qū)域或省級(jí)層面的數(shù)據(jù)對(duì)財(cái)政支農(nóng)資金與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出之間的關(guān)系進(jìn)行研究。Misra(2009)對(duì)美國(guó)農(nóng)業(yè)區(qū)財(cái)政支農(nóng)效果做了深入的探究，發(fā)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)資金與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出之間具有顯著的正向關(guān)系[6]。Pandey等(2012)對(duì)Andhra Pradesh地區(qū)39年的涉農(nóng)數(shù)據(jù)做了全面的研究，結(jié)果表明：財(cái)政支農(nóng)資金投入的增加對(duì)一個(gè)地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的增長(zhǎng)有顯著的正向促進(jìn)作用，且對(duì)貧困地區(qū)的促進(jìn)作用更大[7]。孫學(xué)濤(2015)借助ECM模型，對(duì)遼寧省1980年到2012年的財(cái)政支農(nóng)數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，計(jì)算發(fā)現(xiàn)遼寧省財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的影響系數(shù)，在長(zhǎng)期為0.86，在短期為0.04，這兩個(gè)數(shù)均小于東部地區(qū)[8]。吳懷軍等(2017)運(yùn)用對(duì)比分析的方法，對(duì)江蘇省財(cái)政支農(nóng)資金使用效率進(jìn)行了分析，認(rèn)為財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出有正向促進(jìn)作用[9]。

綜上可知，目前國(guó)內(nèi)關(guān)于財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的影響，從全國(guó)層面進(jìn)行研究的比較多，從省級(jí)層面探討的相對(duì)較少。并且，這些研究一般采用實(shí)證的方法，大多數(shù)實(shí)證結(jié)果表明財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出有顯著影響，但影響的大小，因地區(qū)的不同而存在差異，其對(duì)策也過(guò)于寬泛，針對(duì)性不強(qiáng)?；诖?，本研究的邊際貢獻(xiàn)就在于利用湖北省2001年到2017年涉農(nóng)數(shù)據(jù)，通過(guò)采用E-G兩步法建立協(xié)整方程、使用ECM模型以及脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)湖北省財(cái)政支農(nóng)資金與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的關(guān)系進(jìn)行深入的剖析，得出湖北省財(cái)政支農(nóng)資金投入的增加對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出有顯著的正影響，且影響系數(shù)在短期為0.1221，在長(zhǎng)期為0.1583的結(jié)論，并據(jù)此提出相應(yīng)的政策建議，以此提高湖北財(cái)政支農(nóng)資金使用效率，進(jìn)而增加農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出，最終促使鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略順利實(shí)施。

二、模型設(shè)定和方法說(shuō)明

(一)模型的設(shè)定

為了探究財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的影響，參考孫學(xué)濤等的研究方法，建立協(xié)整方程如下：

LnY=C+β1LnX1+β2LnX2++β3LnX3+μ

(1)

式中，C為常數(shù)項(xiàng)，LnY、LnX1、LnX2和LnX3分別表示農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出、財(cái)政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和有效灌溉面積的對(duì)數(shù)，β1、β2和β3分別為財(cái)政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和有效灌溉面積對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的彈性，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(二)相關(guān)的變量

1．被解釋變量

選取湖北省2001～2017年的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出作為被解釋變量，記為Y，參考現(xiàn)有研究成果，用農(nóng)林牧副漁總產(chǎn)值表示。

2．解釋變量

選取湖北省2001～2017年的財(cái)政支農(nóng)資金作為解釋變量，記為X1，反映國(guó)家對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的支持力度。2001年以來(lái)，我國(guó)財(cái)政支農(nóng)資金統(tǒng)計(jì)口徑變化了三次，以下是財(cái)政支農(nóng)資金數(shù)值的計(jì)算方法。

2001～2003年，財(cái)政支農(nóng)資金=支援農(nóng)村生產(chǎn)支出+農(nóng)業(yè)綜合支出+農(nóng)林水利氣象部門事業(yè)費(fèi)。

2004～2006年，財(cái)政支農(nóng)資金=農(nóng)業(yè)支出+林業(yè)支出+水利氣象支出。

2007年至今，財(cái)政支農(nóng)資金=農(nóng)林水事務(wù)支出。

3．控制變量

借鑒孫致陸(2013)[10]的研究成果，并立足于湖北省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實(shí)際，選取湖北省2001～2017年的農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和有效灌溉面積作為控制變量，分別記為X2和X3。

(三)數(shù)據(jù)說(shuō)明

本研究的數(shù)據(jù)主要通過(guò)對(duì)湖北省統(tǒng)計(jì)局歷年《統(tǒng)計(jì)年鑒》和湖北省農(nóng)業(yè)廳歷年《農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》的數(shù)據(jù)整理得來(lái)。為了消除變量之間的異方差問(wèn)題，在正式分析之前，對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。因而此處對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出(Y)、財(cái)政支農(nóng)資金(X1)、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(X2)和有效灌溉面積(X3)取對(duì)數(shù)，分別用LnY、LnX1、LnX2和LnX3表示。

