福建省财政支农支出对农业经济增长的实证分析——基于拓展的C-D生产函数研究.docx

2012 年第 2 期(总第 127 期)福建金融管理干部学院学报Journal of Fujian Institute of Financial AdministratorsNo.2 2012Serial No.127 经 济 管 理 福建省财政支农支出对农业经济增长的实证分析基于拓展的C-D生产函数研究吴其勉（福建师范大学 经济学院，福建 福州 350007）摘要：利用财政支农支出的C-D生产函数，对1992-2010年福建省财政支农支出、农业总就业人员、农业固定资产投资和农业总产值之间的关系进行实证分析。结果表明，福建省财政支农支出、农业总就业人员、农 业固定资产投资与农业总产值之间不仅存在长期稳定的均衡关系，而且从短期来看，福建省财政支农支出是农 业总产值增长的格兰杰原因。财政支农支出冲击对农业总产值有正向的影响，并在冲击后的第二年，对农业总 产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农业总产值波动的贡献份额也较小。 应进一步加大财政对农业的投入力度，大力提高财政支农资金的产出效率，调整和优化财政支农资金的支出结 构，增加对农民的投资、提高农民的综合生产能力，以促进农业经济的增长。关键词：财政支农；农业总产值；Johansen协整；脉冲响应；方差分解中图分类号：F812.7文献标识码：A文章编号：1009-4768(2012)02-0032-08农业是基础产业也是弱质产业，生产周期长，经营风险大，投资回报率低，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。必须依靠政府的财政资金支持， 加大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的意义。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，已经成为农业发展和农民增收的重 要保障。有数据显示：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经起到了明显 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而福 建省 2010 年财政支农支出占农业增加值的比重只有 7%，与发达国家相比还有较大差距，且低于 全国的平均水平 20%。本文引入财政支农支出的C-D生产函数，对福建省财政支农支出对农业经济 增长的关系进行实证分析，并得出相关的结论。一、福建省财政支农的现状及支农资金的产出效率（一）福建省财政支农资金投入的现状分析改革开放以来，福建省政府十分重视农业生产发展，农业综合生产能力得到很大的提高，据收稿日期：2012-04-06作者简介：吴其勉（1987- ），男，福建南平人，硕士研究生，研究方向为产业组织理论，农业经济。322011 年福建省统计年鉴可知，农业生产增加值从 1978 年的 36.33 亿元，到 2010 年的 2307.05 亿元，名义增长了 63.5 倍，农民的生活水平也极大改善，农民人均纯收入从 1978 年的 138 元，到2010 年的 7427 元，名义增长了 53.8 倍。财政支农资金也大幅度提高，财政支农支出从 1978-2010 年，由 1.94 亿元增加到 160.34 亿元，特别是 2006 年之后，财政支农的增幅更大，从 2006 年的38.97 亿元，增加到 2010 年的 160.34 亿元，增加了 4.11 倍。 但从福建省财政支农支出占财政总支出的比重来看，支农支出占总支出的比率却呈现出波动式下降趋势：第一个高峰期是 1979-1980 年，农村地区兴起了经济体制改革，财政支农支出比率较高， 都在 15%以上，之后财政支农支出比率一直在下降，虽然 90 年代初出现了第二个高峰，但与第一 个高峰相比差距较大，基本都没超过 9%，第三个高峰期出现在 1998 年，当年财政支出比率达到 7.2%， 之后又迅速的回落，直到 2007 年开始财政支农比率开始逐年回升，到 2009-2010 年达到第四个高 峰期，但与第一个高峰期相比仍然较低，总的来看，财政支农占财政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 还可以看出，福建省财政 支农支出比率与农业总产值对福建省 GDP 的贡献率相比也是相当不协调，虽然农业 GDP 的贡献率在1979 年达到最高值 58.17%之后，一直在下降趋势中，到 2010 年这一比率为 15.65%，但仍高于财 政支农的比率，这对于福建省改造传统农业，发展现代农业，提高农民的收入是相当不利的。政总支出图 11978-2010 年福建省财政支农占总支出比率与农业 GDP 贡献率注：农业指大农业，农业 GDP 贡献率=当年农业 GDP/当年 GDP 总量。资料来源：根据 1999-2011 年福建省统计年鉴计算而得。（二）财政支农资金的投入产出效率分析古典经济理论认为，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或者说是成本收益法。所以财政支农 资金的投入产出效率的高低对于农业生产具有重要的意义。财政支农资金的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，如图 2。从图 2 可以看福建省财政支农产出 效率远高于全国的财政支农产出效率，这主要是因为福建省拥有政策优势，较早实现对外开放， 农业生产的资金、技术优势明显，且气候条件优越，地处亚热带季风气候区，光、热、水充足， 有利于农作物的生长。