財政涉農(nóng)投入對農(nóng)村減貧效應(yīng)的影響研究

財政涉農(nóng)投入對農(nóng)村減貧效應(yīng)的影響研究

一、貧困的形成過程根據(jù)許多文獻和政府報告，有這樣一句話?！靶轮袊闪⒁詠恚袊贫艘幌盗嘘P(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。”顯然,這并不是一個嚴謹?shù)耐茢?章元等,2008)。從中國農(nóng)村減貧發(fā)展實踐來看,改革開放30年來,財政支農(nóng)資金投入大幅度增加的同時伴隨著農(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,財政支農(nóng)投入僅僅是其中的一個方面。要考察財政支農(nóng)投入的減貧效果,需要準確的計量分析和檢驗。由于中國農(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制分析略顯不足,但仍取得了顯著成果。一些學者認為,資源匱乏、土地貧瘠和水資源短缺,造成了中國農(nóng)村貧困人口主要集聚于華北平原的幾個省份,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)品價格、非農(nóng)就業(yè)等因素,進而成為貧困的重要決定因素(Fan,etal,2000;林伯強,2005)。一項覆蓋19個省,包含8000個家庭的農(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、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)生在遙遠和資源短缺的地區(qū),在擁有豐富資源稟賦的地區(qū),當缺乏足夠的基礎(chǔ)設(shè)施和技術(shù)服務(wù)時,仍然會產(chǎn)生貧困(Gustafsson,etal,1998)。從以上研究可以看出,不同時期影響貧困產(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于貧困形成有重要影響,而宏觀因素對農(nóng)戶貧困的影響分析稍顯不足。關(guān)于中國財政支農(nóng)和扶貧政策效果的評價,很多學者做出了突出貢獻。Park等(1998)利用中國所有縣的數(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)的估計可能在相當程度上夸大了扶貧項目的影響,因為他們并沒有把所有的扶貧公共支出都計算在內(nèi)(世界銀行,2001)。此外,Jyotsna等(2000)將貧困分解為暫時性貧困和慢性貧困,并對二者的決定因素做了研究,發(fā)現(xiàn)永久性貧困與暫時性貧困的決定因素差異較大,他們指出,中國政府的扶貧措施更強調(diào)緩解慢性貧困而非暫時性貧困,并認為開發(fā)式扶貧措施有助于慢性貧困,但對暫時性貧困無能為力。同時,Rozelle(2000)運用四川和陜西的數(shù)據(jù)分析了貧困降低的原因,認為中國的經(jīng)濟增長能夠解釋絕大部分的農(nóng)村貧困緩解原因,而中國的扶貧政策對減少貧困幾乎沒有作用;另一項針對各種扶貧措施的研究也發(fā)現(xiàn),眾多的財政支農(nóng)投入中,扶貧貸款對減貧的作用最小,政府的反貧困項目對農(nóng)村減貧效果不佳的原因在于,目標瞄準機制的低效率以及對資金的錯誤使用(Fan,2003)。早期研究中,關(guān)于中國財政支農(nóng)對農(nóng)村減貧效果的評價,顯得不是很樂觀。從最近的研究我們發(fā)現(xiàn),中國的扶貧計劃確實在貧困地區(qū)得到實施,而且扶貧計劃對經(jīng)濟增長做出了重大貢獻,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),對農(nóng)戶的直接生產(chǎn)和創(chuàng)收性扶貧投資在短期內(nèi)對農(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)對收入增長沒有顯著的影響,所有扶貧投資在短期內(nèi)對貧困人口的減少在統(tǒng)計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(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)施上的投資促進了農(nóng)村生產(chǎn)率增長,減少了農(nóng)村貧困與地區(qū)間的不平等。盡管財政支農(nóng)投入有效地激勵了農(nóng)村收入增長,這一點得到了學者的認可,但是,財政支農(nóng)投入對相對嚴重貧困的農(nóng)村地區(qū)收入增長的激勵效果并不顯著,經(jīng)濟的高速增長也不能夠自動地緩解貧困,財政支農(nóng)投入的增長效應(yīng)和不平等效應(yīng)共同決定了中國農(nóng)村貧困地區(qū)的減貧效果,進一步提高財政支農(nóng)的減貧效率也需要采取瞄準式的扶貧措施來解決(阮敬,2007;劉窮志,2008)。財政支農(nóng)投入對中國農(nóng)村減貧的效果,很大程度上取決于財政支農(nóng)政策的制度設(shè)計和執(zhí)行效率。政府干預(yù)并不一定導(dǎo)致福利的帕累托改進或最優(yōu),中國財政支農(nóng)政策能否實現(xiàn)資源最優(yōu)配置,取決于目標制定準確地將農(nóng)民對公共產(chǎn)品的消費需求集合為“社會”需求,同時還取決于財政支農(nóng)政策準確和到位的執(zhí)行(李煥章等,2004)。