我國經(jīng)濟增長、財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)綜合發(fā)展的關系研究

武以敏，唐 捷，李壯壯，孫善輝

（宿州學院數(shù)學與統(tǒng)計學院，安徽宿州234000）

我國是農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)業(yè)的發(fā)展對我國經(jīng)濟增長有著重要作用，國內(nèi)外學者就農(nóng)業(yè)發(fā)展也進行了相關問題的研究。本文在前人研究的基礎上，把國民經(jīng)濟的增長、政府財政投入和農(nóng)業(yè)發(fā)展三者結合起來進行量化分析，運用VAR模型、協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗分析了三者之間的動態(tài)關系，對財政投入的時滯效應進行了較為詳細的探討和分析，并根據(jù)分析結論針對每一問題給出具體的政策建議。

1 財政農(nóng)業(yè)投入的效益分析和變量選擇

本文選取了農(nóng)業(yè)增加值（AGDP），農(nóng)民人均收入(INC)兩個變量作為綜合評價農(nóng)業(yè)發(fā)展的新指標，選取中央財政投入和地方財政之和占農(nóng)業(yè)增值的比重用變量FINA表示我國財政農(nóng)業(yè)投入變量指標，使用GDP表示我國經(jīng)濟發(fā)展變量，樣本區(qū)間選取的是1991～2010年，數(shù)據(jù)主要來源于中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒、中國財政統(tǒng)計年鑒和中國統(tǒng)計年鑒。各變量的影響關系可以用圖1表示。

圖1 三大子系統(tǒng)的聯(lián)系

2 我國財政農(nóng)業(yè)投入對我國經(jīng)濟增長動態(tài)效應的實證分析

本文將在建立VAR模型的基礎上對財政農(nóng)業(yè)投入效應，農(nóng)業(yè)綜合發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的關系進行實證分析，為了使序列的趨勢線性化，消除經(jīng)濟時間序列數(shù)據(jù)存在的異方差性，數(shù)據(jù)均取自然對數(shù)。

2.1 平穩(wěn)性檢驗

為了避免出現(xiàn)虛假回歸而造成結論無效，需要對時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗，本文采用的是ADF檢驗，根據(jù)各變量的時序圖確定其檢驗的具體形式，同時依據(jù)各變量檢驗方程中截距項和時間趨勢項的系數(shù)顯著性來判定方程設定的合理性，滯后階數(shù)基于AIC準則確定，用Eviews5.0中ADF檢驗模塊檢驗以上變量的結果表明，在5%的水平下，lnagdp、lninc、lnfina和lngdp四個變量序列都是一階單整的。

2.2 VAR和SVAR模型的確定

（1）VAR模型。

為了保持合理的自由度使模型參數(shù)具有較強的解釋能力，同時在綜合參照了殘差的自相關性、異方差性和正態(tài)性后，根據(jù)實際情況確定模型的滯后期為兩期，對VAR模型進行估計，擬合優(yōu)度較高，得到的估計模型為：

VAR自回歸方程為：

（2）SVAR模型。

因為VAR模型中不能直接得到同期變量之間的相關關系，同期相關關系包含在隨機誤差項中，所以為了彌補VAR模型的這一缺陷，可以通過建立有約束的VAR模型，即SVAR模型（Structural VAR），根據(jù)實際的經(jīng)濟變量之間的關系，本文對關系矩陣作了相應的約束，從而可得當期的關系式為：

由P值可以看出C(2)和C(6)未通過檢驗，其余系數(shù)都已通過檢驗。根據(jù)VAR模型和SVAR的分析結果，我們可以看出各變量當期及其滯后期的各種變化關系。

2.3 協(xié)整分析

為了對各變量之間的長期穩(wěn)定關系和短期變化關系進行更深入的分析,基于上述VAR模型進行了協(xié)整檢驗，本文采用基于VAR模型的Johansen協(xié)整檢驗。特征根跡檢驗和最大特征值檢驗都表明在顯著水平5%下，LNAGDP、LNINC、LNFINA、LNGDP變量具有至少兩個協(xié)整關系，說明被檢驗的序列之間存在協(xié)整關系，并且可以得到如下的β矩陣的估計量，β矩陣的每一列都是協(xié)整向量：

以協(xié)整向量為系數(shù)建立序列LNAGDP、LNINC、LNFINA、LNGDP的協(xié)整關系方程可以是四個不同的協(xié)整方程（因為中有四個協(xié)整向量），估計不唯一，本文給出了以下三個配套的協(xié)整關系方程：

從上面協(xié)整方程來看，農(nóng)民收入的長期增加要靠國內(nèi)生產(chǎn)總值的長期增長，農(nóng)民人均收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值呈正向的變動關系；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與財政農(nóng)業(yè)投入和國民經(jīng)濟發(fā)展均呈現(xiàn)出正向的關系，財政農(nóng)業(yè)投入與國民經(jīng)濟的發(fā)展也是呈正向變動的。以上協(xié)整方程的結論與VAR和SVAR模型的結論幾乎是一致的。

