財(cái)政涉農(nóng)投入對(duì)農(nóng)村減貧效應(yīng)的影響研究

一、貧困的形成過程根據(jù)許多文獻(xiàn)和政府報(bào)告，有這樣一句話?！靶轮袊?guó)成立以來，中國(guó)政府制定了一系列關(guān)于扶貧的金融政策，并逐年增加了扶貧投資，顯著減少了農(nóng)村貧困人口和農(nóng)村貧困發(fā)生率?！憋@然,這并不是一個(gè)嚴(yán)謹(jǐn)?shù)耐茢?章元等,2008)。從中國(guó)農(nóng)村減貧發(fā)展實(shí)踐來看,改革開放30年來,財(cái)政支農(nóng)資金投入大幅度增加的同時(shí)伴隨著農(nóng)村貧困人口的快速減少。但是,這并不必然表明財(cái)政支農(nóng)投入增加與農(nóng)村減貧之間存在因果關(guān)系。中國(guó)農(nóng)村貧困產(chǎn)生的原因是復(fù)雜多樣的,導(dǎo)致農(nóng)村貧困減少的因素也很多,財(cái)政支農(nóng)投入僅僅是其中的一個(gè)方面。要考察財(cái)政支農(nóng)投入的減貧效果,需要準(zhǔn)確的計(jì)量分析和檢驗(yàn)。由于中國(guó)農(nóng)村貧困成因的復(fù)雜性和多樣性,目前,關(guān)于農(nóng)村貧困成因特別是貧困成因的機(jī)制分析略顯不足,但仍取得了顯著成果。一些學(xué)者認(rèn)為,資源匱乏、土地貧瘠和水資源短缺,造成了中國(guó)農(nóng)村貧困人口主要集聚于華北平原的幾個(gè)省份,特別是這些省份的農(nóng)村公共產(chǎn)品投資影響了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格、非農(nóng)就業(yè)等因素,進(jìn)而成為貧困的重要決定因素(Fan,etal,2000;林伯強(qiáng),2005)。一項(xiàng)覆蓋19個(gè)省,包含8000個(gè)家庭的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn),空間差異是家庭貧困的決定因素,家庭的貧困狀況高度依賴于所在的地理位置,少數(shù)民族家庭陷入貧困的概率更高;此外,中國(guó)的農(nóng)村貧困還與人口因素有關(guān),并依賴于家庭從事的活動(dòng)、擁有的資產(chǎn)和控制的資源(Gustafsson等,2002)。有研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)村貧困不僅僅發(fā)生在遙遠(yuǎn)和資源短缺的地區(qū),在擁有豐富資源稟賦的地區(qū),當(dāng)缺乏足夠的基礎(chǔ)設(shè)施和技術(shù)服務(wù)時(shí),仍然會(huì)產(chǎn)生貧困(Gustafsson,etal,1998)。從以上研究可以看出,不同時(shí)期影響貧困產(chǎn)生的因素差別較大,從農(nóng)戶層面看,所擁有的物質(zhì)資本和人力資本,以及家庭所處的地理位置對(duì)于貧困形成有重要影響,而宏觀因素對(duì)農(nóng)戶貧困的影響分析稍顯不足。關(guān)于中國(guó)財(cái)政支農(nóng)和扶貧政策效果的評(píng)價(jià),很多學(xué)者做出了突出貢獻(xiàn)。Park等(1998)利用中國(guó)所有縣的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn),1985—1992年間的扶貧投入使人均收入每年增加2.28%,1992—1995年間人均收入增加0.91%。但也有研究指出,Park(1998)的估計(jì)可能在相當(dāng)程度上夸大了扶貧項(xiàng)目的影響,因?yàn)樗麄儾]有把所有的扶貧公共支出都計(jì)算在內(nèi)(世界銀行,2001)。此外,Jyotsna等(2000)將貧困分解為暫時(shí)性貧困和慢性貧困,并對(duì)二者的決定因素做了研究,發(fā)現(xiàn)永久性貧困與暫時(shí)性貧困的決定因素差異較大,他們指出,中國(guó)政府的扶貧措施更強(qiáng)調(diào)緩解慢性貧困而非暫時(shí)性貧困,并認(rèn)為開發(fā)式扶貧措施有助于慢性貧困,但對(duì)暫時(shí)性貧困無能為力。同時(shí),Rozelle(2000)運(yùn)用四川和陜西的數(shù)據(jù)分析了貧困降低的原因,認(rèn)為中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠解釋絕大部分的農(nóng)村貧困緩解原因,而中國(guó)的扶貧政策對(duì)減少貧困幾乎沒有作用;另一項(xiàng)針對(duì)各種扶貧措施的研究也發(fā)現(xiàn),眾多的財(cái)政支農(nóng)投入中,扶貧貸款對(duì)減貧的作用最小,政府的反貧困項(xiàng)目對(duì)農(nóng)村減貧效果不佳的原因在于,目標(biāo)瞄準(zhǔn)機(jī)制的低效率以及對(duì)資金的錯(cuò)誤使用(Fan,2003)。