吴其勉

(福建师范大学经济学院，福建福州350007)

我国财政支农支出与农业产出增长的动态关系研究
——基于1978－2010年时序数据的实证分析

吴其勉

(福建师范大学经济学院，福建福州350007)

运用VAR模型的动态经济计量分析方法，对1978－2010年中国财政支农支出、第一产业就业人员和第一产业增加值之间的关系进行实证分析。结果表明，中国财政支农支出、第一产业就业人员与第一产业增加值之间存在长期稳定的均衡关系，但从短期来看，财政支农支出并不是第一产业增加值增长的原因。财政支农支出冲击对第一产业增加值有正向影响，并在冲击后的第6年，对第一产业增加值的正向影响达到最大，但整体上影响幅度较小，且财政支农支出冲击对第一产业增加值波动的贡献份额也较小，并依据上述分析，提出相应的政策建议。

财政支农;第一产业增加值;Johansen协整;脉冲响应;方差分解

我国是传统的农业大国，农业是国民经济的基础，然而农业既是基础产业同时也是弱质产业，生产周期长、经营风险大、投资回报率低等特点使得农业自身积累资金的能力弱，不足以改造传统农业，实现农业的现代化生产，因此，加大国家财政资金的支农力度，对于促进农业的现代化和农业持续稳定的发展具有重要意义。从发达国家的经验来看，政府为农业的发展提供大量的财政资金，已成为农业发展和农民增收的重要保障。巨额的财政投入对发达国家的农业生产及农民收入的提高已起到了明显的支持作用，如美国、加拿大、英国和澳大利亚等农业发达国家政府对农业提供的财政支持相当于农业增加值的25%以上，日本、以色列等国农业财政支出相当于农业增加值的45%－95%［1］。而我国2010年财政支农支出占农业增加值的比重只有20%，与发达国家相比还有较大差距。

近年来，国内学者对财政支农支出与农业生产的发展进行了大量实证研究，其中不少学者取得了很多有价值的研究成果。大部分学者认为财政支农支出对农业产出的增长有显著的正向影响。如肖新成通过灰色综合关联度分析，得出我国财政支农支出与农业总产值和农业各税收入的关联度最高，分别为0．7317和0．8401，认为财政资金支农政策对我国农业经济增长至关重要［2］。张甲东等通过非线性回归模型，运用边际收益及弹性分析方法，得出的结论是财政支农资金对我国农业产出增长起着至关重要的作用［3］。魏朗利用C-D生产函数对1993－2003年我国各省农业经济增长的面板数据进行实证分析，研究发现，地方财政支农支出有利于农业经济增长，大约30%的农业经济增长是靠财政支农推动的［4］。刘宏杰运用向量自回归模型对1978－2006年的财政支农支出与第一产业增加值的关系进行研究，认为财政支农支出与第一产业增加值之间有正相关关系，财政支农支出冲击后的第10年，对第一产业增加值的正向影响达到最大［5］。黄新建等利用1978－2008年江西农业经济和财政数据，运用协整检验和误差修正模型，分析财政支农对江西农业经济增长的效应，结果表明，财政支农支出对江西农业经济增长的弹性系数为0．649［6］。

也有少部分学者认为财政支农支出对农业产出的增长不具有显著的正向影响。如姚耀军等选取1978－2001年的有关数据分析，证明过去24年我国农业GDP是农业财政支出变化的原因，而相反的结论不成立［7］。王文普等选取1978－2005年的有关数据，采用VAR和VEC模型，得出的结论是财政支农总支出对农业增加值存在着显著不利影响［8］。黎文飞运用我国1952－2005年的数据进行实证研究，认为我国财政支农资金的增加对农业经济的增长贡献率只有0．04%，几乎为零［9］。