2.4 Granger因果關系檢驗

本文在檢驗過程中選取4個不同的滯后期，相對于自由度來說，滯后期已經(jīng)足夠長，檢驗結果的因果關系可以用圖2表示。

圖2 各變量之間的因果關系

以上因果關系圖表顯示國內(nèi)生產(chǎn)總值穩(wěn)定增長是農(nóng)民收入增加的原因，也是財政農(nóng)業(yè)投入增加的原因，同時，在滯后第二年開始也是農(nóng)業(yè)增加值增加的原因；觀察財政農(nóng)業(yè)投入、農(nóng)業(yè)增加值和農(nóng)民人均收入三者的因果關系，可以發(fā)現(xiàn)是一種前因后果的關系，農(nóng)業(yè)增加值增加是農(nóng)民人均收入增加的原因，農(nóng)民收入增加在滯后前三期是財政農(nóng)業(yè)投入增加的原因，財政農(nóng)業(yè)投入增加在前滯后兩期內(nèi)是農(nóng)業(yè)增加值增加的原因，三者之間形成了一個良性循環(huán)；農(nóng)業(yè)增加值增加和農(nóng)民收入增加卻不是國內(nèi)生產(chǎn)總值增加的原因。

2.5 脈沖響應函數(shù)分析

本文得到的關于變量之間的脈沖響應函數(shù)圖如下：

圖3 LNFINA和LNGDP對LNAGDP的沖擊

圖4 LNAGDP、LNFINA和LNGDP對LNINC的沖擊

從圖3中可以看出，給財政農(nóng)業(yè)投入LNFINA一個正沖擊后，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟LNAGDP在前兩期的變動響應不明顯，從第3期開始向正的方向變動，在第6期達到最大值，接著掉頭向下逐漸趨向平衡，這說明財政農(nóng)業(yè)投入的績效在投入后的第三年開始凸現(xiàn)出來，在第六年績效達到最大；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟LNAGDP對國民經(jīng)濟LNGDP的正沖擊從第1期就有了正的響應，在第3期響應達到最大，這表明國民經(jīng)濟的良性發(fā)展通過市場可以帶動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展。

圖4顯示，農(nóng)民人均收入LNINC對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟LNAGDP的正沖擊，在剛開始時是微弱的負響應，在第二年轉變?yōu)檎憫?，第五年達到最大值，這符合農(nóng)業(yè)經(jīng)濟對農(nóng)民增收的作用規(guī)律，先投入，后收獲；國民經(jīng)濟LNGDP的正沖擊能給農(nóng)民收入的增加帶來長期的正效應，這是國強民富的真實論證；但是，財政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民收入的沖擊會帶給農(nóng)民收入很長一段時間的負響應，從第四年才開始轉為正響應，這與國內(nèi)很多學者研究的結論是相同的。

圖5 LNAGDP、LNINC和LNFINA對LNGDP的沖擊

圖5給出的是國民經(jīng)濟LNGDP分別對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟LNAGDP、農(nóng)民人均收入LNINC和財政農(nóng)業(yè)投入正沖擊的響應。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟LNAGDP正沖擊會給國民經(jīng)濟LNGDP的發(fā)展帶來積極穩(wěn)定的正響應，這體現(xiàn)了我國農(nóng)業(yè)發(fā)展對國家經(jīng)濟發(fā)展的基礎推動作用；國家經(jīng)濟LNGDP對財政農(nóng)業(yè)投入正沖擊的響應也是符合事實的，財政投入不會很快給國家經(jīng)濟發(fā)展帶來積極地正效用，必然要通過一定年限的積累才會發(fā)生作用；值得一提的是，農(nóng)民收入的增加會給國民經(jīng)濟的發(fā)展帶來負沖擊，這與上述模型的結論是一致的，其內(nèi)在原因需要我們進一步的去挖掘。

3 結論

（1）國民經(jīng)濟與財政農(nóng)業(yè)投入的關系。

國民生產(chǎn)總值增加是農(nóng)業(yè)財政投入增加的原因，并且國民經(jīng)濟增長越穩(wěn)定，農(nóng)業(yè)財政投入增加越有保證，通過VAR、SVAR模型和協(xié)整檢驗都可以看出滯后的GDP對農(nóng)業(yè)財政投入的影響會更大一點，相應的影響比例可以參見模型，兩者之間的這種穩(wěn)定關系具有相對穩(wěn)定性。

（2）財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)綜合發(fā)展的關系。

從因果關系圖上可以看出，財政農(nóng)業(yè)投入僅僅是農(nóng)業(yè)增加值增長的原因，而且滯后兩期的財政投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展影響最大，但是這種影響是有限度的；從結構模型和脈沖響應圖看，剛開始時，農(nóng)業(yè)財政投入對農(nóng)民增收作用不大，在短期內(nèi)甚至會帶來負面影響，這與以前國內(nèi)學者的研究是相似的。財政年農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民增收的正效應會經(jīng)過一段時間的積累凸顯出來，在一定時期內(nèi)滯后期越長這種正面的影響力越大，從脈沖響應函數(shù)圖可以看到滯后8期的影響力最大，符合實際，國家財政投入對農(nóng)業(yè)基礎建設經(jīng)過幾年以后才能給農(nóng)村帶來福利，對農(nóng)民增收具有長遠利益的影響。

（3）國民經(jīng)濟與農(nóng)業(yè)綜合發(fā)展的關系。

從結構模型、協(xié)整方程、因果關系圖和脈沖響應圖上都可以看出，國家經(jīng)濟的發(fā)展是農(nóng)業(yè)增加值和農(nóng)民收入增加的原因，而且這種關系長期穩(wěn)定向前發(fā)展，國民經(jīng)濟對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的正沖擊和對農(nóng)民收入的正沖擊都可能在滯后的第3期達到最大，之后的沖擊影響在很長的一段時間都未消失，給農(nóng)民的利益帶來了長遠的好處。反過來，我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展也體現(xiàn)出了對國民經(jīng)濟發(fā)展的基礎作用，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的微小波動也會給國家經(jīng)濟的發(fā)展帶來長遠的影響，所以必須重視農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展；但是農(nóng)民收入對國民經(jīng)濟的影響卻是不穩(wěn)定的。

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