地方财政支农投入与农业技术效率的省际差异：1995～2011年

姜涛

摘要：运用参数法中的随机前沿分析法，结合我国1995—2011年的省级面板数据，选取地方财政“一般预算支出”中的“农林水事务”支出作为代理变量，分析地方财政支农投入对农业技术效率的影响，发现地方财政支农投入对于农业技术效率以及农业产出具有显著的积极作用，财政支农投入差异是我国各省市农业技术效率差异的重要根源之一。但鉴于目前我国在中央与地方的财政分配上严重倾向于中央财政，不少省市的地方财政收入很有限，财政支农投入的数量、结构、区域分布等方面都亟待调整和完善。

关键词：地方财政支农投入；农业技术效率；农村公共投资；随机前沿分析

中图分类号：F812 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2013）09-0030-06

一、引言

农业在国民经济中具有基础性地位，这能够从社会分工的演进过程、工业化的实现过程，以及国民经济的平稳发展等方面得到体现。改革开放三十多年来，我国农业和农村发展成就举世瞩目。以农林牧渔业总产值为例，1978—1984年的年增长率为7.1%，1985—1995年为4%，1996—2000年为3.4%；党的“十六大”以来，从2004年到2012年的中央九个 “一号文件”对强化农业基础、推动农村发展、富裕农民生活发挥了关键性作用，2001—2011年农林牧渔业总产值的增速，达到了令人瞠目的9.6%。

对于我国农业农村经济的巨大变化，学术界给予高度关注，从不同角度分析背后的原因，并提出了不同的解释。一些学者从制度变迁的视角探寻原因，通过大量实证分析发现，除去农产品价格改革、农业要素投入增多等因素外，制度因素对于我国农业发展成就具有突出贡献。比如，McMillan et al.研究发现，在我国1978—1984年的农业增长中，八成来自于制度变化，只有少部分是农产品价格改革的原因[1]。林毅夫在其经典文献中，创造性地将“参加家庭联产承包责任制的农户比例”作为制度变量，发现我国同期农业增长来源中的制度与政策变化所占比例高达94%[2]。但是“制度变迁决定论”也受到了不少学者的质疑和挑战。比如，Fan & Pardey估计了加入农业科研变量的农业生产函数模型，结果表明农业科研投资显著提高了我国的农业生产率；换言之，如果不考虑农业科研、农村道路等公共投资变量，那么对于农业增长源泉的分析就显得偏颇，很可能会过高估计制度的贡献[3]。基于此考虑，Huang et al.在供给方程的框架内研究我国粮食增长的源泉并发现，农业科研投资在1978—1984年对我国水稻和经济作物产量增长的贡献率分别是3%和18%；在1984—1992年，前者上升到11%，后者则降至11%[4]。彭代彦则通过分析化肥、农药、种子等现代农业投入的角度，研究传统农业投入对于农业增长的作用并发现，对于农村道路、农村卫生方面的投资减少了农业生产支出，促进了农民增收，而对于农业科研、农技推广等方面投资则增加了农业生产支出，抑制了农民增收，可能原因之一是我国农技推广服务的收费过高[5]。

受多种因素影响，目前我国农业用工成本、农资成本等均呈现不断上升趋势[6]，所以尽管农产品价格上涨，但从事农业的收益增长并不明显。农业生产的高成本对农业发展形成明显抑制，所以通过何种途径减小成本上涨对农业生产所带来的冲击，成为学界和政府关注的共同焦点。Teruel & Kuroda利用1974—2000年的菲律宾农业数据研究表明，农村基础设施是农业劳动与化肥、农药、农膜、种子等生产资料的“替代品”，而且政府与私人在农村基础设施投入上的“互补关系”高度显著。换言之，政府增加对于农村基础设施的投资能够降低农业成本，提高农业收益，促进农民增收[7]。学者们的研究已充分证明，制度因素对农业增长有重要作用，然而制度变迁有间歇期，在制度相对比较稳定的时期，各种农业要素投入就显得更加重要，这既包括农用耕地、农业劳动力、农药、化肥、种子等常规性投入，还包括政府对于农村基础设施的公共投资。

