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关于财政金融类毕业论文格式模板范文,与中国财政金融支农协同效率其演化规律相关学士学位论文
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Malmquist指数相结合的方法来测度财政金融支农协同效率的一个最大好处是不仅可以分析空间维度的变化,还可以分析财政金融支农协同效率在时间维度的变化情况.表4给出了1986～2009年我国财政金融支农协同效率.由结果可知,1986年我国财政金融支农协同效率为1.223,大于1,说明财政金融支农协同效率较好,到2009年我国财政金融支农协同效率为2757,较1986年增长了2.25倍,年均增长3.44%.若将整个时间段按照市场经济体制建立时间划分为1986～1994年和1995～2009年两个时间段,在前一个时间段,我国财政金融支农协同效率整体呈下降趋势,年均下降速度达1612%,而在后一个时间段,我国财政金融协同效率整体呈上升趋势,年均上升速度达869%,说明随着社会主义市场经济体制的建立,我国财政与金融相互配合、相互协调、相互影响的合力支农能力逐步提高,极大地促进了农业农村经济发展.软件计算得到根据上述分析可知,我国财政金融支农存在明显的时段波动特征.为了更直观地反映我国财政金融支农效率变动的趋势,按照表4的数据绘制财政金融支农协同效率的趋势图（见图1）.有必要对我国财政金融支农协同效率的演化规律做进一步分析与剖解,以此把握事物运动的方向与性质,从而未雨绸缪,提高政策的时效性,为政策的实施与改进打下坚实基础.
3.2财政金融支农效率演变的实证分析
时间序列建模一个重要的假设前提就是时间序列平稳.因此,首先对原序列进行平稳性检验.单位根检验对检验时间序列的平稳性非常重要,且关于单位根检验非常多.本文综合运用Dicky和Fuller提出的ADF检验、Phillips和Perron提出的PP检验、ERS点最优检验以及KPSS检验来对数据平稳性进行综合分析.检验结果如表5所示.由检验结果可知,EOCFt在各种检验方法下均为非平稳序列.在此,本文采用差分方法对其进行变换,ΔEOCFt表示一阶差分.由表中数据可知,经过处理的数据在相应的显著性水平下已成为平稳序列.
表5变量平稳性检验结果
检验方法1213检验类型1213EOCFt1213ΔEOCFtADF1213（0,0,0）1213-08452651213-5.228969**ERS1213（c,0,0）1213-1.2733311213-6727152***PP1213（0,0,0）1213-1.2733311213-1703825*KPSS1213（c,0,0）1213018547612130266653***注：ADF、ERS、PP检验方法下为T统计量,Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin检验法为LM统计量,***、**、*分别表示在1%、5%、10%显著性水平下显著,无标记则表示不显著 以平稳性检验为基础对分析模型的形式做进一步的识别与判断.经过反复分析,ΔEOCFt是一阶或二阶的自回归过程.但经过反复试验,AR（2）检验结果不显著,将其剔除.最终建立GARCH（1,1）模型作为分析的起点.以此为基础,综合EGARCH模型、组合GARCH模型来综合分析我国财政金融支农协同效率变动的“集簇性”、对称性以及长短期内变动态势,全面体检我国财政金融支农协同效率的演化规律.结果如表6所示.
首先,由GARCH（1,1）模型中的条件方差方程可知,μ2t-1的系数为-0422,δ2t-1的系数为1.322,大于0,在相应的显著性水平下通过检验,且二者系数之和小于1.因此,可以判断我国财政金融支农协同效率演化中存在“集簇性”,即过去的波动对未来的影响将逐渐减弱.说明财政金融支农协同效率的时段波动性特征“传导”到下一时段的传染性是逐步减弱的.这一规律在上述的分析中也得到证明：即1986～1994年我国财政金融支农协同效率整体呈下降趋势,且下降幅度达1612%,但在1995～2009年财政金融支农效率却以869%的速度上升.其次,由EARCH模型中条件方差方程可知,δ2t-1的系数为0948,在5%的显著性水平下通过检验.但|μt-1/δt-1|在相应的显著性水平下并没有通过检验.所以我国财政金融协同效率变动中不存在杠杆效应.说明在不施加利好因素的条件下,财政金融支农协同效率会逐年下降.因此,若面对财政金融协同效率下降的情形时,不应任由这种态势发展下去,而应主动出击,做好相应的制度安排,扭转效率下降现象.且在制度设计上应做到客观性、公正性、效率性和可操作性,并在制度供给决策上做到科学化、民主化和公开化,减少无效制度安排或缺乏可行性的制度安排[7].在此基础之上,构建财政金融支农协同效率“纠偏机制”,确保财政金融政策的效应发挥,从而不断助力“三农”问题化解,推进农业农村经济繁荣发展.最后,由组合GARCH模型中条件方差方程可知,短期内,μ2t-1-φ2t-1、δ2t-1-φ2t-1在相应的显著性水平下均没有通过显著性检验.但在长期内,φt-φ2t-1、μ2t-1-δ2t-1在10%和1%的显著性水平下通过检验.说明我国财政金融支农协同效率在短期内和长期内波动并不一致,在短期内波动较为强烈,但从长期来看,财政金融支农协同效率将逐步收敛于稳定状态.
