摘要：文章通過協(xié)整分析和誤差修正模型，利用1978～2005年間的年度數(shù)據(jù)，對我國財政支農(nóng)支出與農(nóng)民純收入關(guān)系進行實證研究?；貧w結(jié)果表明：財政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入之間存在長短期穩(wěn)定正向關(guān)系。通過Granger因果關(guān)系檢驗，發(fā)現(xiàn)財政支農(nóng)支出是我國經(jīng)濟增長的Granger原因，反之不成立。
　　關(guān)鍵詞：財政支農(nóng)支出；農(nóng)民收入；協(xié)整；Granger因果關(guān)系
　　
　　一、前言
　　
　　農(nóng)民問題是“三農(nóng)”問題的核心，而提高農(nóng)民收入是農(nóng)民問題的關(guān)鍵。改革開放以來，我國農(nóng)民收入水平有了很大的提高，農(nóng)民人均純收入由1978年的133.6提高到2005年的3254.93，增長了3121.33元，年均增長104.04元。但是，與國民經(jīng)濟發(fā)展以及城鎮(zhèn)居民收入水平相比，我國農(nóng)民收入增長速度相對緩慢。收入水平增長較低，特別是1997年后進入長期的低速增長狀態(tài)，城鄉(xiāng)收入差距不斷拉大。農(nóng)民收入增長緩慢已經(jīng)成為制約我國經(jīng)濟增長的和城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展，影響經(jīng)濟發(fā)展全局的突出問題。農(nóng)民收入的經(jīng)濟發(fā)展問題最突出的問題是資本的缺乏，財政支農(nóng)支出對農(nóng)民的收入就會產(chǎn)生很大作用，研究財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入的影響程度就有十分必要的作用。
　　
　　二、財政支農(nóng)結(jié)構(gòu)對農(nóng)民增收實證研究的文獻綜述
　　
　　由于財政投入對農(nóng)民增收的巨大作用，許多學(xué)者對此進行了實證研究。劉旦（2006）通過建立VAR模型論證財政支出與農(nóng)民增收具有長期的協(xié)整關(guān)系，并得出長期農(nóng)民收入與農(nóng)村基本建設(shè)支出呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而與支農(nóng)支出和科技三項費用支出呈正相關(guān)關(guān)系。孫文祥、蔡方（2005）建立滯后項的回歸模型得出當(dāng)年的農(nóng)業(yè)財政支出對本年度第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的無影響，但對下一年度的增長有顯著影響。從支農(nóng)結(jié)構(gòu)來看，支農(nóng)生產(chǎn)費及事業(yè)費、基本建設(shè)費、科技三項費用對農(nóng)民增收有正面影響，而農(nóng)業(yè)救濟費支出是負(fù)面影響。邵偉鈺（2006）建立回歸模型得出支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村救濟費有利于農(nóng)民收入增加，而農(nóng)村基本建設(shè)支出阻礙農(nóng)民收入增加，科技三項費用對農(nóng)民收入不構(gòu)成影響?？梢钥闯?，由于不同學(xué)者在建立模型的方法不同，得出的結(jié)論也不盡相同。本文認(rèn)為在建立回歸模型中要考慮時間序列的平穩(wěn)性。
　　
　　三、財政支農(nóng)與農(nóng)民收入增長的計量實證研究
　　
　　（一）變量選取和變量設(shè)定
　　本文選用1978～2005年的年度數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)來源于2006年中國統(tǒng)計年鑒、新中國五十年統(tǒng)計資料匯編和中國農(nóng)業(yè)年鑒2005）來反映財政支農(nóng)總量與農(nóng)民收入增長的關(guān)系研究。選取變量y代表農(nóng)民人均純收入，反映農(nóng)民收入的增加，其變化反映了財政支農(nóng)績效?？紤]到各時間系列物價波動比較大，選用扣除物價變動因素的農(nóng)民人均純收入。x代表財政支農(nóng)總量。在對模型進行擬合時，對變量取對數(shù)形式，這樣并不影響原始變量的協(xié)整關(guān)系，而且對數(shù)變換后往往可以消除異方差現(xiàn)象，還可以提高模型擬合、各變量的顯著性及擬合效果，同時便于分析變量間的彈性關(guān)系。最終建立的模型是：lny=α+βlnx。
