農(nóng)業(yè)財政支出及經(jīng)濟增長的關聯(lián)性

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一、引言及文獻回顧

改革開放以來，我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟取得了較快發(fā)展，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟總量有了顯著的增長，農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力也有了很大提升。但由于經(jīng)濟資源的稀缺性與生態(tài)環(huán)境的壓力，使得我國單純依靠要素投入增長來實現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展是不可持續(xù)的，因此我國的農(nóng)業(yè)應向主要依賴全要素生產(chǎn)率提高的集約式增長方式轉變。財政支農(nóng)支出是政府支持農(nóng)業(yè)發(fā)展的主要手段，可以提供農(nóng)業(yè)發(fā)展所必須的公共物品和公共服務，對于提升農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，促進農(nóng)村經(jīng)濟的可持續(xù)增長具有重要意義。在“十二五”規(guī)劃中，我國政府將加大財政支農(nóng)投入，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展方式的轉型將是未來工作重點之一。所謂農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)是指除了勞動力和資本之外，包含技術進步、公共服務效率提高等其他因素所帶來的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長率，通常用來考察一國或地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長方式和經(jīng)濟增長的可持續(xù)性。在我國當前的惠農(nóng)政策框架下，我們認為財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)TFP的拉動作用主要體現(xiàn)在以下三個方面:第一，財政支農(nóng)支出能提供農(nóng)業(yè)發(fā)展所需要的經(jīng)濟性公共物品和服務，通過形成物質資本增加私人部門獲得資源的便利性，提高現(xiàn)有農(nóng)業(yè)資源的使用效率(Munnell，1996);第二，財政支農(nóng)支出能提供農(nóng)業(yè)發(fā)展所需要的社會性公共物品和服務，通過形成人力資本或R＆D資本促進農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高(Grossman，Helpman，1991);第三，財政支農(nóng)支出有利于拉動私人投資，穩(wěn)定私人投資預期。農(nóng)業(yè)是一個自然再生產(chǎn)與經(jīng)濟再生產(chǎn)相交織的弱質產(chǎn)業(yè)，決定了農(nóng)民私人投資對農(nóng)村公共物品和服務的強烈依賴。因此，有必要通過完善公共物品和服務的供給為私人提供良好投資預期，增加私人投資和采用新技術的積極性，從而帶動農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。近年來我國學者對政府財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響進行許多研究，主要的研究成果集中在三個方面:(1)探討財政支農(nóng)支出總量對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響。王文普(2008)基于VAR模型和VEC模型，選取1978～2005年的財政農(nóng)業(yè)支出的數(shù)據(jù)，認為財政農(nóng)業(yè)支出總水平對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長有負向影響。(2)探討政府財政支農(nóng)結構對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響。陳燦煌(2009)在C－D生產(chǎn)函數(shù)框架下的分析認為，目前我國財政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間存在一定的結構性偏差。(3)探討財政支農(nóng)支出的最優(yōu)規(guī)模。郭玉清(2006)選取我國1981～2004年的財政支出數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)我國財政農(nóng)業(yè)投入的最優(yōu)規(guī)模占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的比重應達到8．26%。由此可見，已有的研究已經(jīng)得出諸多重要結論，但仍可作出改進。首先，在研究視角方面，現(xiàn)有研究主要探討了財政支農(nóng)支出總量和結構與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的關系，但對財政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間關系卻鮮有研究，因此關于我國財政支農(nóng)支出如何影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，推進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長方式轉變的問題有待于進一步深入研究。其次，在研究方法方面，現(xiàn)有的文獻主要對該問題進行了“時間序列”和“截面”的研究，但鮮有考慮滯后變量的影響。而內(nèi)生經(jīng)濟增長理論表明，技術進步是一個連續(xù)發(fā)展的過程，即當期技術水平受到前期技術水平發(fā)展的制約，因此應引入滯后因變量來控制農(nóng)業(yè)技術進步的累積效應。綜上，本文將在以往研究的基礎上，對我國財政支農(nóng)支出促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長方式轉變進行實證度量。我們首先采用超越隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)估計1978～2009年間中國28個省份①農(nóng)業(yè)TFP變動情況;然后采用1978～2006年間②省際動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，估算財政支農(nóng)支出總量和結構與農(nóng)業(yè)TFP之間的動態(tài)關系，考察了中長期財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)TFP的影響效應，以期為我國財政支農(nóng)支出的政策調(diào)整提供政策建議。