4研究结论及政策含义
4.1研究结论
本文基于中国31个省级1985～2009年面板数据,运用DEA-Malmquist指数与GARCH模型相结合的方法,实证分析了中国财政金融支农协同效率及其演化规律,研究表明：1985～2009年我国财政金融支农协同效率整体较好,但存在显著的时空差异.具体而言,若将整个时间段按照市场经济体制建立时间划分为1986～1994年和1995～2009年两个时间段,在前一个时间段内,我国财政金融支农协同效率呈现年均1612%的下降幅度,而在后一个阶段,财政金融支农协同效率显著提高,年均增幅达869%.说明随着社会主义市场经济体制的建立,我国财政金融合力支农能力显著提高,效应较为显著.进一步,本文综合运用GARCH（1,1）、EGARCH、组合GARCH模型对我国财政金融支农协同效率的演化特征进行实证分析,结果发现,我国财政金融支农协同效率变动存在“集簇性”,但不存在杠杆效应,且虽然我国财政金融支农协同效率在短期内呈现波动性特征,但从长期来看,中国财政金融支农协同效率将逐步趋于收敛态势.面对这些客观存在的规律性,我国政府应逐步完善财政金融支农中的相关制度安排,逐步扭转财政金融支农自动运行的“偏离”,从而不断助力财政金融支农协同效率水平的提高.
4.2政策建议
（1）优化财政金融支农空间结构,合理布局财政金融支农资金.中央政府及各地政府在加大财政金融支农资金投入的同时,应不断优化财政金融支农的空间结构,合理布局财政金融资金,切忌“一刀切”和“撒胡椒面”,必须有的放矢,强化针对性、效率性,并在财政金融政策实施中,强化政策的疏导与调整,建立财政金融支农的长效机制,逐步增强对中部财政金融支农的力度和规模,切实增强中部地区农业发展的比较优势,防止中部地区因为政策辐射效应弱而陷入“哑铃式”的农业发展困境,从而助力中部崛起,实现区域的协调发展.
（2）不断完善社会主义市场经济体制,继续发挥财政金融支农合力.市场经济体制作为资源配置的有效方式,可以极大激活资源配置效率,促进经济的发展.我国社会主义市场经济体制建立后,财政金融支农协同效率不断提升,形成政府与市场协同配合的支农格局,应在此基础上引导社会资本以及民间资本对农业的投入力度,形成多渠道、多来源、多管齐下的支农格局.同时,要进一步优化财政支农结构,将以往的“输血式”支农向“造血式”支农转变,重点支持农村基础设施建设、农村环境保护、农民变市民后的社会保障、农民变市民的廉租房规划建设、农村合作医疗保险、农村义务教育、农村劳动力培训等等.应转变政府职能,建立支农资金风险规避机制,防止由于市场的负外部性而造成的资金效率失效的窘境,从而不断发挥财政金融合力,促进农业经济发展、农村繁荣以及农民增收.
（3）完善相关制度安排,构建 “纠偏机制”.机制是客观规律的反映,制度是机制发挥作用的条件,中国财政金融支农协同效率演化具有“集簇性”、非对称性、长短期内演化存在差异等特征,人为的行政措施似乎可以矫正效率运行偏差,但也会陷入实验性发展漩涡,这就需要相应的制度安排和一定“纠偏机制”来实现矫正的目的.因此,面对我国财政金融支农协同效率运行的客观规律,应客观公正地进行制度设计与安排,不断降低制度运行的交易成本.政府应建立健全制度运行的各项配套政策,不断减少财政金融资金运行中的机会主义及“搭便车”行为,为制度运行提供有效的保障.
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（责任编辑：王楠）
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