　?。ǘ┬蛄衛(wèi)ny和lnx的單位根檢驗
　　一般來講，時間序列都具有不平穩(wěn)性，會導(dǎo)致“偽回歸”現(xiàn)象以及各項統(tǒng)計檢驗毫無意義，因此，在建立計量模型之前要對所采用的時間序列進行單位根的檢驗，以確定各序列的平穩(wěn)性和整形階數(shù)。時間序列平穩(wěn)性檢驗方法主要由自相關(guān)函數(shù)函數(shù)檢驗和單位根檢驗。本文分別對上述的兩種方法進行檢驗，各變量及其一階自相關(guān)函數(shù)如圖1所示（數(shù)據(jù)處理通過軟件EVIEWS6.0完成）。
　　由圖1可知，時間序列l(wèi)nx和lny表現(xiàn)出明顯的非平穩(wěn)性，而一階差分序列△lnx△lny則表現(xiàn)出較為平穩(wěn)的特征。同時運用單位根進行檢驗。常用的單位根檢驗方法為Dickey和Fuller提出的ADF檢驗法。通常對時間序列進行ADF檢驗的一般方程為：假定零假設(shè)為H0：γ=1，如果零假設(shè)成立，說明序列存在單位根，意味著Yt是非平穩(wěn)性序列。反之，若拒絕零假設(shè)，說明序列不存在單位根，則意味著Yt是平穩(wěn)序列。將γ對應(yīng)的t統(tǒng)計量與ADF檢驗表中臨界值進行比較。如果t統(tǒng)計值＞臨界值，則接受H0，認(rèn)為是非平穩(wěn)時間序列。利用Eviews6.0軟件分別對各變量的水平值和一階差分進行ADF的單位根檢驗、檢驗的方程的選取原則根據(jù)相應(yīng)的圖形來確定，檢驗過程中滯后項的確定采用SIC原則，結(jié)果見表1。可以看出，各序列在5%的顯著水平下的一階差分平穩(wěn)的，也就是都是屬于序列I（1），因此，滿足建立協(xié)整關(guān)系的條件。
　?。ㄈ﹥勺兞康膮f(xié)整關(guān)系
　　上述單位根檢驗表明變量lnx和lny之間可能存在協(xié)整關(guān)系。為確定兩者之間是否具有協(xié)整關(guān)系，根據(jù)Engle和Granger于1987年提出的協(xié)整檢驗兩步法稱為EG檢驗，其檢驗的方法與步驟如下：
　　第一步，用OLS方法估計方程：lny=α+βlnx+e用和表示回歸系數(shù)的估計值，則得到模型的殘差估計值見表1：
　　
　　第二步，檢驗誤差序列{}的單整性。如果~I（0），即為單整序列則時間序列l(wèi)nx和lny具有協(xié)整關(guān)系。根據(jù)以上方法，運用1978～2005年的數(shù)據(jù)，用Eviews6.0軟件分析得到如下回歸結(jié)果：
　　lny=1.119619+0.91205lnx
　?。?IRCaWYgRIfkvY0dVAQjPLz3bpPwSrjHOus+lw0hRvc8=.209266） （16.07957）
　　（0.0035） （0.0000） ①
　　R2=0.908628 Adjusted R2=0.905114 F=258.5526
　　從而得出誤差序列{et}，其函數(shù)關(guān)系如下：lny=1.119619+0.91205lnx，①式中上下括號的數(shù)字分別是回歸系數(shù)的統(tǒng)計量及其對應(yīng)的概率。由各檢驗統(tǒng)計量值可見方程擬合的非常好。根據(jù)EG檢驗法，若變量lnx和lny之間存在協(xié)整關(guān)系，則誤差序列{e}必須是單整的。為此對誤差序列{et}進行ADF單位根檢驗，檢驗統(tǒng)計量值-3.21166小于顯著性水平為5%時的臨界值-2.97626，因此可以認(rèn)為誤差序列{et}在5%顯著性水平上是平穩(wěn)序列，表明lny和lnx具有協(xié)整關(guān)系，也即y與x存在協(xié)整關(guān)系。從①中可以看出其協(xié)整系數(shù)為0.91205，表明財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入具有正向均衡關(guān)系。財政支農(nóng)支出每增加一個百分點，農(nóng)民收入就會增加0.91205百分點。
　　（四）誤差修正模型
　　通過對變量進行協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)變量之間的長期均衡關(guān)系，但是無法得知這些變量偏離它們共同隨機趨勢時的調(diào)整速度，這個問題可以用誤差修正模型加于解決。根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量建立誤差修正模型。因此，在協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上進一步建立包括修正項在內(nèi)的誤差修正模型，以次研究上述各變量之間的短期動態(tài)調(diào)整關(guān)系。用μt表達式①中的殘差（在誤差修正模型中，引入殘差μt作為非均衡誤差，在一定程度上更好地說明各變量之間的關(guān)系），建立誤差修正模型如下：