总的来说，国内大部分学者认为财政支农支出对农业经济的增长有显著作用，但他们大多都只采用财政支农支出与农业经济总量这2个变量进行实证分析，容易忽略其他重要生产要素对农业生产的影响。根据经济增长理论，影响经济增长的2个最重要的因素为劳动和资本。所以，本文在前人研究的基础上，引入农业劳动投入这个重要的变量，以期得出更加科学的实证结果，用以分析财政支农支出对农业经济增长的影响。

一、我国财政支农的现状及支农资金的产出效率

(一)我国财政支农资金投入的现状分析

改革开放以来，我国政府十分重视农业生产发展，农业综合生产能力得到很大提高。根据2001－2011年《中国统计年鉴》的统计资料，农业生产增加值从1978年的1027．53亿元，到2010年的40533．6亿元，名义增长了39．45倍，农民的生活水平也得到极大改善，基本达到小康水平。财政支农资金也大幅度提高，财政支农支出从1978年到2010年，由150．66亿元增加到8129．58亿元，特别是2007年之后，财政支农的增幅更大，从2007年的3404．7亿元，增加到2010年的8129．58亿元，增加了2．39倍。

但从财政支农支出在全国财政总支出的比重来看，支农支出占总支出的比率却呈现波浪式下降趋势(图1)。第1个高峰期是1978－1980年，农村地区兴起了经济体制改革，财政支农支出占总支出的比率较高，都在12%以上，之后财政支农支出占总支出的比率一直在下降，虽然20世纪90年代初出现了第2个高峰，但与第1个高峰相比差距较大，基本都没超过10%，第3个高峰期出现在1998年，当年财政支农支出占总支出的比率达到10．69%，但之后又迅速回落，直到2007年开始财政支农支出占总支出的比率开始逐年回升，到2009年和2010年达到第4个高峰期，但与第1个高峰期相比仍然较低，总的来看，财政支农支出占总支出的比率一直维持在较低水平，且财政支农资金投入不稳定，这不利于农业的持续稳定发展。从图1可以看出，财政支农支出占总支出的比率与农业对国家GDP的贡献率相比也是相当不协调，虽然农业GDP的贡献率在1982年达到最高值33．34%，之后一直处于下降趋势，但仍高于财政支农支出占总支出的比率，这对于我国改造传统农业，发展现代农业，提高农民的收入相当不利。

图1 1978－2010年财政支农支出占财政总支出的比率与农业GDP的贡献率Fig．1 Ratio of financial expenditure for supporting agriculture to total financial expenditure and the contribution rate of the agricultural GDP from 1978 to 2010

(二)财政支农资金的投入产出效率分析

经济学理论认为，竞争、均衡、效率是经济学的三大定律，效率对于改善社会福利尤为重要，衡量效率的方法有许多种，其中最常见的是投入产出法，即成本收益法。所以，财政支农资金投入产出效率的高低对农业生产具有重要意义。财政支农资金投入产出效率是指每一元财政农业投入资金所对应的农业产值的增加额。从图2可以看出财政支农投入产出效率可分为2个阶段：第一个阶段为上升期，从1978－1995年，财政支农的投入产出率从6．82到21．12;第二个阶段为下降阶段，从1996－2010年，2010年的财政支农投入产出效率只有4．98%，与1995年的最高值相比，下降了1/3。上升阶段可以理解为改革开放初期，我国进行农业经济体制改革，极大地提高了农民的生产积极性，只需要少量的资金支持，就可以迅速提高农业生产，呈现规模报酬递增阶段。而下降阶段，虽然财政支农资金已经大幅度提高，但财政支农资金的投入结构不合理，资金监管不严，导致资金利用效率低下，再加上近些年来我国的工业化和城镇化速度加快，吸引了大量的农村劳动力，这在一定程度下导致农村劳动力相对短缺，影响了农业生产的发展。

图2 1978－2010年财政支农投入产出效率Fig．1 Input-output ratio of financial expenditure for supporting agriculture from 1978 to 2010