在我國財政支農(nóng)政策的制度安排上,政策目標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“集體行動困境”和過高的“內(nèi)部交易費用”,難以形成有較強組織能力的團體,而被排除在目標決策程序之外;決策者掌握的貧困農(nóng)戶對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,二者在動機、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、易出政績的產(chǎn)業(yè)項目和看得見、摸得著的“硬性”公共產(chǎn)品,而忽視了長期的、具有戰(zhàn)略意義的項目和技術(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,對財政支農(nóng)的農(nóng)村減貧效果評價,目前有了較多的研究,但是宏觀層次的財政支農(nóng)投入與農(nóng)村減貧的關(guān)系,特別是短期內(nèi)財政投入的增加與農(nóng)村貧困人口減少之間的計量因果關(guān)系分析,尚有欠缺,這正是本文研究的基點。二、產(chǎn)出增長模型從農(nóng)戶收入貧困層次上看,財政支農(nóng)對農(nóng)村減貧的作用途徑主要有兩種:一是通過促進農(nóng)業(yè)增長來提高農(nóng)戶的收入水平,從而使農(nóng)戶擺脫貧困;二是通過政府的財政直接轉(zhuǎn)移支付以提高農(nóng)戶的直接收入(如種糧補貼等)。可以將農(nóng)村貧困方程簡單設(shè)定為農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入的函數(shù)(見式(1)),當農(nóng)戶的純收入低于貧困線時,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,這里把財政支農(nóng)支出作為一項“投入”引入生產(chǎn)函數(shù)模型。因此,反映財政支農(nóng)投入和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長關(guān)系的生產(chǎn)函數(shù)可以表示為方程(2),財政支農(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)濟條件下的技術(shù)水平和社會特征,Y是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出,K是總的資本投入,L是勞動投入。首先,分析財政支農(nóng)投入對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長的作用機理,本文借鑒Odedokun(1992)的經(jīng)濟效率模型與Greenwood等(1990)的產(chǎn)出增長率模型,并結(jié)合貧困方程進行討論。Odedokun(1992)認為,經(jīng)濟增長取決于資本的增加和經(jīng)濟效率的提高,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),財政支農(nóng)投入對農(nóng)業(yè)增長產(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變化來實現(xiàn)的。產(chǎn)出增長率模型是借助投資效率來說明財政支農(nóng)投入對農(nóng)業(yè)增長的作用機理。簡單而言,產(chǎn)出是資本K和勞動力L的生產(chǎn)函數(shù),為了單獨衡量資本對產(chǎn)出增長的作用,按照Parente等(1991)的做法,可以對勞動力投入施加一個容量限制LˉˉLˉ,那么有:Y=Kmin(L,Lˉˉ)θ(4)Y=Κmin(L,Lˉ)θ(4)其中,θ>0,代表勞動力投入在每單位資本條件下的產(chǎn)出彈性。當期資本(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,是一個增函數(shù),表示當財政支農(nóng)資金、農(nóng)業(yè)信貸和自我積累資金增加,以及財政、金融系統(tǒng)更有效率時,投資也就會相應(yīng)快速增長,從而增加農(nóng)業(yè)的總資本,促進農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展。在式(4)中,令m=(Lˉˉ)θm=(Lˉ)θ,表示農(nóng)業(yè)的最大勞動力供給能力,因此,m與資本產(chǎn)出率呈反比,農(nóng)業(yè)產(chǎn)出Y=mK,此時一旦達到最大勞動力容量,農(nóng)業(yè)就面臨恒定的規(guī)模收益,產(chǎn)出的增長率就等于資本存量的增長率。進一步結(jié)合式(5)可得:Yt+1=m(1-δ)Kt+m*EE(Xt1,Xt2,Xt3)(6)EE對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)出的增長率就等于資本存量的增長率,由式(8)可進一步得出產(chǎn)出的增長為: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)出及其增長的相關(guān)變量。但是,農(nóng)業(yè)產(chǎn)出及其增長也有賴于農(nóng)業(yè)資金利用效率(EE(0,0))、財政支農(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。本文把這些變量都歸結(jié)為資金配置效率因素,即農(nóng)業(yè)產(chǎn)出及其增長依賴于農(nóng)業(yè)資金配置效率的提高。從理論上看,如果財政支農(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,這兩個變量的系數(shù)將顯著地為正。式(8)兩邊同時除以m,可以得到農(nóng)業(yè)的人均產(chǎn)出模型,那么,可以進一步構(gòu)建財政支農(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,這兩個變量的系數(shù)也將顯著地為正。掌握長期內(nèi)農(nóng)村財政投資的路徑趨向,對于未來農(nóng)村財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為財政投入用于農(nóng)業(yè)項目i上的投資量。