关于政府公共投资与农业发展之间关系的国内外研究很多，例如朱晶[8]、尹文静[9]等。这些研究要么是研究农业公共投资或财政支农投入对粮食安全、农业产值的作用，要么是分析财政支农投入对于农民生产投资的效应，然而缺乏对于财政支农投入影响农业产出路径的分析。究竟财政支农投入是通过提升农业技术效率实现农业产出增加，抑或是通过纯粹的资本投入实现农业产出增加，这正是本文力图解决的问题。显然，农业技术效率的影响因素有很多，包括农业外商直接投资、农业公共投资、农民集体与农民投资等。由于资本的逐利特性以及农业的自然特征，农业外资的数量还相当有限，且波动剧烈；受到“黄宗羲定律”的长期影响，农民集体与农民投资农业的信心尚在恢复，因此投资积极性也未能充分调动。因此，政府是农业投资最重要的主体，而财政支农投入可以视为农业公共投资的代理变量。财政管理体制对于财政支农投入在中央和地方之间的支出结构有重要影响。根据《国务院关于实行分税制财政管理体制的决定》（国发[1993]第85号），从1994年1月1日起实行分税制财政管理体制。“分税制”改革初期，中央和地方财政支出中的地方财政支出占比有一定的起伏波动；但新世纪以来该比例一直稳步上升，由2000年的65.3%逐步提高到2011年的84.9%，如图1所示。换言之，我国财政支出的八成以上是以地方政府为主体。因此，本文以农业技术效率为切入点进行随机前沿分析，考察分税制改革后的1995—2011年，地方财政支农投入对于农业技术效率以及农业发展的作用，为政府的支农政策提供依据。

二、理论框架与经验模型设定

进行随机前沿分析，首先要弄清技术效率的含义、原理以及测度方法，然后在此基础上设定经验模型。

（一）理论框架与模型

对于农业技术效率的定义，学术界基本形成共识。一般来说，农业技术效率指农业产出的实际值与潜在值之比。假如农业实际产出等于农业潜在产出，就称作农业技术“完全有效率”；反之，假如农业实际产出小于农业潜在产出，即为农业技术“欠效率”。随机前沿生产函数的一般表达式为：

在方程（1）中，Yit是指i地区在t期的产出水平；Xit是k×1阶的投入向量，指i地区在t 期的各类要素投入量；？茁是待估参数向量，f（·）是代表最优生产技术的前沿生产函数；exp（-uit）是技术效率，因为尽管随机效应与技术效率都是不可观测的，但前者仅仅是一个白噪声，故经多次观测，i地区在t期的技术效率即为产出期望与随机前沿期望之比：TEit==exp（-uit）。误差项分布满足三个条件：首先，？淄it是独立同分布的随机统计噪声，服从分布N（0，？滓2？淄）；其次，uit是“技术欠效率”，服从在零点截尾的正态分布N，其中，Zit是影响技术效率的p×1阶向量，？啄是待估参数的1×p阶向量；最后，？淄it与uit相互独立，而且独立于Xit。显然，该回归方程的误差项不满足最小二乘法的古典假定条件，故不能使用OLS方法对参数进行估计。通常的做法是参数重组，利用？酌=？滓2u/（？滓2？淄+？滓2u））替代？滓2？淄与？滓2u，所以0？燮？酌？燮1，通过对？酌估计值的统计检验能够看出各地区的“技术欠效率”效应是否显著（若原假设？酌=0被接受，表明生产点都在生产前沿曲线上，不存在“技术欠效率”，因此可用OLS法进行参数估计）。“技术欠效率”效应uit的一般表达式为：

uit=Zit？啄+wit（2）

在方程（2）中，wit服从在-Zit？啄截尾的正态分布N（0，？滓2u），这与“uit服从在零点截尾的正态分布N（Zit？啄，？滓2u）”相一致。对于理论模型的具体设定形式，学术界根据不同的研究目的提出了各种具体模型，用于估计“技术欠效率”效应。其中，最典型的是Battese & Coelli在1992年、1995年[10]分别提出的两个模型，后者主要用于面板数据的估计，因此我们将运用此模型进行估计。