早期研究中,關(guān)于中國(guó)財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)村減貧效果的評(píng)價(jià),顯得不是很樂觀。從最近的研究我們發(fā)現(xiàn),中國(guó)的扶貧計(jì)劃確實(shí)在貧困地區(qū)得到實(shí)施,而且扶貧計(jì)劃對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出了重大貢獻(xiàn),有利于農(nóng)村貧困的減少,但是還有許多貧困地區(qū)被忽視于政策的各種扶貧計(jì)劃之外(張林秀,2003);此外,在控制初始條件1以及地理、民族和政治地位的影響后發(fā)現(xiàn),對(duì)農(nóng)戶的直接生產(chǎn)和創(chuàng)收性扶貧投資在短期內(nèi)對(duì)農(nóng)戶收入的增加有明顯的作用,基礎(chǔ)設(shè)施投資在短期內(nèi)對(duì)收入增長(zhǎng)沒有顯著的影響,所有扶貧投資在短期內(nèi)對(duì)貧困人口的減少在統(tǒng)計(jì)上都沒有顯著的影響,一定程度上反映了扶貧投資所帶來的收入增長(zhǎng)的好處可能并沒有平等地為窮人分享(汪三貴,2004,黃季焜等,2005);然而,林伯強(qiáng)(2005)發(fā)現(xiàn),在農(nóng)村教育,農(nóng)業(yè)研發(fā),包括水利、公路、電力和通訊的農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施上的投資促進(jìn)了農(nóng)村生產(chǎn)率增長(zhǎng),減少了農(nóng)村貧困與地區(qū)間的不平等。盡管財(cái)政支農(nóng)投入有效地激勵(lì)了農(nóng)村收入增長(zhǎng),這一點(diǎn)得到了學(xué)者的認(rèn)可,但是,財(cái)政支農(nóng)投入對(duì)相對(duì)嚴(yán)重貧困的農(nóng)村地區(qū)收入增長(zhǎng)的激勵(lì)效果并不顯著,經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)也不能夠自動(dòng)地緩解貧困,財(cái)政支農(nóng)投入的增長(zhǎng)效應(yīng)和不平等效應(yīng)共同決定了中國(guó)農(nóng)村貧困地區(qū)的減貧效果,進(jìn)一步提高財(cái)政支農(nóng)的減貧效率也需要采取瞄準(zhǔn)式的扶貧措施來解決(阮敬,2007;劉窮志,2008)。財(cái)政支農(nóng)投入對(duì)中國(guó)農(nóng)村減貧的效果,很大程度上取決于財(cái)政支農(nóng)政策的制度設(shè)計(jì)和執(zhí)行效率。政府干預(yù)并不一定導(dǎo)致福利的帕累托改進(jìn)或最優(yōu),中國(guó)財(cái)政支農(nóng)政策能否實(shí)現(xiàn)資源最優(yōu)配置,取決于目標(biāo)制定準(zhǔn)確地將農(nóng)民對(duì)公共產(chǎn)品的消費(fèi)需求集合為“社會(huì)”需求,同時(shí)還取決于財(cái)政支農(nóng)政策準(zhǔn)確和到位的執(zhí)行(李煥章等,2004)。在我國(guó)財(cái)政支農(nóng)政策的制度安排上,政策目標(biāo)的決策過程有明顯自上而下的特征,在政策制定的過程中,作為財(cái)政支農(nóng)政策受益者的貧困農(nóng)戶,因人數(shù)多且分散而陷入“集體行動(dòng)困境”和過高的“內(nèi)部交易費(fèi)用”,難以形成有較強(qiáng)組織能力的團(tuán)體,而被排除在目標(biāo)決策程序之外;決策者掌握的貧困農(nóng)戶對(duì)公共物品偏好的信息不足,導(dǎo)致政策決策出現(xiàn)失靈現(xiàn)象(李容,2003)。就財(cái)政支農(nóng)過程而言,由于政府決策層和行政執(zhí)行系統(tǒng)有不同的行為方式,二者在動(dòng)機(jī)、壓力、利益導(dǎo)向方面有較大差異;另外,一些貧困地區(qū)的公共支出“急功近利”,熱衷于投資見效快、易出政績(jī)的產(chǎn)業(yè)項(xiàng)目和看得見、摸得著的“硬性”公共產(chǎn)品,而忽視了長(zhǎng)期的、具有戰(zhàn)略意義的項(xiàng)目和技術(shù)性、人力資本提升的“軟性”公共產(chǎn)品(李秉龍等,2003)。從以上分析可以看出,對(duì)財(cái)政支農(nóng)的農(nóng)村減貧效果評(píng)價(jià),目前有了較多的研究,但是宏觀層次的財(cái)政支農(nóng)投入與農(nóng)村減貧的關(guān)系,特別是短期內(nèi)財(cái)政投入的增加與農(nóng)村貧困人口減少之間的計(jì)量因果關(guān)系分析,尚有欠缺,這正是本文研究的基點(diǎn)。