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新經(jīng)濟增長理論
引言
農(nóng)業(yè)經(jīng)濟政策中的財政支農(nóng)政策是國家的主要政策，也是最直接的政策，具有其他農(nóng)業(yè)經(jīng)濟政策無法取代的作用。財政支農(nóng)經(jīng)濟政策可以有效促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，有利于增加農(nóng)民收入；財政支農(nóng)政策可以給予農(nóng)民一定的資金補貼，在促進農(nóng)業(yè)發(fā)展的同時還解決了許多外部問題。這幾年來我國為了保證農(nóng)業(yè)的發(fā)展，政府在農(nóng)業(yè)政策上不斷的完善[1]�？紤]到財政支農(nóng)政策的重要性，許多學(xué)者從不同角度對這一問題進行了分析，相關(guān)研究都是偏向于分析財政支農(nóng)政策對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟績效發(fā)展的影響[2-4]。本文參考現(xiàn)有研究[6-10]，從財政支農(nóng)政策和農(nóng)業(yè)增加值兩個方面著手，實證分析農(nóng)業(yè)經(jīng)濟政策對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展績效產(chǎn)生的影響。通過構(gòu)建模型，采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗，結(jié)合新經(jīng)濟理論模型對實證結(jié)果進行分析。
1研究設(shè)計
1.1數(shù)據(jù)選取
本文數(shù)據(jù)主要來源于《中國財政統(tǒng)計》及其相關(guān)年鑒。根據(jù)搜集的數(shù)據(jù)，整理得出我國2007—2016年財政支農(nóng)相關(guān)數(shù)據(jù)，具體如表1所示。從投入的角度看，財政支農(nóng)支出表現(xiàn)相對較好，支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出一直保持相對較少，對于農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)民增收確實發(fā)揮著重要的作用。若要繼續(xù)拓展其上升空間，則應(yīng)該繼續(xù)加大政策支農(nóng)資金力度。
1.2模型構(gòu)建
本文中選取的變量包括：農(nóng)業(yè)增加量以Y表示；X1代表政府在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面的補貼資金支出以及補貼農(nóng)村水利氣象等部門的其他資金的財政支出；農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)資金支出用X2表示；農(nóng)業(yè)方面相關(guān)科研和開發(fā)的費用以X3表示；農(nóng)村救濟費以X4表示。如果直接利用Y對X1、X2、X3、X4創(chuàng)建回歸模型，會影響回歸結(jié)果的合理性，導(dǎo)致統(tǒng)計檢驗無法通過。造成這一現(xiàn)象的原因在于：財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟績效發(fā)展的作用并不會立即表現(xiàn)出來，需要一個過程，有時這個時間段會較長，因此一般將這一過程稱為滯后期。因此，可以利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗并確定各項財政支農(nóng)的滯后期。本文利用回歸分析創(chuàng)建經(jīng)濟學(xué)模型，目的在于研究幾個變量之間的依存關(guān)系。并不是存在依存關(guān)系就代表這幾個變量之間存在因果關(guān)系，那些不具備因果關(guān)系的幾個變量擬合度反而更高，即使將自變量和因變量進行互換，仍然不會影響擬合度。由此可見，利用模型回歸分析并不能夠證明變量存在因果關(guān)系，也不能用于判斷變量因果關(guān)系是否存在[8]。通常時間序列變量X、Y之間存在格蘭杰因果關(guān)系是指：在具有經(jīng)濟變量X、Y幾個變量的詳細信息的情況下，其中，X對于Y變量的預(yù)測結(jié)果相對于僅對過去的Y變量進行預(yù)測的結(jié)果更加完善，可以得知變量X有利于模型對變量Y的預(yù)測結(jié)果。即經(jīng)濟變量X的變化會影響Y變量，是Y變量的格蘭杰原因。格蘭杰因果關(guān)系檢驗流程具體包括以下幾個步驟：步驟1：首先利用模型回歸分析影響Y變量的X變量，即變量Y對變量X的滯后項Xt-1，Xt-2，…，Xt-q及其他變量的回歸分析。然而，在分析過程中并沒有代入X滯后項，這是因為該回歸有條件限制，使得最終回歸得到的是一種有條件限制的平方和RSSR。步驟2：根據(jù)步驟1，利用模型回歸具有X滯后項這一特點，即在公式里加入滯后項X，得到的將是一個沒有條件限制的回歸。因此，最終可以得到一個沒有條件限制的殘差平方和RSSUR。步驟3：零假設(shè)的含義H0：α1=α2=…=αq=0，表示滯后項X不屬于此回歸。