二、數(shù)據(jù)指標及說明

本文采用的是1978～2009年的28個省、自治區(qū)和直轄市的面板數(shù)據(jù)。農(nóng)業(yè)產(chǎn)出以國內(nèi)生產(chǎn)總值中的第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(文中以Q表示)代替，并經(jīng)過GDP平減指數(shù)換算為1978年不變價格。農(nóng)業(yè)投入主要考察勞動力(LB)、土地(CD)、化肥(CH)和農(nóng)業(yè)機械(MC)4種重要生產(chǎn)要素的投入。其中，勞動力投入以農(nóng)林牧漁中從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人數(shù)代表，土地投入以農(nóng)作物總播種面積代表，化肥投入以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中實際投入的化肥數(shù)量代表，農(nóng)業(yè)機械投入以農(nóng)業(yè)機械總動力代表。上述原始數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》以及《中國財政年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，并根據(jù)實證分析的需要對相關面板數(shù)據(jù)進行歸類、整理和計算。財政支農(nóng)支出即國家財政對農(nóng)業(yè)的投入，是全部財政支出項目中支農(nóng)資金的匯總和綜合，按照相似的支出功能和經(jīng)濟性質，財政支農(nóng)支出可以分為農(nóng)村經(jīng)濟性支出、農(nóng)村社會性支出和農(nóng)村轉移性支出。農(nóng)村經(jīng)濟性支出(FE1)是指具有政府投資性質的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟建設支出，包含林業(yè)支出、農(nóng)業(yè)支出、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出和支援農(nóng)村生產(chǎn)支出等。農(nóng)村社會性支出(FE2)是指具有政府消費性質的農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費支出。農(nóng)村轉移性支出(FE3)是指具有政策性的政府補貼支出，包含農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價差補貼、糧食價格支持補貼、糧食風險基金、國家糧油安全儲備補貼等。

三、理論框架及模型建立

本文采用非中性技術進步的超越隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)(FrontierProductionFunction)模型計算各省歷年農(nóng)業(yè)TFP。由于我國各省份區(qū)域特征明顯、數(shù)據(jù)時間跨度較大，導致不同時期不同省份的TFP估計結果會有顯著的區(qū)別。而前沿生產(chǎn)函數(shù)基于DEA算法，不考慮隨機誤差對經(jīng)濟增長的影響，因而隨機因素對結果的影響較小。