三、實(shí)證分析

為了分析因變量與自變量之間的長(zhǎng)期及短期波動(dòng)的相互影響，筆者設(shè)立了協(xié)整方程和ECM模型。為避免協(xié)整分析過(guò)程中出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題，首先對(duì)所選的變量進(jìn)行了ADF檢驗(yàn)。

(一)ADF單位根檢驗(yàn)

通過(guò)最常用的ADF檢驗(yàn)，來(lái)判斷LnY、LnX1、LnX2以及LnX3的平穩(wěn)性。表1為借助計(jì)量工具Eviews8.0分別對(duì)LnY、LnX1、LnX2以及LnX3的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)的輸出結(jié)果。

表1 ADF檢驗(yàn)

由表1的輸出結(jié)果可知，在以5%的顯著性水平為條件的情況下，LnY、LnX1、LnX2以及LnX3的t值都通過(guò)了t檢驗(yàn)，均為平穩(wěn)序列，即LnY、LnX1、LnX2以及LnX3均為二階單整序列，可以運(yùn)用協(xié)整方程進(jìn)行進(jìn)一步分析。

(二)協(xié)整分析

由于LnY、LnX1、LnX2和LnX3均為二階單整序列，所以它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。下面運(yùn)用比較常用的E-G兩步法，來(lái)檢驗(yàn)它們之間的這種關(guān)系是否存在。前面已完成了E-G兩步法中的前一步單位根檢驗(yàn)，所以，下面需要完成后一步，構(gòu)建協(xié)整方程，并對(duì)其殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。

運(yùn)用OLS方法進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果為：

LnY=-7.3670+0.1583LnX1+0.6319LnX2+1.2250LnX3

(2)

(-3.0070)(1.7928)(2.4124)(4.0084)

R2=0.9914調(diào)整R2=0.9894F=499.8285DW=1.5662

由以上回歸結(jié)果可知，R2為0.9914，且調(diào)整后的R2為0.9894，表明方程整體擬合程度較好。F統(tǒng)計(jì)量為499.8285，比顯著性水平為5%的臨界值大，通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明回歸模型在總體上顯著，被解釋變量與解釋變量之間存在明顯的線性關(guān)系。t檢驗(yàn)過(guò)程中，LnX1在顯著性為1%條件下通過(guò)檢驗(yàn)，LnX2、LnX3在顯著性為5%條件下均通過(guò)檢驗(yàn)。在長(zhǎng)期內(nèi)LnX1、LnX2、LnX3對(duì)LnY的影響分別為0.1583、0.6319、1.2250，說(shuō)明長(zhǎng)期內(nèi)財(cái)政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和有效灌溉面積對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的彈性分別為0.1583、0.6319、1.2250。但是，模型是不是經(jīng)濟(jì)變量的協(xié)整方程，還要對(duì)其殘差項(xiàng)μ做ADF單位根檢驗(yàn)，其輸出結(jié)果如表2所示。

表2 殘差的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表2可知，殘差μ的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-5.5805，比1%的臨界值-2.7283小，表明殘差項(xiàng)μ是平穩(wěn)的，即LnY、LnX1、LnX2以及LnX3間的協(xié)整關(guān)系成立。說(shuō)明長(zhǎng)期內(nèi)財(cái)政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和有效灌溉面積與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出之間存在均衡關(guān)系。

(三)建立ECM模型

以上分析表明，LnY、LnX1、LnX2以及LnX3間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但LnY與LnX1、LnX2和LnX3間有沒(méi)有短期均衡關(guān)系，還有需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。在方程(2)的基礎(chǔ)上，將其殘差項(xiàng)μ的相反數(shù)作為誤差修正項(xiàng)ECMt-1，并把ECMt-1作為一個(gè)解釋變量，聯(lián)同LnX1、LnX2、LnX3的差分DLnX1、DLnX2、DLnX3作為解釋變量，以DLnY作為被解釋變量，建立ECM模型，考察財(cái)政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和有效灌溉面積對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的短期影響，以及農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出對(duì)其自身長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)偏離的糾正速度。采用OLS估計(jì)法對(duì)DLnY、DLnX1、DLnX2、DLnX3、ECMt-1進(jìn)行回歸，得到以下回歸方程。

DLnY=0.0460+0.1221DLnX1+0.2000DLnX2+0.9990DLnX3-0.7811ECMt-1(3)

(1.7268)(2.2657)(0.6608)(2.2299)(-3.1143)

R2=0.6455 調(diào)整R2=0.5166F=5.0079DW=1.8783

從回歸結(jié)果可知，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的值為5.0079，比顯著性水平為5%條件下的臨界值大，通過(guò)了F檢驗(yàn)，但R2的值相對(duì)較低。短期內(nèi)財(cái)政支農(nóng)資金每增加1%，就會(huì)引起農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加0.1221%；農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力每增加1%，就會(huì)引起農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加0.2000%；有效灌溉面積每增加1%，就會(huì)引起農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加1%；隨機(jī)誤差項(xiàng)對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出有一定的影響，且糾正速度為0.7811。