　　Δlnyt＝0.43285Δlnxt-0.29563μt-1
　　從誤差修正模型來看，財政投入的增量與農(nóng)民收入的增量呈正相關(guān)，其彈性系數(shù)為0.43285，說明財政支農(nóng)支出增量對農(nóng)民收入的增加作用比較大；μt的系數(shù)反映偏離長期均衡的調(diào)整力度，從估計的系數(shù)值來看，調(diào)整力度比較大而且誤差項系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機制。
　?。ㄎ澹┳兞恳蚬P(guān)系檢驗
　　上述分析表明財政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入具有協(xié)整關(guān)系，即兩者之間具有長期的均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，即財政支農(nóng)支出是不是促進農(nóng)民收入的增加，農(nóng)民收入的增加是不是又帶動了財政支農(nóng)支出或者兩者皆有。這就需要進一步對兩者進行Granger因果關(guān)系檢驗。Granger因果關(guān)系檢驗的思路是：如果兩者經(jīng)濟變量X與Y，在同時包含過去X與Y信息的條件下，對Y的預(yù)測效果比只單獨由Y的過去信息對Y的預(yù)測效果更好，即變量X有助于Y預(yù)測精度的改善，則認(rèn)為X對Y存在Granger因果關(guān)系。根據(jù)Granger因果關(guān)系分析方法，建立下列兩變量模型：
　　
　　
　　運用Eviews6.0軟件可以計算出用于檢驗的F統(tǒng)計量及其相應(yīng)的概率，依據(jù)最小AIC（Akaike Informoation Criterion）準(zhǔn)則，可確定滯后階數(shù)為3階，得到的結(jié)果如表2所示：
　　由檢驗結(jié)果可以看出，1978～2005年我國財政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入存在單向因果關(guān)系，即財政支農(nóng)支出是農(nóng)民收入的格蘭杰原因；而后者不是前者原因概率較大。說明財政支農(nóng)支出的增加會增加農(nóng)民收入，但農(nóng)民收入的增加并不是擴大財政支農(nóng)支出的原因。
　　
　　四、結(jié)論
　　
　　依據(jù)數(shù)量經(jīng)濟模型，對財政支農(nóng)支出與農(nóng)民純收入的時間序列進行了單位根檢驗，在檢驗通過的基礎(chǔ)上，再對兩者進行了協(xié)整分析、誤差修正模型檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗，得出以下結(jié)論：
　　第一，單位根檢驗結(jié)果表明，財政支農(nóng)支出與農(nóng)民純收入同時一階單整時間序列，兩者存在協(xié)整關(guān)系，即財政支農(nóng)支出擴大會對農(nóng)民純收入增長存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從其協(xié)整關(guān)系系數(shù)來看，財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入增長存在正向關(guān)系，說明財政支出對農(nóng)民收入起到了較為積極的促進的作用。
　　第二，從長期誤差項系數(shù)大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，從誤差修正模型中的長期誤差項系數(shù)估計值來看，協(xié)整力度比較大。短期來看，財政支農(nóng)支出短期波動與農(nóng)民收入短期波動也成正向關(guān)系，即短期的財政支農(nóng)支出增加也能促進農(nóng)民收入的增長。而且系數(shù)比較高，說明財政支農(nóng)對農(nóng)民收入增加的貢獻率比較高。
　　第三，從Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果來看，我國財政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入存在單向因果關(guān)系，即財政支農(nóng)支出是農(nóng)民收入的格蘭杰原因；而后者不是前者原因概率較大，說明財政支農(nóng)支出的增加會增加農(nóng)民收入，但農(nóng)民的收入的增加并不是擴大財政支農(nóng)支出的原因。
　　
　　參考文獻：
　　1、劉旦.財政支農(nóng)結(jié)構(gòu)與農(nóng)民收入增長的關(guān)系[J].北