二、我国财政支农与农业产出的实证分析

(一)变量选择与数据处理

根据经济增长理论，经济的增长主要由劳动和资本两要素决定，所以本文选取农业劳动投入和财政支农资金作为农业经济增长的2个重要的变量。财政支农支出资金，用FA表示;农业增加值，用Y1表示;农业劳动投入量，用L1表示。其中财政支农支出有狭义和广义之分，狭义的财政支农支出为《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》中国家财政用于农业的支出，主要包括：支援农业生产支出、水利气象等部门事业费、农业基本建设支出、农业科技三项费用;而广义的财政支农支出除了狭义所指出的，还包括农业科研与技术推广，农村教育、医疗等方面的投入［10］。鉴于数据的可获取性，本文中的财政支农支出专指狭义的财政支农支出，农业是指大农业，所以农业增加值选取第一产业的增加值，同理，农业劳动投入选取第一产业就业人数。

本文选取1978－2010年时间序列数据，所选取的数据均为年度数据，数据来源于历年《中国统计年鉴》中的财政支农支出、第一产业增加值、第一产业就业人数。虽然统计年鉴中有GDP指数和商品零售价格指数，但对于财政支农支出资金，很难找到一个合适的指数标准作为平减依据，所以，为了数据的一致性，都采用它们的名义数据为分析基础。为了减少数据的波动，消除数据的异方差性，采用数据的对数形式，即财政支农支出为lnFA，第一产业增加值为lnY1，第一产业就业人数为lnL1，最后利用Eviews 6．0软件对以上变量进行分析。

(二)时间序列变量的平稳性检验

经典计量经济模型要求时间序列数据是平稳的，或者会导致回归分析是伪回归。VAR模型也要求数据是平稳的或具有协整关系。所以运用Eviews 6．0 对时间序列 lnY1、lnL1、lnFA 等3 个变量进行平稳性检验即ADF检验(表1)。若变量的ADF值大于临界值(a=0．05)，则说明该变量是不平稳的;若小于临界值，则该变量是平稳的。

表1 ADF检验值表Table 1 ADF unit root test

从表1可以看出，变量lnY1、lnL1、lnFA的ADF值都大于临界值(从相伴概率P值都小于0．05可判断)，所以是非平稳序列，而它们的一阶差分序列均小于ADF的临界值，所以是平稳的，即它们都是一阶单整，lnY1～I(1)、lnL1～I(1)、lnFA～I(1)。

由此可见，第一产业增加值，第一产业就业人数，财政支农支出资金都呈现一阶单整的关系，所以可以对它们进行Johansen协整检验。

(三)基于VAR的Johansen协整检验

协整的经济意义在于可以说明变量之间存在长期稳定均衡的关系，虽然变量在短期具有各自的变动趋势，但长期具有协整均衡关系［11］。通过上面的单位根检验可知变量都具有一阶单整，所有可以进行协整检验，由于是多变量的协整分析，所有采用Johansen协整检验(表2)。(1)用上述的3个变量建立VAR模型;(2)对建立的VAR模型进行滞后期检验，根据AIC和SC信息准则最小，确定最合适的滞后期，VAR模型结果显示最优的滞后期为2(AIC=－7．912918*，SC=－6．932079*)。

表2 Johansen协整检验结果表(最优滞后期为2)Table 2 Johansen cointegration test(lag 2)

从表2可以看出，在5%显著性水平下，序列lnY1、lnL1、lnFA之间存在一个协整关系，即1978－2010年，我国第一产业增加值、第一产业就业人数、财政支农支出之间存在长期稳定的均衡关系，其标准化的协整方程如下：

从协整方程可知，回归系数2．088781是第一产业增加值对第一产业就业人数的弹性系数，即第一产业就业人数每增加1个百分点，其增加值平均增加2．088781个百分点;回归系数0．635299是第一产业增加值对财政支农支出的弹性系数，即财政支农支出每增加1个百分点，第一产业增加值平均增加0．635299个百分点，由此可见，财政支农支出和第一产业就业人数对第一产业增加值的增加有显著的拉动作用。