四、估計結果及分析

1.估計農(nóng)業(yè)TFP。使用FRONTIER4.1工具，以最大似然法計算全國農(nóng)業(yè)Malquist全要素生產(chǎn)率(TFP)。模型中的大部分系數(shù)在1%的置信水平上是顯著的。勞動力的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出彈性為負值，很可能是由于從事農(nóng)業(yè)的勞動力存在“過剩”，即進一步增加農(nóng)業(yè)勞動力反而不利于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增加。耕地的產(chǎn)出彈性也為負值，表明在我國增加農(nóng)業(yè)耕地投入對農(nóng)業(yè)增長的影響同樣是反向?；屎娃r(nóng)業(yè)機械投入的產(chǎn)出彈性都是正值，說明增加二者的投入對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出起到了正向的影響。各個省份和區(qū)域的技術進步指數(shù)是用估計出的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)對時間求偏導得出的，再利用式(3)計算TFP。顯示了樣本區(qū)間內(nèi)全國農(nóng)業(yè)TFP的變動趨勢，限于篇幅，各個省份具體的農(nóng)業(yè)TFP計算結果此處不再詳列。1978～2009年全國農(nóng)業(yè)TFP呈波動上升趨勢，其變化周期與支農(nóng)政策調(diào)整周期較為一致，大體分為五個階段:(1)1980～1985年，隨著家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的實施，我國對財政支農(nóng)資金的有關分配和使用方法進行了改革，同時改進了農(nóng)業(yè)稅的征收管理辦法。這些措施極大地調(diào)動了農(nóng)民生產(chǎn)和采用新技術的積極性，有力地推動了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的迅速增長，年均增長率達到2．8%。(2)1986～1990年，中國改革的重點由農(nóng)村向城市轉移，支農(nóng)政策逐漸減少，導致這一階段中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率迅速下降，年均增長率為－1．1%。(3)1991～1995年，隨著市場經(jīng)濟體制的建立，政府也開始通過各種渠道增加農(nóng)業(yè)投入，促進農(nóng)村經(jīng)濟快速發(fā)展，使得糧食產(chǎn)量出現(xiàn)了大幅攀升，給農(nóng)業(yè)TFP增長帶來了顯著正效應，全要素生產(chǎn)率保持了1.7%的年均增長率。(4)1996～2000年，由于宏觀經(jīng)濟增長放緩、農(nóng)產(chǎn)品需求受結構性買方市場的影響，我國農(nóng)業(yè)增長再次進入低迷期。農(nóng)民普遍出現(xiàn)“增產(chǎn)不增收”的問題，降低了農(nóng)民增加新投資和采用新技術的積極性，使得這一時期的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長緩慢，年均增長僅0．7%。(5)2001～2009年，21世紀以來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的長期低迷使政府的財政支農(nóng)政策開始實現(xiàn)戰(zhàn)略性轉變，相繼推出了一系列實質性的惠農(nóng)政策，如稅費改革、增加農(nóng)業(yè)補貼等，這些政策的實施重新提高了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，全要素生產(chǎn)率再次迅速上升，年均增長4．0%。

2.估計財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。我們利用計算而得的1978～2006年全國28個省份的TFP及各類財政支農(nóng)支出數(shù)據(jù)來估計式(4)，以考察財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長方式轉變的影響。式(4)的因變量滯后項出現(xiàn)在方程式右邊，是一個動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，傳統(tǒng)的固定效應或隨機效應模型的OLS回歸方法，在估計這類動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型時會導致內(nèi)生性問題(當s＜t時，lnyit－1與uit相關)和誤差項的移動平均過程，從而導致估計系數(shù)有偏。因此本文采用系統(tǒng)廣義矩法(SYSGMM)估計來克服上述問題，即先經(jīng)過一階差分，然后采用t－2期前的因變量的滯后項及其一階差分的滯后項作為因變量滯后項的工具變量，以工具變量估計方法(IV)克服有偏的問題，從而得到一致且更為有效的估計結果(Arellano，Bover，1995;Blun-dell，Bond，1998)。，農(nóng)業(yè)TFP滯后項(lnTFPit－1)的影響作用較大(彈性系數(shù)均顯著并大于0．6)，即忽略農(nóng)業(yè)技術水平的滯后因素會導致其他解釋變量估計有偏，說明我國農(nóng)業(yè)技術水平的前期累積效應比較明顯。農(nóng)村經(jīng)濟性支出對三大區(qū)域的TFP均具有顯著正向效應，其中對中部地區(qū)影響最小，其次是西部地區(qū)，東部地區(qū)最大(東、中、西部地區(qū)影響系數(shù)分別為0．0552、0．0212和0．0355)，出現(xiàn)了中部地區(qū)的政策“塌陷”。這是因為經(jīng)濟性支出主要用于對交通和農(nóng)田水利等基礎設施的投入，可以有效地提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件和改善市場環(huán)境，促進勞動生產(chǎn)率的提高和農(nóng)業(yè)技術的進步，提高我國農(nóng)業(yè)的整體競爭力。東部地方政府的財政能力較強，可以提供的較為完善的農(nóng)業(yè)基礎設施，極大地促進了區(qū)域內(nèi)全要素生產(chǎn)率的提高。此外，我國西部大開發(fā)戰(zhàn)略增加了對西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)公共投資，極大地改善了西部落后的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和技術條件，使經(jīng)濟性支出對西部地區(qū)TFP的提升作用開始超過了中部地區(qū)。農(nóng)村社會性支出對三大區(qū)域的農(nóng)業(yè)TFP具有正向效應，但系數(shù)值較小(東、中、西部地區(qū)影響系數(shù)分別為0．0013、0．0009和0．0032)。這說明社會性支出對農(nóng)業(yè)TFP有一定的提升作用但效率不高，因為從支出結構來看，我國農(nóng)業(yè)各部門事業(yè)費居高不下，用于人員供養(yǎng)及行政開支的部分偏高，擠占了其他生產(chǎn)性項目所需要的支出。此外，現(xiàn)階段我國大部分地方政府行政效率低下，部分農(nóng)村社會性支出被消耗在行政管理的過程中，普遍存在著公共資源閑置浪費的現(xiàn)象，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和技術進步直接推動作用相對較小。農(nóng)村轉移性支出對三大區(qū)域的TFP具有負向影響，其中對中部地區(qū)的影響最大，其次是西部地區(qū)，東部地區(qū)最小(東、中、西部地區(qū)影響系數(shù)分別為－0．0095、－0．0129和－0．0104)，表明我國現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)補貼并未達到理想的政策效果。這主要是因為2004年之前農(nóng)業(yè)補貼主要是以促進糧食增產(chǎn)為目的間接補貼，一定程度上使農(nóng)民的利益受損，其效果一直較差。雖然2004年后我國農(nóng)業(yè)補貼轉向以促進農(nóng)民增收為目的直接補貼，保護了農(nóng)民生產(chǎn)的積極性，但由于近年來相對于農(nóng)產(chǎn)品而言，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的價格上漲較快，無形中消減了農(nóng)業(yè)補貼的政策效力，影響了農(nóng)民的持續(xù)增收，使得全要素生產(chǎn)率的增長受到了抑制。此外，中西部地區(qū)作為糧食的主產(chǎn)區(qū)，地方政府要相應承擔配套的農(nóng)業(yè)投資，無形中增加了其財政負擔，這使得中西部地方政府支持農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展方式轉變的財政能力大為減弱。