二、產(chǎn)出增長(zhǎng)模型從農(nóng)戶收入貧困層次上看,財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)村減貧的作用途徑主要有兩種:一是通過促進(jìn)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)來提高農(nóng)戶的收入水平,從而使農(nóng)戶擺脫貧困;二是通過政府的財(cái)政直接轉(zhuǎn)移支付以提高農(nóng)戶的直接收入(如種糧補(bǔ)貼等)。可以將農(nóng)村貧困方程簡(jiǎn)單設(shè)定為農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入的函數(shù)(見式(1)),當(dāng)農(nóng)戶的純收入低于貧困線時(shí),定義為貧困農(nóng)戶;貧困方程中的C為農(nóng)戶的非農(nóng)收入,為了分析其它變量的作用,假設(shè)它是以固定增長(zhǎng)速度上升的常量;Y為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù),按照生產(chǎn)函數(shù)的傳統(tǒng)分析框架,這里把財(cái)政支農(nóng)支出作為一項(xiàng)“投入”引入生產(chǎn)函數(shù)模型。因此,反映財(cái)政支農(nóng)投入和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)關(guān)系的生產(chǎn)函數(shù)可以表示為方程(2),財(cái)政支農(nóng)減貧和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)關(guān)系的一般方程為:PI(FI)=Af(FI(Y,C))(1)Y=f(K,L)(2)其中,PI表示農(nóng)戶的貧困特征,FI表示農(nóng)戶的純收入,A表示一定經(jīng)濟(jì)條件下的技術(shù)水平和社會(huì)特征,Y是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出,K是總的資本投入,L是勞動(dòng)投入。首先,分析財(cái)政支農(nóng)投入對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)的作用機(jī)理,本文借鑒Odedokun(1992)的經(jīng)濟(jì)效率模型與Greenwood等(1990)的產(chǎn)出增長(zhǎng)率模型,并結(jié)合貧困方程進(jìn)行討論。Odedokun(1992)認(rèn)為,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)取決于資本的增加和經(jīng)濟(jì)效率的提高,用模型表示為:Y/Y=EE(△K/Y)(3)其中:△Y是產(chǎn)出的增加量;EE表示經(jīng)濟(jì)效率,等同于資源利用效率,由增加的產(chǎn)出-資本比率(△Y/△K)表示,△K表示增加的資本。根據(jù)方程(3),財(cái)政支農(nóng)投入對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響,是通過可投資資源的變化(△K/Y)或資源利用效率(EE)的變化甚至二者的同時(shí)變化來實(shí)現(xiàn)的。產(chǎn)出增長(zhǎng)率模型是借助投資效率來說明財(cái)政支農(nóng)投入對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的作用機(jī)理。簡(jiǎn)單而言,產(chǎn)出是資本K和勞動(dòng)力L的生產(chǎn)函數(shù),為了單獨(dú)衡量資本對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)的作用,按照Parente等(1991)的做法,可以對(duì)勞動(dòng)力投入施加一個(gè)容量限制LˉˉLˉ,那么有:Y=Kmin(L,Lˉˉ)θ(4)Y=Κmin(L,Lˉ)θ(4)其中,θ>0,代表勞動(dòng)力投入在每單位資本條件下的產(chǎn)出彈性。當(dāng)期資本(Kt+1)的形成取決于前一期資本(Kt)存量和本期資本投入,由于農(nóng)業(yè)資金的來源主要包括財(cái)政支農(nóng)投入、融資和農(nóng)戶與集體農(nóng)業(yè)的自我積累,結(jié)合式(3),農(nóng)業(yè)資本就變?yōu)?Kt+1=(1-δ)Kt+EE(Xt1,Xt2,Xt3)(5)式(5)中,δ代表折舊率,Xt1表示財(cái)政支農(nóng)投入資金的規(guī)模,Xt2表示農(nóng)業(yè)信貸融資等,Xt3表示農(nóng)戶資本的自我積累。