摘 要：為實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，政府與金融機(jī)構(gòu)持續(xù)加大對(duì)農(nóng)業(yè)支持資金的投入?；跁r(shí)序數(shù)據(jù)實(shí)證得到：財(cái)政支農(nóng)資金投入對(duì)于促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展在短期或長(zhǎng)期均具有正向作用，但短期效果不顯著;金融支農(nóng)資金在短期對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的支持效果較明顯，長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用漸微。實(shí)證表明：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展要著手提高財(cái)政金融支農(nóng)資金自身的使用效率和配置效率，整合兩種支農(nóng)方式充分發(fā)揮其聯(lián)動(dòng)作用。

關(guān)鍵詞：財(cái)政支農(nóng);金融支農(nóng);農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)

一、 引言

黨的十九大提出關(guān)于鄉(xiāng)村振興的國(guó)家發(fā)展戰(zhàn)略，彰顯出在我國(guó)現(xiàn)代化建設(shè)中農(nóng)業(yè)具有十分重要的地位。無論財(cái)政或金融，其支農(nóng)資金的投入都在逐年增加。在財(cái)政與金融二者共同加大對(duì)農(nóng)業(yè)扶持力度的情況下，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顟B(tài)卻不盡理想，其原因何在？這是本文關(guān)注的關(guān)鍵點(diǎn)和分析重點(diǎn)。

財(cái)政支農(nóng)一直以來被認(rèn)為發(fā)揮著最穩(wěn)定、最基礎(chǔ)的作用。孫文祥、蔡方（2005）發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)財(cái)政資金投入結(jié)構(gòu)存在些許問題，這就在一定程度上導(dǎo)致我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展速度放緩。秦建軍、武拉平（2011）發(fā)現(xiàn)短時(shí)間內(nèi)，投入財(cái)政資金對(duì)農(nóng)村脫貧具有十分顯著的正面影響，而從長(zhǎng)期角度來看，正面影響日漸式微，最終趨于平緩狀態(tài)。

研究者們對(duì)金融支農(nóng)的科研起步相對(duì)較晚。丁志國(guó)等（2011）、呂勇斌、趙培培（2014）以消除貧困為研究切入點(diǎn)對(duì)我國(guó)金融支農(nóng)進(jìn)行研究，探討金融部門對(duì)農(nóng)業(yè)的支持是否能夠有效地增加農(nóng)業(yè)人口收入。呂德宏等（2013）研究了中國(guó)不同農(nóng)業(yè)資金對(duì)糧食生產(chǎn)能力的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)不同農(nóng)業(yè)資金對(duì)糧食生產(chǎn)能力的作用效果皆不相同。

基于此，本文以吉林省1998～2018年相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，通過構(gòu)建VAR模型解讀財(cái)政和金融兩種支農(nóng)方式與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，研究投入資金配置效率問題。

二、 研究方法與指標(biāo)說明

（一）研究方法

VAR模型一般適用于預(yù)測(cè)和分析，當(dāng)系統(tǒng)受到隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)動(dòng)態(tài)沖擊時(shí)所表現(xiàn)的沖擊力度、正負(fù)以及沖擊的持續(xù)時(shí)間。根據(jù)本文所采用的時(shí)序數(shù)據(jù)，研究財(cái)政支農(nóng)、金融支農(nóng)與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系，因此構(gòu)建VAR模型最為恰當(dāng)。

（二）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)說明

為考察吉林省財(cái)政支農(nóng)及金融支農(nóng)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系、研究財(cái)政及金融支農(nóng)資金投入對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的作用，被解釋變量選用吉林省農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值（GDP），解釋變量選用吉林省的農(nóng)林水事物支出（CZ）與農(nóng)業(yè)銀行貸款（JR）。根據(jù)采用的實(shí)證研究模型類別，選用時(shí)間跨度自1998年至2018年的時(shí)序數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，數(shù)據(jù)均源自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

三、 實(shí)證結(jié)果分析

（一）單位根檢驗(yàn)

利用ADF方法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ透髯兞繂挝桓?，檢驗(yàn)結(jié)果顯示各變量初始均無法拒絕原假設(shè)，即均為非平穩(wěn)序列，一階差分后結(jié)果表明各變量均在5%顯著水平下拒絕原假設(shè)，是平穩(wěn)序列。

（二）VAR模型與協(xié)整檢驗(yàn)

滯后階數(shù)的選擇結(jié)果為：2個(gè)評(píng)價(jià)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)認(rèn)為滯后階數(shù)應(yīng)為3，因此建立滯后階數(shù)為3的VAR模型?；赩AR（3）模型進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，當(dāng)假設(shè)變量間至多具有2個(gè)協(xié)整關(guān)系時(shí)，通過5%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明變量之間具有協(xié)整關(guān)系。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

為充分研究在短時(shí)間內(nèi)財(cái)政支農(nóng)、金融支農(nóng)與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，需進(jìn)一步進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。軟件檢驗(yàn)后結(jié)果顯示LnCZ、LnJR不是LnGDP格蘭杰成因的拒絕概率各自為0.7196和0.6756，充分表明在短期內(nèi)財(cái)農(nóng)林水事物支出、農(nóng)村銀行貸款是農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的格蘭杰成因。

（四）脈沖響應(yīng)與方差分析

以VAR（3）模型為基礎(chǔ)，分析財(cái)政支農(nóng)和金融支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)生沖擊時(shí)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)所作出的反應(yīng)。根據(jù)圖1、圖2結(jié)果可得，財(cái)政支農(nóng)投入對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有正向的、持續(xù)性的沖擊作用，相對(duì)比而言，金融支農(nóng)的短期效果較為明顯。

方差分解方法結(jié)果顯示為，財(cái)政支農(nóng)與金融支農(nóng)對(duì)促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)度逐期增強(qiáng)，在第10期其總體作用已達(dá)到60%以上。

四、 結(jié)論

通過對(duì)吉林省農(nóng)林水事物支出、農(nóng)業(yè)銀行貸款和農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的時(shí)序數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，最終顯示：

（1）財(cái)政與金融兩種支農(nóng)方式對(duì)提升農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平起到了積極作用，說明在1998年至2018年期間我國(guó)的財(cái)政支農(nóng)與金融支農(nóng)具有效果。（2）財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)效果在長(zhǎng)期內(nèi)具有持續(xù)性和穩(wěn)定性，增加金融支農(nóng)資金的投入對(duì)提高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平具有短期的、較顯著的積極作用。

參考文獻(xiàn)：

[1]孫文祥，蔡方.我國(guó)財(cái)政支農(nóng)經(jīng)濟(jì)績(jī)效實(shí)證研究[J].財(cái)政研究，2005（11）：25-28.

[2]秦建軍，武拉平.財(cái)政支農(nóng)投入的農(nóng)村減貧效應(yīng)研究：基于中國(guó)改革開放30年的考察[J].財(cái)貿(mào)研究，2011（3）：19-27.

作者簡(jiǎn)介：

王靖，吉林財(cái)經(jīng)大學(xué)稅務(wù)學(xué)院。