中国财政支农投入对农业产出增长影响的研究

　　

【论文摘要】 通过非线性回归模型，运用边际收益及弹性分析方法，分析了中国财政支农投入对农业产出的影响，得出结论：财政支农资金对中国农业产出增长起着至关重要的作用；财政支农资金投入的边际收益呈阶段性变化；与财政支农投入的边际收益相比，财政支农投入的弹性是滞后的。
【论文关键词】 中国财政；支农；农业增长；影响研究
引言
由于资本具有追求利润最大化的属性，商业资本和民间资本很少流向农业，支持农业的发展；同时，在农业生产方面，农村信用合作社没有发挥应有的作用。申小莉等（湖南农业大学学报， 2007）采用经典的 C—D生产函数作为模型，研究了湖南财政支农投入与农业经济增长之间的关系。 该研究结论认为湖南省的财政支农支出与农业生产总值之间密切相关，财政支农支出弹性达到 0.3396。在财政支农投入项目的边际产出效应方面，李焕彰、 钱忠好（中国农村经济， 2004）运用格兰杰因果检验法，验证财政支农增长和农业产出增长之间的关系，结果表明，中国财政支农投入项目中，科技三项费用最高，基本建设支出次之，生产性支出和事业费最差。
一、 研究方法及模型
1.变量的表示
（1）财政支农投入变化趋势及虚拟变量（政策变量） Dt的引入
财政支农资金是指国家财政提供建立农村公共产品的资金，主要包括支援农业生产和农村水利气象等部门的事业费、农村基本建设支出、 农村科技三项费用、 农村救济费支出。从1981—1997 年的十七年间，中国财政支农投入的总额为5 565.02 亿元，但是从 1998—2005 年短短的八年时间，财政支农投入的总额却达到13 051.94亿元。这是由于在1997年中国实行了积极的财政政策，自此以后国家加大了财政支农的力度，财政支农投入在1998年增加到1 154.76亿元。 因此，我们认为1997年是中国财政支农投入的分水岭和转折点。
（2）变量的无量纲化处理
为了消除量纲的影响，我们把 1981—2005 年中国财政支农投入与农业生产总值的数据进行了标准化，标准化公式为 zx= （x-μ1 ） /σ1 与 zy= （y-μ2 ） /σ2，其中 zx、 zy分别是财政支农投入绝对值（x ）与农业生产总值绝对值（y ）的标准化值，μ1、 μ2 分别是二者的均值； σ1、 σ2 分别是二者的标准差。
2.财政支农投入与农业生产总值的相关性分析及模型
（1）中国财政支农投入与农业生产总值的相关性及模型我们运用 SPSS11.5 软件对数据进行相关性分析，得出如下结论： Pearson 检验表明中国财政支农投入与农业生产总值的相关系数为 0.951， Kendall's tau_b 检验与 Spearman'srho检验表明二者的相关系数是 1.00，以上检验 99%的置信度水平上显著。所以我们认为 zx与zy是高度相关的。为了定量研究 zx（财政支农投入标准值）与 zy （农业生产总值的标准值）的关系，我们构造如下模型：zy=β1 EXP （zx ） +β2 +（β3 EXP （zx ） +β4 ） Dt其中， zx， zy是标准化的财政支农投入与农业生产总值，β1、 β2、 β3、 β4 是待估计的参数， Dt是虚拟变量。
（2）参数的估计及统计学检验
对于参数值的估计，本文运用 SPSS11.5 软件中非线性回归的方法，运用迭代法通过四次模型计算和二次求导后终止，两次相邻的计算的残差平方和的差值等于1.000E- 08。 得出结果（见表1）：从表 1、 表2可知，方程的拟合优度达到了0.99324，各参数在置信区间的取值不为零，均具有显著的统计学意义。我们运用 Eviews3.1 再一次拟合了模型，在可决系数和参数估计值及参数估计的显著性等方面得到相同的结论。同时 dw=1.676694＞du （0.05 显著性水平下的上限值为 1.454），说明模型无自相关性；同时怀特检验结果 nR2=6.119065，说明模型无异方差性，即模型通过了计量经济学的检验。 因此，我们得到模型：zy=3.1841099EXP （zx ） - 2.3908454+ （- 3.0542754EXP （zx ）+2.9697466） Dt令 dzy， dzx 分别表示 zy， zx 的微分， e z y 表示 zy 对 zx 的弹性，易得如下的函数关系式：边际收益函数 dzy/dzx=3.1841099EXP （zx）-3.0542754EXP （zx）Dt，弹性函数 e z y =[3.1841099EXP （zx） -3.0542754EXP （zx） *Dt]（zx/zy）表1 可决系数及相关的统计结果自由度 平方和 均方回 归 4 23.83768 5.95942残 差 21 0.16232 7.73E- 03可决系数 0.99324表2 参数估计值及其相关的检验参数 估计值 标准误 95%的置信区间上 限 下 限β1 3.1841099 0.1146728 2.9456348 3.4225850
β2 - 2.3908454 0.0695646 - 2.5355129 - 2.2461779
β3 - 3.0542754 0.1150110 - 3.2934540 - 2.8150968
β4 2.9697466 0.0862260 2.7904298 3.1490635