（二）数据来源与经验模型

农业生产最根本的特征是自然再生产过程与经济再生产过程的有机融合。基于农业生产的这一特性，在农业技术效率的影响因素中，除了地方财政支农投入之外，明显还包括地理因素以及农业资源禀赋。根据我国的现行行政区划、农业地理区位和生态特性，参考樊胜根等[11]的分析思路，将我国从事农业地区划分为东北区、华北区、西北区、黄土区、华中区、东南区、西南区和华南区等八个区域，然后结合1995—2011年的面板数据分析地方财政支农投入对农业技术效率的影响。按照自然特征划分的农业分区如表1所示。经验研究所用数据主要来自《中国统计年鉴（1996—2012）》和《中国农村统计年鉴（1996—2012）》。

结合上节提出的模型设定，并选取劳动、耕地、化肥、机械作为农业生产的自变量，对方程（1）进行对数化处理得到我国农业的随机前沿生产函数模型为：

LnYit=？茁0+？茁1LnLDit+？茁2LnGDit+？茁3LnHFit+？茁4LnJXit+？茁5Tit+？淄it-uit（3）

根据政府在经济和社会活动中的职权不同，财政支出可划分为中央财政支出和地方财政支出。本文研究的目标是地方财政支农投入，而财政支出的“农林水事务”类科目具体包括农林牧渔业、水利、南水北调、扶贫、农业综合开发、其他农林水事务等支出，基本涵盖了地方财政支农投入。基于上述考虑，我们选取地方财政“一般预算支出”中的“农林水事务”支出，作为代理变量。因此，由方程（2）得到技术欠效率效应为：

uit=？啄0+？啄1NLSit+？啄2Tit+Wit（4）

在方程（3）、（4）中，下标“i”代表面板数据的截面单位属性，包括表1中的8个地区；下标“t”代表从1995年到2011年共17年间的时间序列；Tit代表时间趋势。这8个截面单位在17年间的时间序列数据组成了本模型的136个样本点。对于各变量的定义，如表2所示。

在生产函数方程（3）中，？茁1、？茁2、？茁3和？茁4分别表示劳动、耕地、化肥和机械的农业产出弹性。在技术欠效率方程（4）中，根据前述证明结果，exp（-uit）代表技术效率，因而uit即“技术欠效率”效应。？啄1表示地方财政支农投入对于“技术欠效率效应”的影响。假如估计参数为正，说明增加地方财政支农投入，会引致“技术欠效率效应”增大，即技术效率降低；假如估计参数为负，说明增加地方财政支农投入，会引致“技术欠效率效应”减小，即技术效率提高。

三、经验模型的估计结果

基于上述模型设定，结合东北区、华北区、西北区、黄土区、华中区、东南区、西南区、华南区等八个区域在1995—2011年间的数据进行估计，就能够得到两个方程的参数估计值，并为进一步分析提供重要参考。

（一）对于模型参数的估计

利用FRONTIER软件，对生产函数方程（3）、技术欠效率方程（4）与136个样本点的数据进行估计，能够得到模型参数的极大似然估计值，具体估计结果见表3。

1. 对随机前沿生产函数参数估计值的说明。在随机前沿生产函数方程的估计结果中，耕地的估计在10%水平上显著，劳动的估计系数在5%水平上显著，截距项、化肥、机械、时间趋势的估计系数都在1%水平上显著，然而各估计值的符号与传统研究结果相异，值得关注。