福建省财政支农产出效率与全国财政支农产出效率趋势基本相同，可以分 为两个阶段，第一个阶段为上升期，从 1978-1996 年，福建省财政支农的投入产出率从 18.67 到66.03，第二个阶段为下降阶段从 1996-2010 年，2010 年福建省财政支农投入产出效率只有 14.39， 与 1996 年的最高值相比，已经下降了 2.54 倍。上升阶段可以理解为改革开放初期，福建省进行 农业经济体制改革，极大的提高了农民生产的积极性，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，再加上近些年来福建省工业 化和城镇化速度加快，城乡劳动报酬差距大，城镇吸引大量的农村劳动力，这在一定程度下导致33百分比197819801982198419861988199019921994199619982000200220042006200820100.70.60.50.40.30.20.10财政支农 支出占财的比率农业GDP的 贡献率年份农村劳动力的相对短缺，农村地区出现了大量的抛荒等现象，影响了农业生产的发展。农产出年份图 21978 年2010 年福建省与全国财政支农支出投入产出率注：投入产出率=农业 GDP/财政支农资金。资料来源：根据 1999-2011 年福建省统计年鉴，1996-2011 年中国统计年鉴。二、福建省财政支农与农业产出的实证分析（一）模型选取、变量选择与数据处理本文根据 Barro 模型，将福建省财政支农支出引入生产函数，构造拓展的 C-D 生产函数：Y=ALaKbGc为了减少数据的波动和消除数据的异方差性，对以上函数两边取对数得到：LNY=LNA+aLNL+bLNK+cLNGa、b、c 可以看成是农业劳动力、农业资本、和财政支农支出对福建省农业总产值的贡献度。依据以上模型（不考虑技术进步因素），最终选取的变量为：农业增加值，用Y表示；农业固 定资产投资，用K表示；农业劳动投入量，用L表示；财政支农支出资金，用G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 出除了狭义的外，还包括农业科研与技术推广、农村教育、医疗等方面的投入。1 鉴于数据的可 获取性，本文中的财政支农专指狭义的财政支农支出。本文中农业是指大农业，所以农业总产值 选取第一产业的增加值，农业劳动投入是选取第一产业就业人员，同理农业固定资产投资选取农 林牧副渔固定资产投资。最终选取 1992-2010 年福建省财政支农支出等相关数据，数据来源于福建省统计年鉴（2011）。虽然福建省统计年鉴中有 GDP 指数和商品零售价格指数，但是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，为了统一数据的一致性，都采用它们的名义 数据为分析基础，最后利用 Eviews6.0 软件对以上模型中的变量进行分析。（二）变量的平稳性检验经典计量经济模型中要求时间序列数据是平稳的，否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 Eviews6.0 对时间序列 LNY、LNL 、LNK、LNG 四 个变量进行平稳性检验即 ADF 检验。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；或者小于临界值，则该变量是平稳的。ADF 单位根检验结果如表 1。34产出效率706050403020100福建省 财政支效率全国财 政支农 产出效 率表 1 ADF 检验值表注：第一列中的字符 D 表示一阶差分；第二列中的 C 表示常数项，T 表示趋势项，N 表示滞后项，滞后期用AIC 标准和 SC 标准确定。从表 1 可以看出，变量 LNY、LNL、LNK、LNG 的 ADF 值都大于临界值，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，LNYI(1)、 LNLI(1)、LNKI(1)、LNGI(1)。由此可见，福建省第一产业增加值，第一产业就业人员，农业固定资产投资、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，当长期具有协整均衡关系。2通过上面的单位根检验可以知道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。首先用上述的 4 个变量建立 VAR 模型，其次，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，JJ 协整检验结果如表 2。表 2Johansen 协整检验结果表（最优滞后期为 2）注：*表示在 0.05 的显著性水平下拒绝原假设。从表 2 可以看出，在 5%显著性水平下，序列 LNY、LNL、LNK、LNG 之间存在一个协整关系， 即 1992-2010 年，福建省第一产业增加值，第一产业就业人员，农业固定资产投资，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LNY=1.5235LNL+0.1713LNK+0.2472LNG(0.03931)(0.04552)(0.04572)从协整方程可知，回归系数 1.5235 是第一产业增加值对第一产业就业人员的弹性系数，即第一产业就业人员每增加 1 个百分点，第一产业增加值平均增加 1.5235 个百分点；回归系数0.2472 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 0.2472 个百分点，回归系数 0.1713 是第一产业增加值对农业固定资产投资 的弹性系数，由此可见，福建省财政支农支出、第一产业就业人员和农业固定资产投资对福建省 第一产业增加值的增加有拉动作用。