假設(shè)各個投資變量之間相互獨立并且各項財政支農(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)濟意義不變。C中包含類似救濟金等專門財政扶貧投入,此類資金不是本部分內(nèi)容要考察的重點,由于直接的財政扶貧資金投入的減貧效果是固定的,它變化時獨立于財政支農(nóng)投入,對于農(nóng)村減貧方程它是一個外生變量。根據(jù)效應(yīng)最優(yōu)原則,對方程(11)的財政支農(nóng)投入一項求微分,并令其結(jié)果等于零,有:dPI=EE′Xt1f1dXt11+EE′Xt1f2dXt12+…+EE′Xt1fndXt1n=0(12)令fi等于零,則可以得到一個齊次線性方程組。已知Xt1i是相互獨立的,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為其他投入項的減貧效應(yīng)值,其值為常數(shù)。然后再對dPI求全微分,由于Xt1i相互獨立,因此,有fij=fji=0(i≠j),那么,可以得到一個二次型對稱性的海塞行列式。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,財政政策實施初期是有效果的,但隨著時間推移,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。我國農(nóng)村減貧的發(fā)展實踐顯示,改革開放后很長一段時間內(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,我國宏觀經(jīng)濟增長的環(huán)境為農(nóng)村減貧提供了良好的基礎(chǔ);另一方面,政府部門的減貧項目瞄準對象上,存在“政績”激勵選擇的偏好,政府項目更傾向于瞄準那些距離貧困線較近的貧困戶,從貧困人口數(shù)上看,會帶來更好的減貧效果。因此,對于財政支農(nóng)對農(nóng)村減貧的效果,要求從以下兩個方面進行深入分析:一是宏觀層次上,對財政支農(nóng)項目的減貧效應(yīng)進行量化分析;二是微觀層面上,對細分的財政支農(nóng)項目的減貧效果做整體評價。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,這里僅對模型涉及的內(nèi)生變量指標進行簡單討論。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1978—2008年價格調(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。Y以不變價格計算的第一產(chǎn)業(yè)GDP表示,圖2顯示了農(nóng)業(yè)增加值的增長趨勢。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?，F(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)機制,土地投入基本上是一個常量;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力使用量基本上也是一個定量(朱晶,2003)。因此,計量分析時沒有將土地和勞動力作為解釋變量。農(nóng)戶可支配收入的增長會帶來農(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、機械動力等為主,若把此類變量也引入方程會引起嚴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)認為,涉農(nóng)公共投入主要由財政支農(nóng)支出轉(zhuǎn)化而來,本部分借鑒前人的研究,選用“寬口徑”的財政支農(nóng)投入結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)進行計量分析。財政支農(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)科技三項費用(KJE)和農(nóng)村救濟費(JUE)。圖3顯示了財政支農(nóng)投入構(gòu)成的變動及增長趨勢。分析所使用的數(shù)據(jù)主要來源于《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告》(2001—2009年)、《中國統(tǒng)計年鑒》(1985—2009年)、《新中國五十年、六十年統(tǒng)計資料匯編》(中國統(tǒng)計出版社1999年版、2009年版)和“國研網(wǎng)”數(shù)據(jù)庫等。(二)協(xié)整性檢驗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)值增長和財政支農(nóng)變動趨勢,可以看出,各個變量都具有很強的上升趨勢,極有可能是非平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)。運用Johansen-Juselius(JJ)檢驗來驗證變量之間的協(xié)整關(guān)系。通過內(nèi)生變量之間的協(xié)整分析,將進一步建立向量誤差修正模型(ECM)進行變量之間的短期因果關(guān)系分析。模型變量最優(yōu)滯后時間長度的確定,是通過AIC和SC信息準則來實現(xiàn)的,在AIC和SC的信息準則中要求值越小越好。四、經(jīng)濟中固定人員減貧的實證分析(一)增長的經(jīng)濟時間序列的adf首先,對農(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)科技三項費用和農(nóng)村救濟費用取對數(shù),把呈指數(shù)趨勢增長的經(jīng)濟時間序列轉(zhuǎn)化為線性趨勢,分別用lnPI、lnFI、lnYG、lnZNE、lnJJE、lnKJE、lnJUE表示。