第一，劳动的农业产出弹性为负，这与“劳动是财富之父”的传统理论相悖。究其原因，很可能是农业劳动力的相对“过剩”。虽然我国城镇化率在2011年达到51.27%，即农村人口首次低于城市人口，但农村剩余劳动力向城市、向二三产业转移的潜力仍然很大，而且务农人员减少会进一步引致土地的适度集中和规模经营，提升农业劳动生产率。

第二，耕地的农业产出弹性为负，这也不同于“土地是财富之母”的古典理论。显然，这一估计结果不是说明耕地对农业的负向作用，而主要是本文研究期内的耕地锐减，如图2所示。从1995年到2011年，我国耕地面积从19.56亿亩急剧减少到18.3亿亩。但同时期我国农业增长的源泉，更多是依靠政府加大对农村公共品的投资、农业科技进步贡献率的提升、农业经营形式的制度变迁等，这些因素在一定程度上抵消了耕地减少对粮食产量、农业发展的消极影响。必须指明的是，农用耕地面积若进一步减少甚至跌破“18亿亩红线”，农业的发展很难持续。

第三，化肥与机械的农业产出弹性为正，且高度显著。化肥施用量与农业产出同向变动，表明提升了土壤肥沃程度，但展望未来，要更加科学、更加均衡地施肥，例如大力推广测土配方施肥，避免过度施肥对农业效益和生态的危害。农用机械代替人力能够产生规模经济、大幅提高农业生产效率，还能减轻务农人员的劳动强度，促进农业发展、农民增收。

第四，时间趋势的估计系数为正，表明农业产出随着时间的推移而递增。

2. 对“技术欠效率”效应函数参数估计值的说明。在“技术欠效率”效应函数方程的估计结果中，截距项的估计系数不显著，地方财政支农投入、时间趋势的估计系数都在1%水平上显著。

第一，似然比检验（LR Test）拒绝了uit=0即不存在技术效率（误差项包括随机效应与技术效率，uit=0则表明只有随机效应，没有技术效率）的原假设，说明技术效率对于1995—2011年我国农业增长的作用明显；方差比？酌的估计系数为0.83，高度显著且接近等于1，说明观察期内的农业“技术欠效率”效应显著存在，即农业生产过程中还有效率提升空间。技术效率是农业发展差异的重要原因之一，多数地区的农业生产水平都低于随机前沿生产函数所决定的生产前沿。

第二，作为本文考察的农业技术效率的决定性因素，地方财政支农投入的估计参数为负，表明农业“技术欠效率”与“地方政府财政支农投入”反向变动。换言之，地方政府增加对农业的公共投资（例如对农田水利、农村道路、农业科技推广等方面的投资），能改善农业生产条件，“技术欠效率”效应能够得到缓解，即农业技术效率提升。

第三，时间趋势的估计系数为正，表明“技术欠效率”随着时间的推移而递增，即技术效率不会自动提升。

（二）对于农业技术效率的估计

根据方程（3）和方程（4），运用FRONTIER计量软件得到1995—2011年我国八大区域的农业技术效率估计值，详细数据如表4所示。

根据农业技术效率的估计值，可以分析得到下述结论：

1. 从全国来看，农业技术效率的均值先下降、后提高。1994—2003年的农业技术效率从0.60逐步减少到0.48，从2004年开始稳步上涨，截至2011年达到0.71。关键的是时间节点在2004年，可能的解释是农村经营体制变革效应的衰减和农业税负的加重降低了农业技术效率，而中央在2004—2012年连发九个“一号文件”支持农业农村发展，真正将解决好农民、农业和农村经济发展问题作为经济工作的重中之重，放在更加突出的位置。中央和地方的财政支农投入连年增加，农村基础设施状况大大改观，随着2006年农业税的全面取消，农业发展活力被再次激发，农业技术效率也明显提升。