（1）边际收益分析
图 1 说明在 1998—2003 年期间财政资金的大量投入并没有带动农业生产总值的快速增长，在财政支农资金利用方面，存在效率低下的问题。2004—2005年财政支农投入的效率有所提高（边际收益值大于1），但是与1981—1997年的平均水平相比，还有一定的差距（见图1） 。图 1 财政支农边际收益趋势
图 2 财政支农弹性变化趋势
（2）边际收益与弹性对比分析
通过对图1、 图2 的对比分析，我们发现边际收益变化趋势与弹性变化趋势的 “转折点” 不同，即边际收益趋势的 “转折点” 出现在1998年，弹性变化趋势的 “转折点” 却出现在 1994年，这说明中国财政支农的边际收益在1998年出现 “转折” 决
非偶然，这在1994年通过弹性的 “转折” 已经有所预示。
三、 结论
（1）中国财政支农投入与农业产出增长之间有着高度的
相关性。
（2）中国财政支农投入的效率呈现出阶段性的变化，即从 1981—1997 年财政支农投入效率水平高（平均边际收益水平是1.8386）； 1998—2003年财政投入效率水平低下（平均边际收益水平是0.3390）； 2004—2005年财政投入效率水平较高（平均边际收益水平是1.3615） 。
（3） 2004—2005 年是中国财政支农效率水平提高的新起点。按照2004—2005年财政支农投入的平均效率水平计算，支农投入平均每增加1 000万元，农业生产总值平均每年增加 1 361.5 万元。
（4）弹性的变化趋势与边际收益的变化趋势相比，弹性变化趋势是滞后的。
（5）从1981—2005 年中国财政支农资金边际效益的平均增幅为 0.104，农业生产总值对支农资金的弹性的平均增幅是 0.0554 （剔除 1994 年的强影响值） 。假设按照这个水平提高支农资金的使用效率，整合支农资金，那么到 2010 年，中国财政支农资金支出增加带来的边际收益值应稳步达到2.41，而弹性应稳步达到2.26。
四、 对策及建议
通过以上分析，可以看出中国农业产出增长对国家财政支农投入的依赖性很大，目前农业产出增长还离不开国家财政支持，还需要进一步提高财政支农投入资金的使用效率，使财政支农资金边际收益最大化。
（1）继续加大对农业的财政支持力度。特别是加大对不发达地区、 偏远地区的财政支持力度。 （2）优化财政投入结构。加大对农业科技、 基础设施建设的投入比例，尤其是科技三项支农投入的比例，减少农村行政、 事业费的支出。 （3）加强财政支农资金的整合。建立财政支农资金的有效监管机制和组织协调机制，做到每一笔资金用得清，说得明；对农业项目资金要专款专用，实行项目资金和项目 “打包” 或 “捆绑” ，专款专用。 （4）加快发展农村金融合作组织，带动社会资本对农业的投入。同时应充分发挥地方政府与农村经济合作组织各自的功能，在机制上形成一个互相支持，共同为农业产业化服务的有机统一体。
参考文献：
[1] 李焕章，等.财政支农政策与中国农业增长：因果与结构分析[J].中国农村经济， 2004，（8） .
[2] 温涛，等.政府主导的农业信贷、 财政支农模式的经济效应[J].中国农村经济， 2005，（10） .
[3] 许冰.财政支农的时变边际效应与弹性实证分析[J].中国农村经济， 2006，（8）