(四)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

通過(guò)ADF單位根檢驗(yàn)、協(xié)整分析和ECM模型，只能證明LnY、LnX1、LnX2以及LnX3間存在短期和長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但LnY與LnX1、LnX2和LnX3之間有沒(méi)有因果關(guān)系，仍需做進(jìn)一步的驗(yàn)證。筆者利用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法，來(lái)驗(yàn)證LnY與LnX1、LnX2和LnX3之間因果關(guān)系。表3為其輸出結(jié)果。

由表3可知，在滯后3期時(shí)，原假設(shè)財(cái)政支農(nóng)資金增加不是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加的Granger原因的概率為0.0287，小于0.05，因此，拒絕原假設(shè)，即財(cái)政支農(nóng)資金增加是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加的Granger原因；原假設(shè)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力增加不是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加的Granger原因的概率為0.0042，小于0.05，因此，拒絕原假設(shè)，即農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力增加是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加的Granger原因。原假設(shè)有效灌溉面積增加不是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加的Granger原因的概率為0.0835，小于0.1，因此，拒絕原假設(shè)，即有效灌溉面積增加是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加的Granger原因。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

四、結(jié)論與啟示

(一)結(jié)論

綜上所述,筆者得出以下結(jié)論。

第一，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明：湖北省財(cái)政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力以及有效灌溉面積這三者的增加對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的提高具有正向促進(jìn)作用，且財(cái)政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、有效灌溉面積每增加1%，將分別引起農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增加0.1583%、0.6319%、1.2250%。

第二，Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明：在顯著性水平為5%、滯后期數(shù)為3的條件下，財(cái)政支農(nóng)資金增長(zhǎng)、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力擴(kuò)大、有效灌溉面積增加均是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出增長(zhǎng)的Grange原因。

第三，脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果表明：湖北省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出與財(cái)政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、有效灌溉面積之間存在比較顯著的動(dòng)態(tài)路徑，并且存在一定的時(shí)滯。這是因?yàn)樨?cái)政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、有效灌溉面積的變化對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出產(chǎn)生影響需要一定的時(shí)間，所以它們對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的增加存在滯后效應(yīng)。

(二)啟示

根據(jù)上述結(jié)論，可得到如下啟示。

第一，以鄉(xiāng)村振興為平臺(tái)，創(chuàng)新財(cái)政支農(nóng)投入方式。由以上研究可知，湖北省財(cái)政支農(nóng)資金的增加促進(jìn)了農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的增長(zhǎng)，這說(shuō)明其財(cái)政支農(nóng)資金配置是有效的。因此，要通過(guò)政策引導(dǎo)，鼓勵(lì)縣鄉(xiāng)財(cái)政增加支農(nóng)投入。同時(shí)，注重發(fā)揮財(cái)政資金的引導(dǎo)作用，撬動(dòng)非農(nóng)經(jīng)營(yíng)主體資本和國(guó)內(nèi)外金融資本更多地投向農(nóng)業(yè)。再者，通過(guò)鄉(xiāng)村振興這一平臺(tái)，推進(jìn)財(cái)政支農(nóng)資金的整合，使財(cái)政支農(nóng)投入方式在鄉(xiāng)村振興實(shí)踐中不斷得到創(chuàng)新，以建立既提高農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出，又充分發(fā)揮其效益的長(zhǎng)效機(jī)制。

第二，加大農(nóng)業(yè)科技投入，促進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化快速發(fā)展，為提高農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出提供技術(shù)支持。以上研究表明，增加湖北省農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力，將會(huì)帶動(dòng)其農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的提高。因此，應(yīng)增加農(nóng)業(yè)科技方面的投入，加快農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新體系的建設(shè)，提高農(nóng)業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化率。同時(shí)，須加強(qiáng)產(chǎn)學(xué)研合作，提高湖北省農(nóng)業(yè)“耕種收”綜合機(jī)械化水平，以緩解農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)性短缺的矛盾，為農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出穩(wěn)定增長(zhǎng)的長(zhǎng)效機(jī)制建立奠定技術(shù)基礎(chǔ)。

第三，加強(qiáng)農(nóng)田水利建設(shè)，推進(jìn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉系統(tǒng)的建設(shè)和改造，夯實(shí)提高農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的根基。以上研究發(fā)現(xiàn)，湖北省有效灌溉面積的變化對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的增長(zhǎng)具有顯著的正向拉動(dòng)作用，因此，有必要繼續(xù)增加農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面的投入，特別是要加強(qiáng)農(nóng)田水利建設(shè)，尤其是要加快對(duì)鄂北水資源匱乏地區(qū)水資源調(diào)劑工程的建設(shè)，以提高抵抗自然災(zāi)害的能力。同時(shí)，抓緊改造和建設(shè)農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉系統(tǒng)，建造一批高效節(jié)水的農(nóng)業(yè)灌溉設(shè)施，為湖北省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的持續(xù)增長(zhǎng)創(chuàng)造條件。