EE仍然代表資源利用效率,是一個(gè)增函數(shù),表示當(dāng)財(cái)政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)信貸和自我積累資金增加,以及財(cái)政、金融系統(tǒng)更有效率時(shí),投資也就會(huì)相應(yīng)快速增長(zhǎng),從而增加農(nóng)業(yè)的總資本,促進(jìn)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展。在式(4)中,令m=(Lˉˉ)θm=(Lˉ)θ,表示農(nóng)業(yè)的最大勞動(dòng)力供給能力,因此,m與資本產(chǎn)出率呈反比,農(nóng)業(yè)產(chǎn)出Y=mK,此時(shí)一旦達(dá)到最大勞動(dòng)力容量,農(nóng)業(yè)就面臨恒定的規(guī)模收益,產(chǎn)出的增長(zhǎng)率就等于資本存量的增長(zhǎng)率。進(jìn)一步結(jié)合式(5)可得:Yt+1=m(1-δ)Kt+m*EE(Xt1,Xt2,Xt3)(6)EE對(duì)X的一階泰勒展開式為:EE(Xt1,Xt2,Xt3)≈EE(0,0)+EE′Xt1(0,0)Xt1+EE′Xt2(0,0)Xt2+EE′Xt3(0,0)Xt3(7)代入式(6),得回歸方程為:Yt+1=m(1-δ)Kt+m[EE(0,0)+EE′Xt1(0,0)Xt1+EE′Xt2(0,0)Xt2+EE′Xt3(0,0)Xt3](8)由于產(chǎn)出的增長(zhǎng)率就等于資本存量的增長(zhǎng)率,由式(8)可進(jìn)一步得出產(chǎn)出的增長(zhǎng)為:Yt+1=-δmKt+m[EE(0,0)+EE′Xt1(0,0)Xt1+EE′Xt2(0,0)Xt2+EE′Xt3(0,0)Xt3](9)根據(jù)式(8)和式(9)可知,農(nóng)業(yè)資本、財(cái)政支農(nóng)投入、農(nóng)業(yè)信貸和農(nóng)戶的資本積累都是影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出及其增長(zhǎng)的相關(guān)變量。但是,農(nóng)業(yè)產(chǎn)出及其增長(zhǎng)也有賴于農(nóng)業(yè)資金利用效率(EE(0,0))、財(cái)政支農(nóng)資金的投資轉(zhuǎn)化率(EE′Xt1(0,0))、農(nóng)業(yè)信貸的投資轉(zhuǎn)化率(EE′Xt2(0,0))和農(nóng)戶資本積累的投資轉(zhuǎn)化率(EE′Xt3(0,0))的提高。本文把這些變量都?xì)w結(jié)為資金配置效率因素,即農(nóng)業(yè)產(chǎn)出及其增長(zhǎng)依賴于農(nóng)業(yè)資金配置效率的提高。從理論上看,如果財(cái)政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)信貸和自我積累資金的配置是有效率的,那么,在式(9)中,這兩個(gè)變量的系數(shù)將顯著地為正。式(8)兩邊同時(shí)除以m,可以得到農(nóng)業(yè)的人均產(chǎn)出模型,那么,可以進(jìn)一步構(gòu)建財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸、積累資金作用于農(nóng)民收入的方程為:FI=(1-δ)Kt+EE(0,0)+EE′Xt1(0,0)Xt1+EE′Xt2(0,0)Xt2+EE′Xt3(0,0)Xt3+C(10)其中,FI是農(nóng)民人均純收入。由式(10)可知,財(cái)政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)資本、農(nóng)業(yè)信貸和積累資金是通過影響農(nóng)業(yè)收入進(jìn)而影響農(nóng)民收入水平和農(nóng)村貧困的。同樣,農(nóng)民的農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)和貧困的緩解也有賴于農(nóng)業(yè)資金配置效率的提高,如果財(cái)政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)信貸和農(nóng)戶自我積累資金的配置是有效率的,這兩個(gè)變量的系數(shù)也將顯著地為正。掌握長(zhǎng)期內(nèi)農(nóng)村財(cái)政投資的路徑趨向,對(duì)于未來農(nóng)村財(cái)政投資的合理配置也是非常重要的。