2. 东北区、华中区、东南区、西南区、华南区的农业技术效率高于全国均值，但财政支农投入要区别对待。东北区与华中区的土壤条件较好，属于农业发展的重点区域，华中区虽然降水总量丰富，但结构性缺水比较突出（例如2011—2012年的鄂北不少县市出现严重缺水），而东北区降水量一般，因此要加强对农田水利方面的支农投入；东南区与华南区的降水量都很丰富，再加上这些省份的经济条件在全国领先，地方政府财力比较殷实，因此支农投入较大，农业技术效率较高也在情理之中，但仍然要加大对农村社会保障的投入，促进城乡基本公共服务均等化；西南区作为劳务输出的重要区域之一，农村剩余劳动力的转移能够提升农业技术效率，但就农业的长远发展而言，对于农村道路、农田水利、农村电力等方面的支农投入必须加强。

3. 华北区、西北区、黄土区的农业技术效率低于全国均值。华中区除了京津之外，河北、河南、山东、山西等省都属于较缺水的农业大省，不仅要加快推进城镇化以转移农村剩余劳动力，还要加大对农田水利等方面的支农投入；西北区与黄土区的农业技术效率水平低、增速慢，主要是地理和自然环境恶劣、土质差、缺水严重，尽管西部大开发实施以来，这些地区的农业技术效率已明显提升，但与全国平均水平相比仍有较大差距，而这些地区的经济发展落后，地方政府财力有限，在支农投入上也显得“力不从心”，因此要加大支农投入不能“一刀切”地以地方财政为主力，要增加中央财政对于经济相对落后地区的转移支付，改善农业生产条件，提升农业技术效率。

四、结论与建议

农业是安天下、稳民心的战略产业。我国已进入工业化中后期阶段，“工业支持农业、城市反哺农村”和“三化同步”已经成为从中央到地方制订农业农村政策的前提和基础，新世纪以来逐年递增的地方财政支农投入就是有力的例证。农业技术效率的影响因素很多，包括耕地数量质量、农业劳动力素质、降水量等资源禀赋和自然条件。近20年来，由于农村经营体制改革、农业科技推广深入等利好的作用，我国耕地面积锐减和农业劳动力向城镇的大量转移没有严重降低农业技术效率。然而，从长期来看，农业亩产的提升难度越来越大，因此农用耕地的红线必须保卫，“新型农民”的培养也迫在眉睫。

财政支农投入，尤其是针对农田水利灌溉、农村道路电力等基础设施的投入，能够最大程度地抵消资源禀赋与自然条件对农业技术效率的反面作用，提升农业产出，促进农民增收。进入新世纪以来，国家财政支出总额中的地方财政支出占比从2000年的65.3%增加到2011年的84.9%，提升近20个百分点，换言之，地方财政支农投入成为农业公共投资的绝对主力。通过对1995—2011年我国省级面板数据的随机前沿分析，我们也已经证明，地方财政支农投入尤其是生产性投入，对于农业技术效率的提升作用显著。但需要认识到的是，鉴于目前我国在中央与地方的财政分配上严重倾向于中央财政，不少省市的地方财政收入很有限，甚至是“吃饭财政”，因此，财政支农投入的数量、结构、区域分布等方面都亟待调整和完善。在支农投入数量上，要持续加大财政用于“三农”的支出，持续加大国家固定资产投资对农业农村的投入，持续加大农业科技投入，确保增量和比例均有提高。在支农投入结构上，尽管地方政府支农投入能提升农业技术效率。但必须加快调整中央和地方财政关系，在保证地方财政支农投入的同时，也要加大中央财政对于农林水事务的投入。在支农投入的区域分布上，既要保证对农业生产条件相对优越地区的财政支农投入，更需要加大对华北区、西北区、黄土区等自然条件较恶劣地区的财政支农投入，通过对水利、道路等基础设施的公共投入，提升农业技术效率。此外，在财政支农投入的导向上，要努力建立以农民增收为导向的财政支农政策框架体系，实现财政支农投入更加直接、有效、同步于农民收入增长，加快“四化同步”进程。

参考文献：

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责任编辑、校对：高钟庭