步驟4：本文為了驗證假設(shè)，采用F檢驗：上式必須按照自由度為q和(n-k)的F分布。其中的n代表的是樣本容量，滯后項X的個數(shù)以q表示，沒有條件限制的回歸模型中，參數(shù)數(shù)量用k表示。步驟5：假設(shè)必須在a顯著性水平條件下，利用模型回歸F值的臨界值Fa，也就是對于零假設(shè)的否定。步驟6：為了驗證變量Y的變化會不會影響變量X，需要反復(fù)地將X、Y不停地交換回歸，繼續(xù)上述步驟1—步驟5步驟。格蘭杰因果關(guān)系檢驗在滯后期處于敏感時期的情況下，容易受到其他因素的影響，這主要是由于本文研究對象的變量平穩(wěn)性受到樣本容量的影響，不一樣的滯后期會造成不一樣的檢驗結(jié)果，因此，需要檢驗長度不同的滯后期。為了能夠使滯后期更加明確，需要驗證對那些不是序列關(guān)系的變量的滯后期長短進行驗證。根據(jù)收集到的相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建統(tǒng)計模型公式如下：公式中Yt代表第t年的農(nóng)業(yè)增加值；εt代表隨機擾動項，X1t-1代表滯后一年關(guān)于X1的財政支出；c代表常數(shù)；X3t-1代表滯后一年關(guān)于X3財政支出；X4t-1代表滯后一年關(guān)于X4的財政支出；b1、b2、b3、b4各自代表X1、X2、X3、X4的回歸系數(shù)，X2t-4代表滯后四年關(guān)于X2的財政支出。為了減少誤差模型簡化為：
2實證分析
2.1數(shù)據(jù)說明
吉林省位于我國東北地區(qū)中部，是我國重要的糧食生產(chǎn)基地。因此，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展不僅關(guān)系著吉林省社會主義新農(nóng)村建設(shè)，還對地區(qū)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展具有重要影響。為使研究數(shù)據(jù)更能體現(xiàn)財政支農(nóng)支出的績效水平，符合對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展歷程，本文以吉林省2006—2016年間財政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值作為研究數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于《吉林省統(tǒng)計年鑒》。吉林省農(nóng)業(yè)財政支出增長率和農(nóng)業(yè)GDP增長率，財政支農(nóng)支出占農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總產(chǎn)值的比重如圖1和圖2所示。由圖1可知，吉林省的農(nóng)業(yè)財政支出增長率波動幅度較大，在2009年與2015年分別達到最小值與最大值，且通過圖1可以看出，農(nóng)業(yè)GDP增長在2015年波動幅度較大外，其余年份的增長率變化都較為平穩(wěn)。據(jù)圖數(shù)據(jù)趨勢可知，隨著財政支農(nóng)支出政策的執(zhí)行，農(nóng)業(yè)GDP實現(xiàn)了一定的增長，農(nóng)民收入水平也得到提高。為了更準確地反映財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的績效，具體數(shù)據(jù)計算結(jié)果如表2所示。由表2可知，吉林省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長率要明顯低于農(nóng)業(yè)財政支出增長率。如圖2所示，但吉林省財政支農(nóng)支出占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比重逐年上升。由瓦格納財政支出增長法則理念可以證明吉林省加大農(nóng)業(yè)財政支出，對其地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有明顯的推動作用。所以，吉林省要增加農(nóng)業(yè)財政支出，使其維持在一定增長水平與規(guī)模，從而滿足吉林省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長績效需求。
2.2格蘭杰因果關(guān)系結(jié)果
本文利用Stata軟件對財政支農(nóng)相關(guān)數(shù)據(jù)和主要的農(nóng)業(yè)增加值進行分析處理，具體結(jié)果如表3所示。根據(jù)表格3檢驗結(jié)果可以得到每項變量的滯后期。各項財政支出都至少在96%的置信水平下引致農(nóng)業(yè)增加值增長,本文中具有滯后期的財政支出項目對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟績效發(fā)展的作用，并沒有把滯后那一期的作用體現(xiàn)出來，只是體現(xiàn)了那一期和因變量存在的關(guān)系，說明在滯后的那一期與因變量的關(guān)系最明顯。農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的促進作用，需要四年后才能夠體現(xiàn)出來，其他項目只需要一年，即可將其對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟績效的作用體現(xiàn)出來。