(四)格兰杰因果检验

从协整检验的结果可以看出，1978－2010年，我国第一产业增加值与第一产业就业人数、财政支农支出存在长期均衡关系，但这种长期均衡关系是否具有短期因果关系，还要进一步验证。本文运用格兰杰因果关系对变量进行检验(表3)，以判断变量间的短期关系。

表3 格兰杰因果检验表Table 3 Granger causality tests

从表3可知，1978－2010年，在5%的置信水平和最优的滞后期内，lnL1是导致lnY1变化的格兰杰原因，lnFA不是导致lnY1变化的格兰杰原因，而lnY1却是导致lnFA变化的格兰杰原因。即第一产业就业人数是引起第一产业增加值变化的原因，财政支农支出对第一产业增加值没有因果影响，但第一产业增加值却是财政支农支出增长的原因。这与姚耀军等的实证结果一致，即过去23年我国农业GDP是财政支出变化的原因，而相反的结论不成立。

(五)脉冲响应分析与方差分解

由上面的分析可知，VAR模型的最优滞后阶数为2，在这种情况下，对VAR(2)模型的残差进行检验，LM自相关检验、JB残差正态检验和White异方差检验，检验结果显示残差满足无自相关、正态分布、无异方差，而且VAR模型中所有AR根的倒数都小于1，说明VAR(2)模型是稳定的，可以为VAR(2)模型的应用特别是脉冲响应分析和方差分解提供稳定的基础。

1．脉冲响应分析。脉冲响应函数放映了随机扰动项的一个标准冲击对内生变量当前和未来的影响。在VAR(2)的基础上，运用脉冲响应函数来分析第一产业增加值受财政支农支出冲击和受第一产业就业人数冲击后的反应形态及影响程度，即分析财政支农支出和第一产业就业人数对第一产业增加值的影响时滞问题。运用Eviews 6．0软件对变量进行脉冲响应分析，lnY1、lnL1、lnFA的脉冲响应值如表4、表5。

表4 lnY1对lnL1的脉冲响应值Table 4 The impulse response of lnY1 to lnL1

表4反映的是第一产业增加值对第一产业就业人员的脉冲响应值。可以看出，第一产业就业人员在期初对第一产业增加值的冲击是负的，在第3期达到负冲击最大，但随着时间的推移，到第5期冲击转变为正的，且正的冲击大于负的冲击，到第8期正的冲击基本稳定，正向冲击具有较长的持续效应。这一结论与协整分析的结果一致，说明第一产业人员的必要投入与第一产业增加值增长有长期关系，特别是具有现代化知识的第一产业人员的投入，农业的现代化需要有掌握现代化知识的劳动力的投入。

表5 lnY1对lnFA的脉冲响应值Table 5 The impulse response of lnY1 to lnFA

表5反映的是第一产业增加值对财政支农支出的脉冲响应值。可以看出，财政支农支出一个单位的标准差的正向冲击对第一产业增加值有正向影响，但这种影响较弱。当年财政支农支出冲击对第一产业增加值没有产生影响，从第2期开始产生正向影响，随着时间间隔的增加，这种正向影响逐期增加，但从第7期之后这种正向影响又逐渐回落。这可能是因为我国财政支农支出总量较少、效率低且支出结构不合理，对第一产业增加值的影响有些滞后且不稳定。

2．方差分解。脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响。而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化(通常用方差来度量)的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性［12］。变量方差分解的检验结果如表6。

表6 lnY1对lnL1、lnFA的方差分解Table 6 Variance decomposition of lnY1 to lnL1 and lnFA

从表6可以看出，第一产业就业人员对第一产业增加值有显著影响，而财政支农支出对第一产业增加值没有显著影响。第一产业增加值对自身的冲击是逐渐递减的，到第10期降为86．2388%，而第一产业就业人员对第一产业增加值的贡献度是逐期递增的，到第10期达到最大为11．06573%，说明第一产业劳动投入对第一产业增加值有较显著的影响。财政支农支出对第一产业增加值的贡献度也是逐渐递增的，但贡献度很低，基本维持在3%以下，这说明财政支农支出对第一产业增加值波动的影响较弱，这与上面的脉冲反应分析较一致。