（四）格兰杰因果检验从协整检验的结果可以看出，1992-2010 年，福建省第一产业增加值与第一产业就业人员、35协整个数特征值迹统计量5%临界值Prob.*最大特征值统计量5%临界值Prob.*R=0*0.92590765.4293840.174930.000044.2412924.159210.0000R10.62277321.188124.275960.116716.5734517.79730.0756R20.2375094.61464112.32090.62224.60980611.22480.534R30.0002840.0048354.1299060.95440.0048354.1299060.9544变量检验类型（c, t, n）ADF 值临界值(a=0.05)Prob.*结论LNY（c, t, 2）-1.335550-3.5628820.8597非平稳D(LNY)（c, 0, 2）-3.196508-2.9604110.0298平稳LNL（c, t, 2）-2.776487-3.6584460.2206非平稳D(LNL)（c,0, 2）-4.551480-3.0299700.0022平稳LNK（c, t, 2）-2.647510-3.6584460.2655非平稳D(LNK)（c, 0, 2）-6.084488-3.0299700.0001平稳LNG（c, t, 2）-2.796538-3.6736160.2149非平稳D(LNG)（c, 0, 2）-7.413789-3.0403910.0000平稳财政支农支出、农业固定资产投资存在长期均衡关系，但这种长期均衡关系是否具有短期因果关系，还要进一步的验证。本文运用格兰杰因果关系对变量进行检验，以判断变量间的短期关系， 检验结果如表 3。表 3格兰杰因果检验表注：根据 AIC、SC 信息准则确定滞后期为 2从表 3 可以看出，1992-2010 年间，在 5%的置信水平和最优的滞后期内，LNL是导致LNY变化 的格兰杰原因，LNG也是导致LNY变化的格兰杰原因，而LNK不是导致LNY变化的格兰杰原因。即第 一产业就业人员和财政支农支出是引起第一产业增加值变化的原因，这与刘宏杰认为财政支农支 出对第一产业增加值有重要的促进作用3的实证结果相一致，农业固定资产投资对第一产业增加 值没有因果影响或影响较弱。（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，在滞后阶数为 2 的情况下，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，检验结果显示残差满足无自相关、正态 分布，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，所以可以运用 VAR(2) 模型的脉冲响应分析和方差分解。1.脉冲响应分析。脉冲响应函数反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对财政支农支出冲击、第 一产业就业人员、农业固定资产投资的冲击后的反应形态及影响程度，即分析财政支农支出、第 一产业就业人员和农业固定资产投资对第一产业增加值的影响时滞问题。运用 Eviews6.0 软件对 变量进行脉冲响应分析，LNY 对 LNL、LNK、LNG 的脉冲响应曲线如图 3-图 5，横轴代表的是响应 函数的追踪期，纵轴代表因变量对解释变量的响应程度，图中实线为响应函数的计算值，虚线为 响应函数值加减两倍标准差的置信区间。图 3LNY 对 LNL 的脉冲响应曲线图4LNY 对 LNK 的脉冲响应曲线36Null Hypothesis:ObsF-StatisticProb.LNL 不是导致 LNY 变化的格兰杰原因LNY 不是导致 LNL 变化的格兰杰原因179.096 260.394 830.00390.6822LNK 不是导致 LNY 变化的格兰杰原因LNY 不是导致 LNK 变化的格兰杰原因172.576 191.416 810.11730.2803LNG 不是导致 LNY 变化的格兰杰原因LNY 不是导致 LNG 变化的格兰杰原因174.915 441.675 010.02760.2283图 5LNY 对 LNG 的脉冲响应曲线图 3 反应的是第一产业增加值对第一产业就业人员的脉冲响应函数图，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向，且随着时间的推移，这种负向冲击不断变大，到第 十期负向冲击达到最大，负的冲击具有较长的持续效应。说明当前福建省第一产业从业人员过多且 素质低下，不利于发挥农业生产的规模效应和形成现代农业生产所需的高素质的农业劳动力。图 4 反应的是第一产业增加值对农业固定资产投资的脉冲响应函数图，可以看出，农业固定 资产投资在期初对第一产业增加值的冲击是正向，但波动较小，随着时间的推移，这种正向趋势 逐渐增强，到第四期达到最大，之后基本维持这一水平。可见，农业固定资产投资对第一产业增 加值的冲击短期内较小，但在长期会产生显著的效果。图 5 反应的是第一产业增加值对财政支农支出的脉冲响应函数图，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的影响，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，从第二期开始产生正向影响，但第三期正向影响变 为负的，第四期又变为正向影响，随着时间间隔的增加，到第六期这种正向影响基本趋于稳定， 但波动较小。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。4 变量方差分解的检验结果如表 4。表 4LNY 对 LNL，LNK，LNG 的方差分解从表 4 可以看出，第一产业就业人员和农业固定资产投资对第一产业增加值有显著的影响，但财政支农支出对第一产业增加值没有显著的影响。