結(jié)合方程(1)和(10)有:PI(FI)=Af((1-δ)Kt+EE(0,0)+EE′Xt1(0,0)Xt1i+EE′Xt2(0,0)+EE′Xt3(0,0)Xt3+C)(11)其中,Xt1i為財(cái)政投入用于農(nóng)業(yè)項(xiàng)目i上的投資量。假設(shè)各個(gè)投資變量之間相互獨(dú)立并且各項(xiàng)財(cái)政支農(nóng)的資金配置效率相等,設(shè)定Xt2和Xt3不具有可分性,且經(jīng)濟(jì)意義不變。C中包含類似救濟(jì)金等專門財(cái)政扶貧投入,此類資金不是本部分內(nèi)容要考察的重點(diǎn),由于直接的財(cái)政扶貧資金投入的減貧效果是固定的,它變化時(shí)獨(dú)立于財(cái)政支農(nóng)投入,對(duì)于農(nóng)村減貧方程它是一個(gè)外生變量。根據(jù)效應(yīng)最優(yōu)原則,對(duì)方程(11)的財(cái)政支農(nóng)投入一項(xiàng)求微分,并令其結(jié)果等于零,有:dPI=EE′Xt1f1dXt11+EE′Xt1f2dXt12+…+EE′Xt1fndXt1n=0(12)令fi等于零,則可以得到一個(gè)齊次線性方程組。已知Xt1i是相互獨(dú)立的,那么,可以得到Xt1i的唯一解Xt1i=X*t1i,其相應(yīng)的方程的穩(wěn)定值為PI=B+α,其中α為其他投入項(xiàng)的減貧效應(yīng)值,其值為常數(shù)。然后再對(duì)dPI求全微分,由于Xt1i相互獨(dú)立,因此,有fij=fji=0(i≠j),那么,可以得到一個(gè)二次型對(duì)稱性的海塞行列式。已知古典C—D生產(chǎn)函數(shù)的內(nèi)生變量Xt1i的邊際收益是遞減的,可以得到fii>0,那么,相應(yīng)的海塞行列式的各階主子式|H1|,|H2|,…,|H|均大于零,貧困決定方程PI存在極小值B+α,這意味著,財(cái)政政策實(shí)施初期是有效果的,但隨著時(shí)間推移,邊際效果逐漸接近于零。通過以上推導(dǎo),可以得出:在其他因素不變的情況下,財(cái)政支農(nóng)投入的農(nóng)村減貧邊際效應(yīng)呈現(xiàn)遞減規(guī)律。我國(guó)農(nóng)村減貧的發(fā)展實(shí)踐顯示,改革開放后很長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi),農(nóng)村貧困人口迅速下降,但最近幾年下降的幅度減小,并在2003年出現(xiàn)了反彈現(xiàn)象,而財(cái)政支農(nóng)投入?yún)s是不斷增加的。然而,農(nóng)村減貧是由很多因素共同作用的結(jié)果:一方面,我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的環(huán)境為農(nóng)村減貧提供了良好的基礎(chǔ);另一方面,政府部門的減貧項(xiàng)目瞄準(zhǔn)對(duì)象上,存在“政績(jī)”激勵(lì)選擇的偏好,政府項(xiàng)目更傾向于瞄準(zhǔn)那些距離貧困線較近的貧困戶,從貧困人口數(shù)上看,會(huì)帶來更好的減貧效果。因此,對(duì)于財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)村減貧的效果,要求從以下兩個(gè)方面進(jìn)行深入分析:一是宏觀層次上,對(duì)財(cái)政支農(nóng)項(xiàng)目的減貧效應(yīng)進(jìn)行量化分析;二是微觀層面上,對(duì)細(xì)分的財(cái)政支農(nóng)項(xiàng)目的減貧效果做整體評(píng)價(jià)。三、數(shù)據(jù)和方法(一)投入結(jié)構(gòu)模型。據(jù)做明,做根據(jù)理論模型的設(shè)定,在區(qū)分模型中內(nèi)生變量和外生變量的基礎(chǔ)上,這里僅對(duì)模型涉及的內(nèi)生變量指標(biāo)進(jìn)行簡(jiǎn)單討論。農(nóng)村貧困情況(PI)。主要是以農(nóng)村貧困人口或農(nóng)村貧困發(fā)生率來衡量。關(guān)于農(nóng)村貧困人口或農(nóng)村貧困發(fā)生率的分析和計(jì)量研究較多,這里不做具體討論。本文中的PI用農(nóng)村貧困人口數(shù)量表示。農(nóng)村人均純收入(FI)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值(Y)。FI以中國(guó)1978—2008年價(jià)格調(diào)整后的農(nóng)村居民人均純收入來衡量,圖1顯示了農(nóng)村居民人均純收入的變化趨勢(shì)。Y以不變價(jià)格計(jì)算的第一產(chǎn)業(yè)GDP表示,圖2顯示了農(nóng)業(yè)增加值的增長(zhǎng)趨勢(shì)。農(nóng)業(yè)投入可以區(qū)分為私人投入和公共投入兩類。私人投入由農(nóng)戶決定。