三、研究结论与政策建议

(一)研究结论

从前面财政支农支出与第一产业增加值的实证分析中，可得出以下结论。

1．从协整关系来看，第一产业增加值与财政支农支出、第一产业就业人员之间存在唯一的协整关系，即财政支农支出与第一产业就业人员对第一产业的发展有重要的长期作用。从协整方程可以看出，财政支农支出每增加1个百分点，第一产业增加值可以增加0．635299个百分点，表明在1978－2010期，财政支农支出对第一产业的发展有显著作用。

2．从格兰杰因果检验可以看出，虽然财政支农支出与第一产业增加值有长期稳定的均衡关系，但它们短期并不存在因果关系，即财政支农支出不是第一产业增长的原因，而第一产业的增长是财政支农支出的原因，它们之间存在单向因果关系。这可能是因为我国财政支农支出相比第一产业增加值较少，且其存在结构不合理，资金利用效率低下等。

3．从VAR模型中的脉冲响应分析来看，当期的财政支农支出的正向冲击对第一产业增加值不产生影响，但随着时间的推移，财政支农支出的冲击对第一产业增加值产生正向影响，到第6期这种正向影响达到最高程度，之后这种正向影响又逐渐回落并趋于稳定。这表明，虽然财政支农支出对第一产业增加值产生正向促进作用，但这种作用幅度较弱，有待于提高我国财政支农支出资金的利用效率，促进第一产业的持续稳定发展。

4．从方差分解来看，第一产业就业人员对第一产业增加值有较显著的贡献，第10期达到最大为11．06573%，财政支农支出冲击对第一产业增加值的贡献度逐步增大，第8期达到最大为2．999074%，但整体贡献度较小，基本维持在3%以下，这与脉冲响应分析相同，财政支农支出对第一产业增加值的影响较不显著，财政支农支出效率有待提高。

(二)政策建议

鉴于以上的理论和实证分析，为了进一步促进我国农业经济的稳定持续发展，提出以下几点建议。

1．加大国家财政对农业的投入力度。由于财政支农支出与第一产业增加值存在长期稳定的均衡关系，所以加大国家财政支农支出对于提高我国农业的综合生产能力有重要的促进作用。我国财政支农支出占财政总支出的比率低，且低于农业GDP的贡献率，可见我国财政对农业的支出力度较低，严重影响了农业的增长和农民的增收，所以要扩大财政对农业的投入力度，以促进我国农业的现代化。

2．大力提高财政支农资金的产出效率。从格兰杰因果检验可以看出，我国财政支农支出与农业经济增长有长期稳定的关系，但短期内并不存在因果关系，这表明我国财政支农资金利用效率低，支出结构不合理。据统计，2010年我国财政支农产出效率只有4．98%，严重低于发达国家的利用水平，这严重制约了我国农业经济的发展。所以，我国要加强对财政支农资金的监管，提高对财政支农资金的利用效率，加大对农业产出效率高项目的投入。

3．建立和完善财政支农的稳定增长机制。从脉冲响应的分析可以看出，当期财政支农支出的正向冲击对第一产业增加值不产生影响，但随着时间的推移，财政支农支出的冲击对第一产业增加值产生了正向影响，到第6期这种正向影响达到最大，之后逐渐回落并趋于稳定，这表明财政支农支出和农业增加值二者之间有紧密的长期关系。所以财政支农要采取长期政策而不是短期政策，以保证财政支农资金对农业生产的正向拉动作用，并延长这种正向拉动作用。