第一产业增加值对自身的冲击是逐渐递减的，到37时间间隔（年）LNY1 的方差分解%LNYLNLLNKLNG1100.00000.0000000.0000000.000000289.613967.0914290.4039712.890636385.916698.8897092.5414222.652181481.0337210.573546.2219972.170740579.6482411.907906.7156781.728183677.2310712.636168.2809641.851804776.2283913.852938.2229191.695755874.6508815.056648.5118841.780596973.5295016.582398.2613351.6267821072.2270517.892218.3214511.559284第 10 年降为 72.22705%，而第一产业就业人员和农业固定资产投资对第一产业增加值的贡献度是逐年递增的，到第 10 年达到最大分别为 17.89221%、 8.321451%，说明第一产业劳动投入和农业 固定资产投资对第一产业增加值有较显著的影响。而财政支农支出对第一产业增加值的贡献度却是 逐渐递减的，且贡献度很低，第十期达到最小值 1.559284%，从第五期开始基本维持在 2%以下， 这说明财政支农支出冲击对第一产业增加值波动的贡献度较弱，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）研究结论从上面福建省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、农业固定资产投 资四者存在唯一的协整关系，即财政支农支出、第一产业就业人员、农业固定资产投资对第一产 业的发展有重要的长期作用。从协整方程可以看出，财政支农支出变动一个百分点，第一产业增 加值可以增加 0.2472 个百分点，表明在 1992-2010 年间，福建省财政支农支出对第一产业的发 展有促进作用，但这种作用不是非常显著。2.从格兰杰因果检验可以看出，福建省财政支农支出与第一产业增加值有长期稳定的均衡关 系，而且它们短期还存在因果关系，即财政支农支出是第一产业增长的原因，但第一产业的增长 不是财政支农支出的原因，它们间存在单向因果关系。第一产业就业人员也是第一产业增加值变 化的原因，但农业固定资产投资与第一产业增加值不存在显著的因果关系。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，从第二期开始产生正向影响，但第三期正向影响变为负的，第四期又变为正向影响， 随着时间间隔的增加，到第六期这种正向影响基本趋于稳定，但对第一产业增加值的变化较小。 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，所以要提 高福建省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 17.89221%，财政支农支出冲击对第一产业增加值的贡献度较小，第 10 期达到最小为1.559284%，从第五期开始基本维持在 2%以下，这说明财政支农支出冲击对第一产业增加值波动 的贡献度较弱，这可能是因为福建省财政支农支出与第一产业增加值相比显得太少，且财政支农 支出存在结构不合理，资金利用效率低下等问题。（二）政策建议1.加大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，所以加大财政支农支出对于提高福建省农业的综合生产能力有重要的促进作用。福建省财政 支农支出占财政总支出的比率低，且低于农业 GDP 的贡献率，可见福建省财政对农业的支出力度 极低，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，促进农业的现 代化生产。同时还要建立和完善财政支农的稳定增长机制，确保财政支农资金稳定增长，对农业 生产提供长期稳定的资金支持。2.大力提高财政支农资金的产出效率。福建省财政支农支出资金的产出效率不高，2010 年的 财政支农投入产出效率只有 14.39，虽然高于全国的水平，但严重低于发达国家的产出效率，这 严重制约了福建省农业经济的发展。所以福建省政府要加强对财政支农资金的监管，提高对财政38支农资金的利用效率，加大对农业科技和创新的投入力度，提高农业科技含量和综合产出效率。3.调整和优化财政支农资金的支出结构。由于财政支农结构不合理严重影响了福建省农业经 济增长，因此，建议积极调整和优化财政支农支出结构，增加对农业经济增长效应明显的项目支 出，如支援农村生产支出、对农民和农业的直接补贴，增加直接面向农业受益的项目投入，增加 对农业的基础设施投入，提高农机和优良种子的购买补贴力度等。54.增加对农民的投资，提高农民的综合生产能力。从上述的实证分析可知，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新技能和新知识，从而成功地实现农业的经 济增长。6 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，有利于改造传统农 业，实现福建省农业的现代化。参考文献：1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,(7):5-6.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):452.刘宏杰.中国财政支农支出与第一产业发展:1978-2006基于 VAR 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