然后,對各個內(nèi)生變量進行ADF單位根檢驗,檢驗結(jié)果(見表1)表明,這幾個序列都是單位根過程,即為非平穩(wěn)過程。對于非平穩(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)整檢驗的進行。(二)農(nóng)村居民均不同投入的估計方程根據(jù)AIC和SC準則,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,通過對殘差項Q的統(tǒng)計檢驗和懷特檢驗得出VAR(1)模型擬合度較高,殘差序列具有平穩(wěn)性,并通過對模型滯后結(jié)構(gòu)的單位根檢驗,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)整檢驗的具體結(jié)果見表2。根據(jù)協(xié)整檢驗結(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,括號內(nèi)為變量估計系數(shù)的標準差?；貧w結(jié)果表明,各個變量之間存在長期均衡關(guān)系,并且各個解釋變量的系數(shù)反映了影響被解釋變量的長期彈性。從式中看出,1978—2008年,農(nóng)村居民人均純收入對農(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)村救濟費用對農(nóng)村減貧也有正的彈性,分別為0.5149和0.8781,說明財政支農(nóng)投入中的支農(nóng)支出和農(nóng)村救濟費用資金的使用對農(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)科技三項費用的估計系數(shù)為負的彈性,說明二者對農(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。通過對財政支農(nóng)投入構(gòu)成對農(nóng)村減貧的影響進行加總,發(fā)現(xiàn)財政支農(nóng)投入的整體減貧效率不高。同時,協(xié)整檢驗結(jié)果也顯示,lnFI與lnZNE、lnJJE、lnKJE、lnJUE之間存在協(xié)整關(guān)系或長期均衡關(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政支農(nóng)投入構(gòu)成變量之間也存在長期均衡關(guān)系。已知若財政支農(nóng)資金的配置對農(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。估計方程中,支農(nóng)支出和農(nóng)村救濟費用對農(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)科技三項費用的估計彈性系數(shù)為負值,表明二者對農(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,財政支農(nóng)投入構(gòu)成對農(nóng)戶收入的提高彈性系數(shù)為正值,說明整體上財政支農(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)整檢驗的結(jié)果顯示,改革開放30年中,中國農(nóng)村貧困人口的減少與農(nóng)村人均純收入、財政支農(nóng)投入之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,農(nóng)村人均純收入與財政支農(nóng)投入也存在長期的穩(wěn)定均衡關(guān)系,然而,這些關(guān)系是否構(gòu)成短期效應(yīng),需要通過進一步檢驗。格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(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、支農(nóng)支出資金的增長、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出增長、農(nóng)業(yè)科技三項費用增長和農(nóng)村救濟費用增長與農(nóng)村減貧沒有直接的因果關(guān)系,財政支農(nóng)投入的增長并不是農(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、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出增長和農(nóng)村救濟費用增長與農(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)科技費用是農(nóng)民收入提高的正向原因。(四)沖擊作用的滯后對VAR模型的協(xié)整檢驗和因果關(guān)系檢驗后,為了防止VAR模型因變量順序變化對沖擊響應(yīng)函數(shù)帶來的敏感性,采取檢驗兩個變量間關(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方程進行分析。圖4和圖5分別顯示了農(nóng)村貧困人口波動和農(nóng)村人均收入波動對其他內(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,曲線表示脈沖響應(yīng)函數(shù),反映了農(nóng)村貧困人口波動對各變量變動的反應(yīng)。可以看出:農(nóng)村人均收入變動時,對農(nóng)村減貧有一個正的沖擊并在第3期到達峰值,隨后逐漸下降,并在第9期對農(nóng)村減貧的作用消失;支農(nóng)支出變動對農(nóng)村減貧波動有一個負的沖擊,在第5期趨于穩(wěn)定;農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出變動對農(nóng)村貧困人口波動在前5期為負沖擊,而后作用消失;農(nóng)村科技三項費用支出變動對農(nóng)村貧困人口