财政农业支出结构对农业经济的增长效应，本文主要内容关键词为：农业经济论文,支出论文,效应论文,财政论文,结构论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
［中图分类号］F323 ［文献标识码］A ［文章编号］1007-5097(2008)03-0045-05
一、引言
中国政府提出了发展现代农业，推进新农村建设的“四靠”措施，即一靠政策、二靠投入、三靠科技和四靠改革。财政农业支出在农业经济增长中起到了怎样的作用，人们进行了大量的研究。这些研究基本上是沿着两条路线进行的：一是按照Barro(1990)的研究路线把财政农业支出分为生产性支出和非生产性支出，然后在C-D模型的基础上进行分析。另一种是从总量规模上考察财政农业支出与农业经济增长的关系。Chang(2001)定性分析了政府农业投入对经济增长存在双重影响，即财政农业投入通过促进农业经济发展而减缓城镇化进程，从而对宏观经济造成不利影响，也可能通过增加农业产出而增加所得税和政府支出，进而又推动经济增长。李焕彰和钱忠好(2004)利用1986-2000年的数据，通过生产函数法计算出财政的农业基本建设支出、农业科技支出和支农支出对农业GDP的弹性分别为0.25、0.36和-0.35。李涛、孔国梁(2006)利用生产函数估算1992-2003年财政农业支出对农业GDP的弹性为0.89。李琴等(2006)利用C-D生产函数和1996-2004年的数据，估算财政支援农业生产支出的系数显著地为正（弹性系数为0.15）、农业各部门的事业费系数为0.95且显著，农业基建支出的系数为0.14且显著，农业科技三项费的系数为-0.16且不显著。
李锐(2004)采用参数和非参数相结合的分析方法，计算我国1991-2001年科研投资的内部收益率为32.7%。江宇激等(2005)利用Malmquist指数法测算了1978-2002年农业全要素生产率(TFP)年均增长1.7%，发现农业TFP的增长主要来自农业技术进步而不是农业生产率的改善，表明农业生产率的变化与政府的农业政策存在很强的依赖性。魏朗(2006)，利用固定效应模型和西部12个省的1999-2003年Panel数据，计算财政支出对农业GDP的平均贡献率为18%。刘伦武(2006)利用AR(p)和VECM模型对1980-2004年的农业基础设施与农业GDP之间关系进行分析，其结论是农业基础设施水平与农业经济增长存在长期均衡关系，但二者之间的短期影响较弱。
基于这些研究，本文选取1978-2005年中国财政农业支出及其各组成和农业产出的数据，通过向量自回归模型和向量误差修正模型，从三个层次考察农业产出与财政农业支出及其各组成之间的关系。首先分析财政农业支出总水平对农业经济的影响。其次，分析财政农业支出的主要项目对农业经济的增长效应。最后，根据财政农业支出的不同用途，分析财政农业生产性和消费性支出对农业经济的增长效应。
二、模型设定与数据
传统计量回归分析要求变量满足平稳性的前提条件，否则容易产生伪回归。为了避免非平稳变量所产生的伪回归现象，本文采用向量自回归模型(VAR)。VAR模型是一种用非结构性方法来描述各变量之间的关系，是把系统中的各内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数。VAR(p)的一般形式为：
通过对Y中时间序列变量进行单位根检验，如果
所包含的m个一阶单整过程存在协整关系，再建立向量误差修正模型VECM(p)，其一般表达式为：
本文选取的样本期为1978-2005年的年度数据并以1978年为基年，数据来自于《中国统计年鉴》(2001-2006)和《新中国五十年统计资料汇编》。
(1)劳均农业产出(AOV)。为了消除价格因素的影响，通过农林牧渔业产值环比指数计算以1978年为基年的农业产值指数，再将各年的农林牧渔业总产值除以农业产值指数得到实际农业产出。实际农业产出除以农业劳动力人数得到劳均农业产出作为农业产出水平的衡量指标。
(2)财政农业总支出(FTZ)，主要包括支援农业生产性支出和农林水利等部门事业费（以下简称支农支出）、农业基本建设支出、农业科技三项费用、农村救济费以及其他支出。并利用商品零售价格指数将其换算为实际财政农业支出。
(3)为考察财政农业支出的结构对农业经济增长的贡献，一方面根据财政农业支出的主要项目，分析支农支出FAZ、农业基建支出FJB和农业科技三项费FKJ对农业经济增长的影响。另一方面，根据财政农业支出的用途，将其分为生产性支出GINV和消费性支出GC。由于支农支出中农业各部门事业费所占比重大，我们将其归为财政消费性农业支出。因而，财政生产性农业支出GINV只包括农业基建支出和农业科技三项费两项，财政农业消费性支出GC为财政农业支出减GINV。将以上财政支出变量通过商品零售价格指数折算为实际值。为了克服数据中存在的异方差，将(1)～(3)的各变量取自然对数。