2.3回歸結(jié)果及分析
根據(jù)上文的數(shù)據(jù)分析結(jié)果，對Y和X1、X2、X3、X4進行回歸分析，結(jié)果顯示：模型的R2較大,F檢驗合格,回歸的擬合度較好；但所有的相關(guān)系數(shù)都不符合t檢驗，說明該模型存在多重共線性的問題。這一問題導(dǎo)致分析得出估計值缺乏意義，因此模型不可用。如果將常數(shù)代入公式計算，得出的結(jié)果無法遵循t檢驗,因此不能把常數(shù)代入公式分析,扣除影響因素X1、X4后得到的模型是合理的，回歸結(jié)果如表4所示。根據(jù)表4可知，在顯著性水平為0.1情況下，系數(shù)X2和X3的估計值都滿足t檢驗。其中樣本決定系數(shù)R2為0.90,修正的R2為0.89,兩者的數(shù)值都大于0.8,表明整個模型擬合度較高,并且系數(shù)X2、X3對Y的影響效果明顯�；貧w結(jié)果中模型的D-W值為1.86,根據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)可知，在0.01顯著水平下對應(yīng)的du值為1.35,并且D-W值在(du,4-du)內(nèi)。符合D-W檢驗,表明該模型不具備一階自相關(guān)，即本文構(gòu)建的模型回歸擬合度較高,系數(shù)X2、X3可以合理解釋農(nóng)業(yè)增加值。按照表格5回歸結(jié)果，將系數(shù)X2、X3代入回歸模型Yt=b2X2t-4+b3X3t-1+εt，可以得到以下公式:上述公式表明，假如農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的支出每增加一個單位,農(nóng)業(yè)增加值就會增加68個單位；在農(nóng)業(yè)科技三項（新產(chǎn)品試制費、中間試驗費和重要科學(xué)研究補助費）費用的財政支出每增加一個單位,農(nóng)業(yè)增加值會增加更多個單位,甚至可以達到了800個單位。這一結(jié)果表明，財政支農(nóng)在研究和開發(fā)活動中，所帶來的促進經(jīng)濟增長效益更加明顯。因此，政府應(yīng)當在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)環(huán)節(jié)中加大資金投入，尤其在農(nóng)業(yè)技術(shù)研發(fā)方面。
3結(jié)束語
本文基于《中國財政統(tǒng)計》及吉林省2007—2016年的面板數(shù)據(jù)，運用回歸分析創(chuàng)建經(jīng)濟學(xué)模型，研究了財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）以吉林省為例，農(nóng)業(yè)財政支出逐年增加，且農(nóng)業(yè)財政支出投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增長具有推動作用。（2）農(nóng)業(yè)科技研發(fā)資金投入對農(nóng)業(yè)增加值呈倍增效益。（3）財政支農(nóng)具有一定滯后期，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增長率遠低于財政支農(nóng)增長率。根據(jù)本文的實證分析結(jié)果和新經(jīng)濟增長理論，提出以下幾條財政支出對策完善建議，目的在于促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟績效的提高。第一，建立農(nóng)業(yè)財政支農(nóng)穩(wěn)定與長效機制。保證財政支農(nóng)投入是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增長穩(wěn)定與高效的前提，國家政府應(yīng)當重視對農(nóng)業(yè)發(fā)展的財政支持，加大投資力度，增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)值，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟績效，提升農(nóng)民生活水平。第二，繼續(xù)增加農(nóng)業(yè)科技投入。農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展動力，依靠科技創(chuàng)新可以提高財政支農(nóng)效率及提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值。第三，加速促進財政支農(nóng)績效增長。目前農(nóng)業(yè)財政支出使用效率普遍不高，因此如何提高支農(nóng)支出效益是發(fā)展農(nóng)業(yè)績效的主要問題。增加資金投入的同時，應(yīng)合理分配財政支出，以提高支農(nóng)資金的使用效率。
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