五、結論及政策建議

本文研究發(fā)現(xiàn)，1978年以來我國財政支農(nóng)支出總體上提升了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，推動了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長方式的轉變。其中經(jīng)濟性支出比社會性和轉移性支出對TFP的提升作用更大，而且不同類型的財政支農(nóng)項目對TFP的提升作用在區(qū)域間存在著較大差異。因此，我們提出如下政策建議:

第一，應提高政府財政對農(nóng)業(yè)投入的總水平，并促進財政支農(nóng)資金投入持續(xù)增長。嚴格按照《農(nóng)業(yè)法》的規(guī)定，確?？h級以上各級財政每年對農(nóng)業(yè)投入的增長幅度高于財政經(jīng)常性收入的增長幅度，同時各年新增的財政資金也應重點向“三農(nóng)”領域傾斜。此外，應合理界定各級政府的財政支農(nóng)職能，充分發(fā)揮中央政府的協(xié)調(diào)作用。對于經(jīng)濟比較發(fā)達的東部地區(qū)，地方財力相對充裕，地方政府應承擔更多的支農(nóng)職能，建立以地方為主、中央為輔的財政支農(nóng)體制;而對于經(jīng)濟不發(fā)達而農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)相對集中的中西部地區(qū)，則要加大中央財政支農(nóng)力度和政策傾斜程度。各級政府根據(jù)本地區(qū)的實際農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展狀況，有計劃、有步驟地推動本地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展方式的轉變。

第二，積極優(yōu)化財政支農(nóng)支出結構，提高支農(nóng)資金的使用效率?，F(xiàn)階段應進一步穩(wěn)定并增加農(nóng)村經(jīng)濟性支出，控制并降低農(nóng)村社會性支出，加大農(nóng)村轉移性支出，充分發(fā)揮各類支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長方式轉變的推動作用。這里要特別提到的是國家應加大對中部糧食主產(chǎn)區(qū)的經(jīng)濟性支出和轉移性支出的支持力度，努力減輕主產(chǎn)區(qū)因農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)而產(chǎn)生的財政負擔，支持主產(chǎn)區(qū)轉變農(nóng)業(yè)增長方式。這對于保證中國的糧食安全和糧油棉等居民基本必需品的供給，促進我國農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展具有積極的意義。