中國財政支農支出的經濟帶動作用研究

[摘要]隨著中國經濟的快速發展，財政支農支出規模不斷擴大。分析1952—2006年中國財政支農支出和第一產業增加值的變化趨勢，運用協整理論和Granger因果關系檢驗理論，按照不同的時間序列就中國財政支農支出對第一產業增加值的經濟帶動效應進行經驗分析。結論表明：1952—2006年，財政支農支出明顯促進第一產業的發展，財政支農支出擴大與第一產業增加值上升互為因果；1952—1977年，財政支農支出促進了第一產業的發展，二者之間具有單向因果關系；1978—2006年，財政支農支出同樣帶動了第一產業的快速發展，但二者之間無因果關系。

[關鍵詞]支農支出；經濟增長；協整；因果檢驗

[中圖分類號]F304.4 [文獻標識碼]A [文章編號]1671—8372(2008)02—0084—05

政府的經濟作用主要體現在它具有財政職能，而政府財政職能主要通過公共支出得以實現。在我國社會主義市場經濟體制建立和不斷完善的過程中，公共財政支出不僅要承擔支持文化教育、科學技術、社會保障、醫療衛生、轉移支付等方面的職能，還要通過對不同產業特別是對農業的財政支持，來實現三次產業的協調發展，從而促進整個產業結構的優化升級。我國是一個農業大國，農業在國民經濟中的基礎性地位日益加強。因此，在社會主義新農村建設過程中應充分重視和支持農業的發展，不斷加大財政對農業的支持力度。從這個意義上講，正確認識中國財政支農支出對第一產業的帶動作用，實現二者的協調發展，最大限度地發揮政府對農業發展的財政支持作用，是當前中國公共財政所面臨的重要課題。

國內學者對財政支農支出的經濟帶動作用做了一定的研究。魏朗(2007)利用C-D生產函數對1999—2003年我國各省農業經濟增長的面板數據進行實證分析。研究發現，地方財政支農支出有利于農業經濟增長，大約30％的農業經濟增長是靠財政支農支出推動的。與其他要素相比，財政支農支出的平均貢獻率占著重要地位。李劍等(2006)對河北省近20年來財政支農資金中生產性支出與非生產性支出進行了對比分析，并通過簡單回歸模型分析了生產性支出與非生產性支出對農業增長及農民增收的作用。認為非生產性支出增長過快在一定程度上影響了支農資金的使用效益，應在保持財政支農資金增長的前提下，不斷提高生產性支出的比重。何振國、王強(2006)在生產函數模型分析的基礎上，利用經濟計量分析得出中國財政支農支出的安排次序為支援不發達地區支出、農業基本建設支出、農林水氣部門事業費、支援農產品政策性補貼、農業綜合開發支出和農業生產支出。吳婷(2007)對1990—2003年我國財政支農資金結構問題進行了深入的研究，認為我國當前既要加強農村基本生產設施建設，又要著力調整農業生產格局，提高農業科技含量；同時，還要加強農村義務教育和農民職業培訓的資金支出，不斷改善農村面貌，提高農村勞動生產率。趙石磊(2007)分析了1985—2004年我國財政支農支出在財政支出中的所占比重以及城鄉居民可支配收入的變動情況，并在此基礎上利用協整分析財政支農支出與農民純收入之間的關系，認為財政支農支出與農民純收入變動之間存在著一定的聯系，提高財政支農支出的總量并調整其結構是扭轉農民純收入增長停滯的有效手段。胡榮華(2002)對以財政支農支出為主的財政支出項目的作用及效率進行了分析，指出我國的財政支出效率有下降趨勢，提出了增加財源、適時進退、提高管理效率、正確處理好地方與中央的關系，提倡勤儉節約等提高財政資金使用效率的政策建議。此外，丁亮等(2006)還利用ARIMA模型對中國財政支農支出進行了時間序列分析。

本文借鑒財政支農支出的相關研究文獻，克服國內學者對財政支農支出的經濟帶動作用研究的相對不足，在分析1952—2006年中國財政支農支出與第一產業增加值變化趨勢的基礎上，運用協整理論和因果關系檢驗分析方法，按照不同的時間序列對中國財政支農支出對第一產業的帶動作用進行深入的研究。

一、中國財政支農支出與第一產業增加值的變化趨勢

建國以來，中國財政支農支出和第一產業增加值均出現大幅增長(見表1)，財政支農支出從1952年的2.69億元增加到1977年的50.7億元，再由1978年的77億元增長到2006年的2161.4億元，年均增長速度分別為12.5％、12.6％。第一產業增加值由1952年的342.9億元增加到1977年的942.1億元。改革開放后，第一產業發展十分迅速，2006年其產業增加值達到24737億元人民幣。1953—1977年和1978—2006年兩個不同歷史時期，中國第一產業增加值的增長率分別為4.1％、12.1％。總的來看，中國財政支農支出與第一產業增加值表現出如下特點：

