趙璐璐

摘 要：財政支出是政府促進農業(yè)發(fā)展的必要手段，農業(yè)作為維系國民經濟社的基礎性行業(yè)，而河南省作為傳統(tǒng)農業(yè)大省，因此本文針對河南省農業(yè)的財政支持，分析河南省財政農業(yè)投資和產出之間的實證關系，主要采用J協整檢驗、建立雙變量回歸模型來探討河南省財政農業(yè)投入與農業(yè)總產出的長期及短期的影響。

關鍵詞：財政農業(yè)支出； 農業(yè)產出增加； 協整檢驗； 雙回歸模型

一、引言

2004年起，國家出臺了多項強調“三農”問題的 “一號文件”，強調農業(yè)發(fā)展的“四靠措施”，財政支持排在首位。農業(yè)作為國民經濟發(fā)展基礎性行業(yè)，吸引市場投資能力相對較小，依靠市場機制難以維持農業(yè)的良好發(fā)展，農業(yè)發(fā)展不足成為制約我國經濟發(fā)展的重大問題。因此，農業(yè)的發(fā)展必須依靠政府的支持而非市場來保證農業(yè)良好發(fā)展，政府將財政資金用于農業(yè)領域，以達到促進和扶持農業(yè)的目的。

目前，我國經濟進入新常態(tài)階段，在經濟放緩的背景下，繼續(xù)加強農業(yè)基礎地位、促進農民收入是亟待解決的重大課題。2010—2015年在中央“一號文件”糧食安全始終是我國重點，確保我國糧食安全，保障主要農產品的有效供給，是發(fā)展現代農業(yè)的重任，中央政府始終把“三農”問題作為全部工作的重要前提，進一步推動農業(yè)的發(fā)展。

劉宏杰、李素娜等（2009）研究河北省財政農業(yè)支出與農業(yè)產出之間的關系，表明在短期內財政農業(yè)支出對農業(yè)產出的促進作用并不大； Barro（1990）構建了財政支農支出的農業(yè)增長模型，認為財政支農支出對農業(yè)增長影響遵循倒“U”模式，因此存在一個最優(yōu)的財政支農支出。Russek 和 Miller（1997）對 39 個國家 1975-1984 年度數據建立面板數據模型，分析得出政府財政支出與經濟增長關系中占有決定性位置。

河南是我國農業(yè)、糧食大省，在農業(yè)中占有重要地位，本文以河南為例，其研究結論及策略措施也會對其他地區(qū)甚至對全國都具有一定的借鑒和指導。

二、研究方法

由檢驗結果知：各變量原始序列的ADF值在5%顯著性水平時都不顯著，表明各變量原始序列在5%顯著性水平下存在單位根。二階差分后，在5%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設，即各變量都是二階單整序列，因此可以進行協整檢驗分析。

（二）模型的建立。本文擬采用雙變量回歸模型，把河南省財政農業(yè)投資為解釋變量（x），河南省農業(yè)產出為被解釋變量（y），其他因素我們暫不考慮對農業(yè)產出的影響。通過對兩者建立模型我們得出兩者明顯有一元回歸模型，因此建立等式Y=ax+c

我們通過Eviews軟件進行多元線性回歸檢驗，其回歸方程如下

Y=36.80x+848 t=（0） R2=0.9827 R2修正=0.9815 F=852.31 DW=1.858

由回歸方程得知，模型的擬合度高達98.27%，擬合度非常好，又因為F=852.31表明模型非常顯著性水平很好，DW=1.858存在正的自先關性。

結果顯示，在以河南省財政投資為X，河南省農業(yè)產出為Y建立雙變量回歸模型，兩者之間具有高度正相關性，因此財政投入極大影響著農業(yè)產出。但是短期內存在這樣關系，但長期未可得知，因此有必要進行協整檢驗以求驗證。

（三）協整檢驗。協整檢驗有EG檢驗和JJ檢驗。本文采用J協整檢驗對河南省財政投資和農業(yè)產出進行一元非平穩(wěn)檢驗。協整檢驗結果如表所示，根據結果可以判定河南省財政農業(yè)投資和農業(yè)產出指標之間存在著協整關系，即河南省財政農業(yè)投資與農業(yè)產出存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

Johansen協整檢驗結果

由于已經有大量的理論分析，本文只在理論上稍作概述，主要采用實證分析法，通過eviews軟件建立雙變量回歸模型進行分析，運用J協整檢驗進行驗證，來探討河南省財政投資河農業(yè)產出的關系。

三、實證分析

（一）單位根檢驗。為排除由于單位根的存在而導致的偽回歸的出現，我們首先對河南省財政投資與農業(yè)產出相關數據進行回歸分析（檢驗結果的ADF取值在5%的置信水平下）。采用ADF檢驗結果如下：

（四）格蘭杰因果檢驗。河南財政農業(yè)支出與農業(yè)產出的長期關系是否具有雙向關系，需要進行格蘭杰因果檢驗。已知財政農業(yè)支出與農業(yè)產出存在二階單整序列且具有協整關系。協整關系表明財政農業(yè)支出與農業(yè)產出之間存在因果關系，但沒有指明存在何種因果關系。于是我們需進行格蘭杰因果檢驗結果如下：

結果顯示，在5%的置信水平下，財政農業(yè)投資與農業(yè)產出并沒有雙向關系，p=0.0337概率太小，因此我們拒絕原假設，即x是y的格蘭杰原因。對于y對x而言，p=0.9081，因此原假設成立，y不是x的格蘭杰原因。通過兩項結果相比較，可得財政農業(yè)支出影響著y，并沒有雙向影響關系。

四、實證結論

1、通過實證結果得知，財政農業(yè)投入和農業(yè)產出雖然是非平穩(wěn)序列，但是從長期結果得知，具有明顯的穩(wěn)定性，即財政農業(yè)投入極大影響著農業(yè)產出。

2、我們通過Eviews模型知，短期內財政對農業(yè)投資效果比較小，其原因可能使財政效果不能夠立竿見影顯現出效果，它對產出的影響需要一定的作用時間。

3、無論是從短期來看，還是在長期的角度而言，財政農業(yè)投資都影響著農業(yè)產出，只是短期作用并不如長期那么明顯，這是部分原因由于財政效果的滯后性引起的，長期來言，財政農業(yè)投資具有較強的影響作用。（作者單位：河南工業(yè)大學）

參考文獻：

[1] 陳燦煌. 財政支農支出總量及結構與農業(yè)經濟增長的關系——基于1980—2005年中國數據的實證分析[J].經濟與金融.2009.[12]

[2] 劉宏杰，李素娜.中國財政支農支出與農村居民收入之間的經驗研究——基于向量自回歸模型的經濟計量分析[J]. 青島科技大學學報. 2009[04]

[3] Barro R.J. Government Spending in a simple Model of Endogenous Growth[J].JomalofPolitical Economy.1990[05]

[4] Miller，StephenM.，Russek，etal. Fiscal Structures and Economic Growth：Internati onEvidence[J]. Economic Inquiry. 1997[03]