三、财政农业支出结构增长效应的计量分析
考察农业经济增长与财政农业支出之间的关系，首先分析农业经济增长与财政农业总支出之间关系，则构建模型1中向量Y包含农业产出(aov)和财政农业总支出(ftz)两个变量，即Y=[aov，ftz]＇。为进一步分析我国财政支出结构对农业经济增长的影响，我们从两个层面对财政农业支出进行区分，一个层面是根据财政农业支出主要项目的划分，分析财政支农支出(faz)、财政农业基建支出(fjb)和农业科技(fkj)三项费对农业经济增长的效应，则构建模型2中Y=[aov，ftz，fjb，fkj]＇；另一层面是根据财政农业支出的用途来分析财政农业生产性支出(ginv)和消费性支出(gc)对农业经济增长的影响，则建立模型3中向量Y＝[aov，ginv，gc]＇。
（一）变量的平稳性检验
表1 ADF检验结果
注：(c，t，p)表示存在常数项和趋势项，n表示不存在常数项或趋势项。D表示一阶差分。滞后阶数p根据SC取最小值决定。
在构建模型之前，需要对各变量的平稳性进行检验，以确定其单整阶数。检验变量是否平稳的方法称为单位根检验，本文采用ADF检验方法对变量进行平稳性检验，检验结果如表1。检验步骤是，先对包含截距项和趋势项进行检验，若ADF值小于临界值，表明变量是平稳的，检验终止，反之则变量是不平稳的；继续对含截距项进行检验，若ADF值小于临界值，表明检验通过，那么检验终止；否则，继续对不含截距项和趋势项进行检验，若ADF值大于临界值，则需要对变量的一阶差分进行检验，直至检验通过为止。检验结果表明，除ginv～I(0)外，其余变量均为I(1)。
（二）协整检验
平稳性检验结果表明，Y中多数变量是非平稳的，而其一阶差分序列DY则是平稳的，直接运用OLS进行估计可能产生伪回归问题，因此，我们采用向量自回归模型VAR。为了满足足够数目的滞后项和自由度的要求，经试算确定合适的滞后阶数为2，建立Var(2)模型。并对VAR(2)残差检验，结果表明，残差在5%水平上服从正态分布，且不存在自相关和异方差，满足模型对残差的要求。另外，模型整体的对数似然函数值较大，赤池信息准则AIC值和施瓦茨准则SC也都比较小，表明三个VAR(2)模型的整体解释力较好。
为了分析农业经济增长与财政农业总支出及其各组成之间是否存在稳定关系，还需要对VAR模型进行协整检验。协整检验的基本思想是，虽然两个或两个以上的变量序列是非平稳的，但它们的某种线性组合却具有稳定性，即这些变量之间存在长期稳定关系。Johanson～Juselius检验结果见表2。特征值迹统计量和最大特征值统计量检验的结果都表明，劳均农业产出和财政支出总水平及其各组成之间有着长期均衡关系。各模型的残差单位根检验结果表明，各残差都是平稳的。
表2 JJ检验结果
注：Ⅳ表示序列有线性趋势且协整方程有截距和趋势项。*表示在5%水平上拒绝零假设。
（三）向量误差修正模型的回归结果
通过协整检验可知，农业产出与财政农业总支出及其各组成之间存在协整关系。为进一步分析这些变量之间的关系，在VAR(2)的基础上构建VECM模型，并用最小二乘法估计各模型，回归结果见表3和表4。
表3 VECM的回归结果：长期方程（因变量：aov）
注：括号里的数值是t值。
表4 VECM的回归结果：短期方程（因变量：Daov）
注：Ecmt-1是误差修正项，反映变量之间的长期关系。括号里的数值是t值。
从回归结果可以得到以下几点认识：
(1)财政农业总支出的长期系数显著地为负，说明财政农业总支出对农业经济增长有着不利的影响（表3模型1）。这与李涛、孔国梁(2006)的研究结果不同，他们发现财政农业总支出对农业经济增长的系数为正。但财政农业总支出的短期效应为负但不显著（表4模型1），这说明财政农业总支出的暂时变化对农业经济增长不会产生显著的影响。
(2)财政农业支出的各部分对农业经济增长的效应存在很大差异（表3模型2）。从模型2的回归结果来看，财政支农支出的长期系数显著地为负。这与李焕彰和钱忠好(2004)的研究结果一致。但与李琴等(2006)的分析结果不同：他们发现财政支农支出对农业产出具有显著的正效应。
而财政支农支出的短期系数为负却不显著，表明在短期内增加财政支农支出对农业经济增长不会有显著的影响（见表4模型2）。