(一)財政支農支出與第一產業增加值持續增長

1952—2006年，中國財政支農支出總體上呈增長趨勢，55個年份中有10個年份的財政支農支出增長率為負，其中有8個年份屬于計劃經濟時期。降幅最大的是1962年，財政支農支出較上年下降42.2％。從1978年開始，中國財政支農支出規模出現根本性轉變，當年增長率高達51.8％。在改革開放的近30年間，中國財政支農支出規模增長了27倍，僅1980年、1981年的支農支出增長出現下降，降幅分別為8.9％和10.3％。在第一產業增加值的增長中，55年中僅有6個年份出現負增長，多數集中在計劃經濟時期。而改革開放后，中國第一產業增加值持續增加，2006年，中國第一產業增加值分別相當于1952年、1978年的72倍、24倍。

(二)財政支農支出與第一產業增加值變化率的波動性較強 從財政支農支出增長率的變動來看，1953—1977年，增長率最大的年份為1959年，支農支出增長率達151.8％。1978—2006年，除了1980、1981兩個負增長年份外，其他各年份的財政支農支出平均增長率高達15.2％，其中8個年份的增長率超過20％。1978年，中國財政支農支出增長率高達51.8％，比均值高36.6個百分點。1953—1977年，中國第一產業增加值增長率最大的年份是1961年，增幅為29.5％，與負增長的1960年相差40.7％。1978—2006年，中國第一產業增加值的平均增長率達12.2％，有11個年份的增長率在15％以上。其中增長率最大的是1994年，增幅達37.4％，較均值高25.2個百分點。

(三)財政支農支出占財政支出的比重不斷變化

1952—1977年，中國財政支農支出占財政支出的比重均值為4.0％，有16個年份低于平均值水平。改革開放之后，中國財政支農支出占財政支出的比重均值為6.1％，稍高于改革開放前的水平(如圖1所示)。從1979—1985年，中國財政支農支出占比逐年下降，此后到1992年這一比重有所上升。從1992年開始，這一比重呈下降趨勢，一直持續到2000年(1996年除外)。2001年、2002年這一比重略有回升，2006年，這一比值為5.3％，還不及改革開放后的平均水平。

二、不同時間序列條件下中國財政支農支出的經濟帶動作用

(一)1952—2006年中國財政支農支出的經濟帶動作用

1．協整分析

(1)單位根檢驗

計量經濟學的經典模型是把回歸方程中的變量建立在平穩序列的基礎上，而對非平穩序列可能出現虛假回歸現象，傳統的經典模型不能對此進行客觀準確的分析。因此，協整分析把非平穩變量的長期均衡和短期動態的變化有機地結合起來，是一種有效的分析方法。

1952—2006年，LNGDPI、LNAGRI(對變量取自然對數能消除其異方差)表現出明顯的非平衡性特征，且二者具有相同的變化趨勢，而兩個變量的差分序列DLNGDPI、DLNAGRI表現出平穩的特征(圖略)。因此對以上兩個時間序列進行協整分析之前，首先要檢驗其單整性。對LNGDPI的ADF檢驗中，由于ADF=-2.09，而α=0.05，T=53的條件下臨界值為-3.50，可知LNGDPI是非平穩的，應進一步檢驗LNGDPI的差分序列DLNGDPI的平穩性，以確定LNGDPI的單整階數。因為DF=-5.10，ADF=-3.85，小于臨界值-3.50和-2.92，兩種檢驗的結論都是DLNGDPI～I(O)，可知LNGDPI～I(1)。同理，LNAGRI也是一階單整變量，即LNFE～I(1)。

(2)協整回歸分析

由于LNGDPI和LNAGRI都是一階單整變量，做如下協整回歸并檢驗變量之間是否存在協整關系：

LNGDPI=4.19230443+0.7828001282*LNAGRI

(31.50274) (27.47328) (1)

R²=0.934388 s.e-0.360620 T=55(1952—2006)

若上述變量間存在協整關系，則由上式計算的Ut應該具有平穩性。應做如下回歸：

DU=-0.2311388238*U(-1)+0.3866170851*DU(-1) (2)

(-3.337602) (3.208787)

R²=0.259163 s.e.=0.168628 DW=1.847710 T=53(1954—2006)

DW=1.85說明上式中的殘差序列不含自相關(即加入D(U)的一階滯后項完全可以滿足動態性要求)。因為這是以殘差為基礎的協整檢驗，且回歸式中含有D(U)的一個滯后項，根據對殘差穩定性的檢驗結果，可知變量之間存在協整關系。從(1)式可以看出，財政支農支出每增加1單位，GDPI發生0.78單位的變化。