現(xiàn)階段,土地投入既面臨著土地資源總量的剛性約束,又缺乏有效的土地流轉(zhuǎn)機(jī)制,土地投入基本上是一個(gè)常量;在一定的生產(chǎn)技術(shù)條件下,各地、各主要作物單位土地面積上的勞動(dòng)力使用量基本上也是一個(gè)定量(朱晶,2003)。因此,計(jì)量分析時(shí)沒有將土地和勞動(dòng)力作為解釋變量。農(nóng)戶可支配收入的增長(zhǎng)會(huì)帶來農(nóng)業(yè)投資的增加,選擇以上一期的農(nóng)村居民人均純收入FIt-1作為資本投入的替代變量,而農(nóng)戶的短期私人投入以化肥、農(nóng)藥、機(jī)械動(dòng)力等為主,若把此類變量也引入方程會(huì)引起嚴(yán)重的多重共線性問題(李煥章等,2004),因此,模型中不包含這些變量。朱晶(2003)、李煥章等(2004)、錢克明(2005)認(rèn)為,涉農(nóng)公共投入主要由財(cái)政支農(nóng)支出轉(zhuǎn)化而來,本部分借鑒前人的研究,選用“寬口徑”的財(cái)政支農(nóng)投入結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析。財(cái)政支農(nóng)投入主要包含:支農(nóng)支出(ZNE)、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出(JJE)、農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用(KJE)和農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)(JUE)。圖3顯示了財(cái)政支農(nóng)投入構(gòu)成的變動(dòng)及增長(zhǎng)趨勢(shì)。分析所使用的數(shù)據(jù)主要來源于《中國(guó)農(nóng)村貧困監(jiān)測(cè)報(bào)告》(2001—2009年)、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1985—2009年)、《新中國(guó)五十年、六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》(中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社1999年版、2009年版)和“國(guó)研網(wǎng)”數(shù)據(jù)庫等。(二)協(xié)整性檢驗(yàn)jhasen-jnuslius,ecm由圖1、圖2和圖3反映的農(nóng)村居民純收入、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)和財(cái)政支農(nóng)變動(dòng)趨勢(shì),可以看出,各個(gè)變量都具有很強(qiáng)的上升趨勢(shì),極有可能是非平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)。運(yùn)用Johansen-Juselius(JJ)檢驗(yàn)來驗(yàn)證變量之間的協(xié)整關(guān)系。通過內(nèi)生變量之間的協(xié)整分析,將進(jìn)一步建立向量誤差修正模型(ECM)進(jìn)行變量之間的短期因果關(guān)系分析。模型變量最優(yōu)滯后時(shí)間長(zhǎng)度的確定,是通過AIC和SC信息準(zhǔn)則來實(shí)現(xiàn)的,在AIC和SC的信息準(zhǔn)則中要求值越小越好。四、經(jīng)濟(jì)中固定人員減貧的實(shí)證分析(一)增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列的adf首先,對(duì)農(nóng)村貧困人口數(shù)據(jù)、農(nóng)村居民人均純收入、農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加值、支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用和農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)用取對(duì)數(shù),把呈指數(shù)趨勢(shì)增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列轉(zhuǎn)化為線性趨勢(shì),分別用lnPI、lnFI、lnYG、lnZNE、lnJJE、lnKJE、lnJUE表示。然后,對(duì)各個(gè)內(nèi)生變量進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果(見表1)表明,這幾個(gè)序列都是單位根過程,即為非平穩(wěn)過程。