4．增加对农民的投资，提高其综合生产能力。从上述实证分析可知，第一产业就业人员对农业经济增长有显著的长期影响且存在因果关系，所以提高农民从事农业生产的积极性，增加对农民的投资，可以促进农业经济的发展。著名的经济学家舒尔茨认为，农业迅速持续增长主要依靠向农民进行特殊投资，以使他们获得必要的新技能和新知识，从而成功地实现农业的经济增长［13］。所以，加强对农民的投资，使他们掌握现代农业生产的技能和知识，有利于改造我国的传统农业，实现农业现代化。

［1］朱钢，张元红，张军．聚焦中国农村财政：格局、机理与政策选择［M］．太原：山西经济出版社，2000：43－56．

［2］肖新成．财政资金支农投入与农业经济增长的灰色综合关联度分析［J］．长沙大学学报，2005(5)：67－69．

［3］张甲东，马惠兰．中国财政支农投入对农业产出增长影响的研究——基于中国1981－2005年相关数据的实证分析［J］．经济研究导刊，2009(1)：11－12．

［4］魏朗．财政支农支出对我国农业经济增长影响的研究［J］．中央财经大学学报，2007(9)：11－13．

［5］刘宏杰．中国财政支农支出与第一产业发展：1978－2006——基于VAR模型的经济计量分析［J］．南京农业大学学报：社会科学版，2008(3)：38－42．

［6］黄新建，王勇．财政支农对江西农业经济增长效应的实证研究——基于协整检验与误差修正模型［J］．江西财经大学学报，2010(2)：58－61．

［7］姚耀军，和丕禅．农业财政支出与农业 GDP(1978－2001)：一个实证分析［J］．中国农业大学学报：社会科学版，2004(1)：24－27．

［8］王文普，陈伟．财政农业支出结构对农业经济的增长效应［J］．华东经济管理，2008(3)：45－49．

［9］黎文飞．农村正规金融信贷、财政支农与农业经济增长的实证研究［J］．经济研究导刊，2011(10)：71－73．

［10］王晓润，尹宗成，孙鑫．财政支农支出对农村居民收入和消费影响的SVAR分析［J］．安徽农业大学学报：社会科学版，2011(4)：5－8．

［11］梁保松，高波，刘芳．河南省财政支农支出与第一产业增长的动态关系研究［J］．河南农业大学学报，2009(4)：451－453．

［12］高铁梅．计量经济分析方法与建模——EViews应用及实例(第二版)［M］．北京：清华大学出版社，2009：288－289．

［13］舒尔茨．改造传统农业［M］．梁小民，译．北京：商务印书馆，2006：151．

(责任编辑：林安红)

Dynamic relationship between governmental financial expenditure for supporting agriculture and agricultural output growth——An empirical analysis according to time-sequential data from 1978 to 2010

WU Qi-mian
(School of Economics，Fujian Normal University，Fuzhou，Fujian 350007，China)

Empirical analysis is conducted on the relationship among the financial expenditure for supporting agriculture，employees of the primary industry and added value of the primary industry from 1978 to 2010 in China by the analysis method of the VAR dynamic econometric model．It is found that the long-term stable equilibrium relationship exists among the financial expenditure for supporting agriculture，employees of the primary industry and added value of the primary industry，but in the short-term the financial expenditure for supporting agriculture is not the cause of the increase of the added value of the primary industry．The response of the added value of the primary industry to the S．D．innovation impulsion of the financial expenditure for supporting agriculture is positive with the maximum impact in the sixth year，however，the overall effect is weak，moreover，the contribution proportion of financial expenditure for supporting agriculture to the fluctuation of the added value of the primary industry is small similarly．Finally，the corresponding policy is proposed on the basis of the above analysis．

financial expenditure for supporting agriculture;added value of the primary industry;Johansen cointegration;impulse response;variance decomposition

F321．1

A

1671-6922(2012)04-0048-06

2012－04－21

福建省政治经济学研究生教育创新基地课题。

吴其勉(1987－)，男，硕士研究生。研究方向：产业组织理论、农业经济。