2．中國財政支農支出與經濟增長之間的因果關系檢驗

(1)理論模型

Granger因果檢驗法的基本思想是：如果x的變化應當發生在Y變化之前，特別地說x是引起Y變化的原因，則必須滿足兩個條件：第一，x應當有助于預測Y，即在Y關于其過去的回歸模型中，添加x的過去值作為獨立變量，應當顯著地增加回歸模型的解釋能力；第二，Y不應當有助于預測x，如果x有助于預測Y，同時Y也有助于預測x，很可能存在著一個或幾個其他的變量，它們既是引起x變化的原因，也是引起Y變化的原因。

檢驗x是否為引起Y變化的原因的主要步驟如下：首先，檢驗“x不是引起Y變化的原因”的原假設，對下列兩個回歸模型進行估計：

無條件限制模型：

(2)因果檢驗

驗證了中國財政支農支出與GDPI之間的協整關系之后，利用Granger因果關系檢驗原理，通過Eviews5.1軟件對LNGDPI和LNAGRI之間的因果關系進行分析，結果見表2。

顯然，在低于5％的水平上拒絕了兩個原假設，接受了財政支農支出與GDPI之間存在雙向因果關系的結論。可以認為，1952—2006年，中國財政支農支出與第一產業增加值之間具有顯著的Granger因果關系，即二者互為因果關系。

(二)改革開放前、后中國財政支農支出的經濟帶動作用

1．改革開放前中國財政支農支出的經濟帶動作用(1952—1977年)

(1)協整分析

利用上述同樣的方法可知，1952—1977年的LNGDPI和LNAGRI均為一階單整變量。因此，可做如下回歸并檢驗變量之間是否存在著協整關系：

根據上表可以認為，在接近10％的水平上拒絕了“LNGDPI不是LNAGRI的Granger原因”的原假設，1952—1977年，中國財政支農支出與第一產業增加值之間具有顯著的Granger單向因果關系，第一產業增加值是財政支農支出增加的原因。

2．改革開放后中國財政支農支出的經濟帶動作用(1978—2006年)

(1)協整分析

1978—2006年的LNGDPI和LNAGRI均為一階單整變量，做協整回歸并檢驗二者之間是否存在著協整關系：

顯然，接受了“LNAGRI不是LNGDPI的Granger原因”、“LNGDPI不是LNAGRI的Granger原因”兩個原假設。可以認為，1978—2006年，財政支農支出與第一產業增加值之間無因果關系。

三、主要結論

1．建國以來，中國財政支農支出與第一產業增加值均出現大幅增長。總的來看，中國財政支農支出與第一產業增加值不斷增加，但二者變化率的波動性較大，改革開放后財政支農支出與第一產業增加值的增長率明顯高于前一時期。但是，中國財政支農支出占財政支出的比重較低。1998—2006年，該比重明顯低于改革開放后這一時期的平均水平。因此，我國應進一步加大財政支農力度，提高財政支農支出占財政支出的比重，實現農業的快速發展。

2．1952—2006年，中國財政支農支出對第一產業的經濟帶動作用明顯。財政支農支出每增加1單位，第一產業增加值會發生0.78單位的變化。就因果關系檢驗而言，中國財政支農支出與第一產業增加值之間有顯著的雙向因果關系。1952—1977年，中國財政支農支出每增加1單位，第一產業增加值產生0.32單位的增量變化，二者之間存在單向因果關系。1978—2006年間，中國財政支農支出每增加1單位，第一產業增加值產生0.90單位的增量變化，二者之間不存在因果關系。顯然，財政支農支出對第一產業具有顯著的帶動作用，中國要保持農業的基礎地位，實現國民經濟又好又快的發展，必須有充足的財政支農支出作保障。

3．在不同時間序列的協整分析中，中國財政支農支出對第一產業的帶動作用毋庸置疑。但是從財政支農支出與第一產業增加值之間的因果關系檢驗來看，不同歷史階段的因果關系檢驗結果使中國財政支農支出與第一產業增加值之間的關系似乎具有不確定性。筆者認為，研究中國財政支農支出對第一產業的經濟帶動作用以及二者之間的因果關系，要基于中國是一個農業大國的現實。因為我國從建國之初就明確了農業在國民經濟中的基礎性地位，不斷加大對農業的投人，基本實現了農業的較快發展。因此，研究中國財政支農支出與第一產業增加值之間的關系，要從中國整個經濟發展時期來考慮，從這個意義上講，50多年的長時間序列分析才具有一般性和科學性。

[責任編輯 王艷芳]