對(duì)于非平穩(wěn)變量我們采用差分法處理,表1顯示,經(jīng)一階差分處理后,各個(gè)變量2的數(shù)據(jù)序列在1%或10%的顯著水平上是平穩(wěn)的,同時(shí)也是一階單整的。同階單整保障了模型的設(shè)定與協(xié)整檢驗(yàn)的進(jìn)行。(二)農(nóng)村居民均不同投入的估計(jì)方程根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則,可以確定lnPI、lnFI與相關(guān)變量的VAR模型最優(yōu)滯后期數(shù)為1;另外,通過對(duì)殘差項(xiàng)Q的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)和懷特檢驗(yàn)得出VAR(1)模型擬合度較高,殘差序列具有平穩(wěn)性,并通過對(duì)模型滯后結(jié)構(gòu)的單位根檢驗(yàn),沒有單位根落在圓外,表明設(shè)定的模型是穩(wěn)定和最優(yōu)的。協(xié)整檢驗(yàn)的具體結(jié)果見表2。根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果,在考察的樣本區(qū)間內(nèi),lnPI與lnFI、lnZNE、lnJJE、lnKJE、lnJUE之間存在協(xié)整關(guān)系或長(zhǎng)期均衡關(guān)系。由向量誤差修正模型(ECM)得到均衡向量關(guān)系如下:γlnPI=(-0.7667,-0.5149,0.0192,1.0056,-0.8781)那么,關(guān)于lnPI與其他變量之間的協(xié)整方程如下:其中,括號(hào)內(nèi)為變量估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差?；貧w結(jié)果表明,各個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,并且各個(gè)解釋變量的系數(shù)反映了影響被解釋變量的長(zhǎng)期彈性。從式中看出,1978—2008年,農(nóng)村居民人均純收入對(duì)農(nóng)村貧困人口的減少具有正的彈性,為0.7667,農(nóng)村居民人均收入的提高有利于農(nóng)村貧困的緩解;支農(nóng)支出和農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)用對(duì)農(nóng)村減貧也有正的彈性,分別為0.5149和0.8781,說明財(cái)政支農(nóng)投入中的支農(nóng)支出和農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)用資金的使用對(duì)農(nóng)村減貧是有效率的;而農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出和農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用的估計(jì)系數(shù)為負(fù)的彈性,說明二者對(duì)農(nóng)村減貧并沒有產(chǎn)生積極的影響,資金的配置并不是有效率的。通過對(duì)財(cái)政支農(nóng)投入構(gòu)成對(duì)農(nóng)村減貧的影響進(jìn)行加總,發(fā)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)投入的整體減貧效率不高。同時(shí),協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果也顯示,lnFI與lnZNE、lnJJE、lnKJE、lnJUE之間存在協(xié)整關(guān)系或長(zhǎng)期均衡關(guān)系。根據(jù)向量誤差修正模型得到均衡向量為:γlnFI=(2.6319,-0.0271,-0.1545,0.0751)那么,關(guān)于lnFI與其他變量之間的協(xié)整方程如下:結(jié)果表明,1978—2008年,農(nóng)村居民人均純收入與財(cái)政支農(nóng)投入構(gòu)成變量之間也存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。已知若財(cái)政支農(nóng)資金的配置對(duì)農(nóng)村居民人均收入的提高是有效率的,那么變量的系數(shù)也將為正。估計(jì)方程中,支農(nóng)支出和農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)用對(duì)農(nóng)村居民人均收入的彈性系數(shù)都為正值,分別為2.6319和0.0751,說明二者對(duì)農(nóng)村居民人均收入的提高有積極的作用,而且二者資金的配置也是有效率的;而農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出和農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用的估計(jì)彈性系數(shù)為負(fù)值,表明二者對(duì)農(nóng)戶收入的提高作用并不明顯,并且資金的配置是缺乏效率的?？