在长期效应中，农业基建支出的系数为正但不显著，这表明我国财政农业基建支出对农业经济增长的长期效应不明显。与李焕彰和钱忠好(2004)和李琴等(2006)的研究结果有些不同：他们估算我国农业基建支出对农业经济具有显著的正效应。然而农业基建支出的短期效应却为负且不显著（见表4模型2）。
农业科技三项费支出的系数均不显著地为正（见表3和4模型2），这说明无论在短期还是长期，我国农业科技三项费支出对农业经济的增长效应都不具有显著的影响，与李焕彰和钱忠好(2004)和李琴等(2006)的估算基本相似：他们发现农业科技三项费的系数为负且不显著。
(3)财政农业生产性支出的长期效应大于其短期效应，并且农业生产性支出对农业经济增长有着正效应，但长期增长效应不显著（见表3和表4模型3），这与多数经验研究的结论——政府生产性投资对经济增长具有显著的正向作用——有所不同。
而财政农业消费性支出对农业经济增长存在负效应（见表3和4模型3）。这与Landau(1982)、Tullock(1987)、郭庆旺等人(2003)的研究结论相同，他们发现政府消费性支出与经济增长之间负相关。但与马树才、孙长清(2006)的分析结论不同，他们发现我国政府消费性支出对经济增长有着正的影响。
（四）格兰杰因果关系检验
财政农业支出及其与农业经济增长之间的长期关系是否构成因果关系，即是由于财政农业支出及其各组成的变化引起农业经济增长，还是农业经济增长引起财政农业支出组成的增加。Granger(1969)提出的因果关系检验可以解决这类问题。格兰杰因果检验的基本思路是，平稳时间序列通常可以用其自身的滞后项进行解释，如果再增加新的变量序列及其滞后项作为解释变量，模型的解释力度有所提高，那么可以从统计上说明新增序列对原序列具有一定的解释力，则称新增序列与原序列之间存在格兰杰因果关系，否则，称为非格兰杰原因。由于格兰杰因果检验要求变量是平稳序列，并且对滞后期数比较敏感，最大滞后数尽可能取大一些。格兰杰因果检验的结果如表5。
从检验结果看，财政农业支出及其各组成与农业产出之间基本上并未构成双向因果关系。具体地说：
(1)在10%水平和滞后1、5年时，农业产出的增长是引起财政农业总支出水平变化的原因。而财政农业总支出水平变化不是引起农业产出变化的原因。
(2)从财政农业支出的主要支出项目看，在10%水平和滞后6年时，财政支农支出和农业产出之间的关系是双向的，而在5%水平和滞后1年时，二者的关系却是单项的，即农业产出的变化是引起财政支农支出的格兰杰原因。农业基建支出和农业科技支出与农业产出之间关系都是单项的。
(3)在10%水平和滞后1～5年时，农业产出变化是引起财政农业生产性支出的格兰杰原因，在10%水平和滞后1、4～6年时，农业产出变化是引起财政农业消费性支出变化的原因。
表5 格兰杰因果检验
四、简短的结论与评价
通过财政农业支出及其结构与农业产出之间的计量分析表明：
(1)财政农业总支出对农业经济有着显著的不利影响，并且其长期效应大于短期效应。
(2)财政支农支出系数为负，表明财政支农支出对农业经济存在不利的影响。一个主要原因是我国农业各部门事业费居高不下，用于人员供养及行政开支的部分偏高。例如，农业各部门事业费占财政农业总支出的比例由1989年的12%升至2004年的26.6%。
农业基建支出长期产出效应为正但短期效应却为负的，这表明，从长期看财政增加农业基建支出有利于促进农业产出增长，但短期内其对农业经济增长有着不利的影响。一个可能的解释是农业基建支出直接对农业经济的作用比较小，其主要原因在于，按我国现行财政投资体制，政府的农业基建支出中用于大中型具有普遍受益性的水利建设和林业生态建设比重较大，而直接用于农业基础设施的比重较小。例如，1990～2000年，财政累计安排农业基建支出1538亿元，其中用于水利基础设施的投入达1044亿元，占67.9%，安排林业生态支出169.7亿元，占11%，二者合计达78.9%。再扣除气象等投入，直接用于农业基础设施支出还不到20%。
农业科技三项费支出的系数虽为正，但无论在短期还是长期，我国农业科技三项费支出对农业经济的增长效应都不显著。一个主要原因是，我国的农业科技投入数量偏少。据有关估计，目前每年对农业科研投入为600多亿元，占农业总产出的0.25%左右，远低于发达国家的平均水平(2.37%)和发展中国家的平均水平(0.7%～1%)。
(3)从财政农业支出用途角度来看；财政农业生产性支出对农业经济具有正效用，而农业消费支出对农业经济有着不利的影响。
(4)从财政农业支出结构的效应分析结果看，其政策含义是：为促进农业经济快速增长，增加农业农民收入，政府需要在不断加大财政对农业政策支持力度的同时，不断调整和优化财政农业支出结构，确定财政农业支出重点和投入方向。
［收稿日期］2007-10-18