傮w上,財(cái)政支農(nóng)投入構(gòu)成對(duì)農(nóng)戶收入的提高彈性系數(shù)為正值,說明整體上財(cái)政支農(nóng)投入有利于農(nóng)戶收入提高,并且資金配置也是有效率的。(三)最優(yōu)滯后期地區(qū)協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果顯示,改革開放30年中,中國(guó)農(nóng)村貧困人口的減少與農(nóng)村人均純收入、財(cái)政支農(nóng)投入之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,農(nóng)村人均純收入與財(cái)政支農(nóng)投入也存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定均衡關(guān)系,然而,這些關(guān)系是否構(gòu)成短期效應(yīng),需要通過進(jìn)一步檢驗(yàn)。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表3顯示。最優(yōu)滯后期情況下,在lnPI方程中,△lnFI、△lnZNE、△lnJJE、△lnKJE、△lnJUE都不是△lnPI的格蘭杰原因,這說明:在短期內(nèi),農(nóng)村人均收入的增長(zhǎng)、支農(nóng)支出資金的增長(zhǎng)、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出增長(zhǎng)、農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用增長(zhǎng)和農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)用增長(zhǎng)與農(nóng)村減貧沒有直接的因果關(guān)系,財(cái)政支農(nóng)投入的增長(zhǎng)并不是農(nóng)村貧困人口減少的根本原因。在△lnFI方程中,△lnZNE、△lnJJE、△lnJUE都不是△lnFI的格蘭杰原因,這說明:短期內(nèi),支農(nóng)支出資金的增長(zhǎng)、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出增長(zhǎng)和農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)用增長(zhǎng)與農(nóng)村人均收入的提高沒有直接的因果關(guān)系;而在10%的顯著水平下,短期內(nèi),△lnKJE是△lnFI的格蘭杰原因,農(nóng)業(yè)科技費(fèi)用是農(nóng)民收入提高的正向原因。(四)沖擊作用的滯后對(duì)VAR模型的協(xié)整檢驗(yàn)和因果關(guān)系檢驗(yàn)后,為了防止VAR模型因變量順序變化對(duì)沖擊響應(yīng)函數(shù)帶來的敏感性,采取檢驗(yàn)兩個(gè)變量間關(guān)系的一般沖擊響應(yīng)作為回避正交化響應(yīng)變量順序依賴性的方法,分別建立lnPI方程和lnFI方程進(jìn)行分析。圖4和圖5分別顯示了農(nóng)村貧困人口波動(dòng)和農(nóng)村人均收入波動(dòng)對(duì)其他內(nèi)生變量沖擊的響應(yīng)關(guān)系。在圖4中,橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)(單位:年度),縱軸表示貧困人口的年度波動(dòng),曲線表示脈沖響應(yīng)函數(shù),反映了農(nóng)村貧困人口波動(dòng)對(duì)各變量變動(dòng)的反應(yīng)?？梢钥闯?農(nóng)村人均收入變動(dòng)時(shí),對(duì)農(nóng)村減貧有一個(gè)正的沖擊并在第3期到達(dá)峰值,隨后逐漸下降,并在第9期對(duì)農(nóng)村減貧的作用消失;支農(nóng)支出變動(dòng)對(duì)農(nóng)村減貧波動(dòng)有一個(gè)負(fù)的沖擊,在第5期趨于穩(wěn)定;農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出變動(dòng)對(duì)農(nóng)村貧困人口波動(dòng)在前5期為負(fù)沖擊,而后作用消失;農(nóng)村科技三項(xiàng)費(fèi)用支出變動(dòng)對(duì)農(nóng)村貧困人口