省区财政支农投入对农业生产率及其构成的影响

杨勇 李雪竹

摘 要： 通过构建空间相关加权项估计多边贸易重力模型，构造了以地理因素表征农产品特征的省区贸易开放度的工具变量，实证研究了中国省区财政支农投入对农业生产率及其构成的影响弹性。研究结果表明：虽然财政支农显著偏低，但财政支农投入确实显著提升了农业劳动生产率；通过进一步分解劳动生产率，发现财政支农投入对资源配置效率和规模效率的影响弹性为正且显著，而对技术进步的影响弹性显著为负。表明财政支农发挥促进农业劳动生产率持续增长的作用面临着农村人力资本积累低和基础设施欠完善的强约束，未来应通过加强这两方面的投资助推农村经济组织创新来实现农业技术进步，条件不成熟时向农业新技术推广应用领域过度投资，极易陷入“拔苗助长”式的农业现代化的泥潭，降低了财政支农资金的使用效率。

关键词：国际贸易；多边重力方程；农业生产率；技术进步

中图分类号：F304.4 文献标识码：A 文章编号：1009-9107（2013）05-0098-11

一、综 述

我国加入WTO不仅有效保障了主要农产品的供给，也显著促进了农民增收，但农业所受到的外部市场冲击也不容忽视，主要表现在：其一，中国如今已经成为世界第三大农产品贸易国，但加入WTO过渡期之后的开局之年，即2004年首次出现逆差以来，逆差规模更是逐年扩大；其二，虽然总体上农业利用外资的规模不大，但近年来外资加快了控制大豆等农业上游关键产业的步伐，由此引发严重的产业安全问题不可小视；其三，农业的基础性战略地位决定了各国必然对农业实施程度不同的保护，但中国不仅农业领域开放程度最高，国内农业支持总量及实施效果也亟待提升。如2009年中央财政用于“三农”的各项支出虽然出比上年增长了21.8%，但占全国财政总支出的比重仍然不到10%。财政支农占财政总支出比重在波动中一路下行是不争的事实。基于农业之于开放大国健康发展的特殊战略地位，中国急需着力探索开放大国农业可持续发展的系统解决方案。

李录堂和薛继亮将农业现代化的标准区分为微观的农民收入标准和宏观的生产力标准，并将生产力标准细化为产业链标准、投入标准、产出标准和环境标准之后，进行了实证分析，结果表明：提高农业生产率是实现我国农业现代化的关键^[1]。相关文献还有王克林和符星海^[2]、邓汉慧和邓璇^[3]及黄佩民^[4]等。实际上，农业可持续增长概括起来无外乎两个源泉：一是依靠要素投入的持续增长，如不断加大土地、劳动、能源和资本等要素的投入水平；二是农业劳动生产率的持续增长，如农业全要素生产率、产出资本比及农业人力资本等不同方面诸多方面的不断提高。现代经济增长理论以及各国的实践也充分表明，技术进步和生产率的提高在长期经济增长中居于中心地位^[5]。开放大国的农业增长无疑也同此道理。

改革开放以来中国农业劳动生产率变化态势及其影响因素的实证研究一直是农业经济学的重要研究领域。测算方法包括参数和非参数两种估计技术，其中，参数估计技术又可以分为增长会计法和生产函数法。许多使用参数技术的文献的研究结果表明，始于20 世纪70 年代末的中国农村家庭联产承包制推动了农业部门的快速增长，但制度创新效应在上世纪80年代中后期已经发挥殆尽，农业增长效率也出现了显著的下降趋势^[6]。与此类似，McMillan、Wha-lley 和Zhu^[7]，黄少安等使用参数方法测算中国农业生产率及其影响因素后均认为，制度变量是提高中国农业生产率的主要因素，贡献率在40%～78%之间^[8]。值得注意的是，增长会计法需要以完美市场和利润最大化等作为假设前提，显然有违中国经济正处于转轨的实际情况^[9]。而生产函数法不仅难以处理多变量情形，其规模收益不变、技术充分有效和希克斯中性技术进步等假设前提也非常严格^[10]。显然，参数估计技术由于其严格的假设前提不仅限制了它的应用范围，其测算结果的精度也很难提高。

鉴于参数技术的上述缺陷，不需要对前提条件进行严格假设的非参数估计技术得以被大量采用。其中应用最为广泛的是数据包络分析（Data Envelopment Analysis，简称DEA）。曾先锋等使用DEA方法研究中国农业增长效率后得出以下结论：（1）以不变价格衡量的中国农业产值平均增长率从1981～1984 年的91.4%下降到1985～1989 年的31.97%，其后虽有所恢复，但1996 年以后一直在低位徘徊^[11]；（2）农业生产率在1980～2005 年间年均增长速度为2.2%，其中技术进步率为4.2%，技术效率以1.9% 的速度恶化；（3）1980～1989 年的农业波动主要源自于农业生产率的变化，而1990 年以后的波动则主要受其他因素影响；（4）东部省区生产率增长率与技术进步率要快于中、西部省区；（5）农业技术进步是我国农业生产率增长的主要源泉。周端明测算了1978～2005年中国农业生产率的时序演进和空间分布特征，得到了类似结论。此期间农业TFP年均增长3.3%，农业技术进步年均增长1.7%，技术效率年均增长1.6%，因此，农业全要素生产率是推动中国农业增长的主要动力^[12]。

李燕凌等研究了财政支农的效率及决定因素，以2005年的数据，基于DEA-Tobit模型实证分析了财政支农效率，认为当前中国财政支农支出生产性特征明显，农村公共品供给和城市化水平严重抑制了财政支农效率的扩散^[13，14]。具体到中国财政支农支出对农业增长的促进效应，刘涵利用多元协整方程实证分析了1980～2006年我国财政支农支出总量及构成与农业产出的关系。发现财政支农支出有效促进了农业产出，但存在支出总量不足、支出结构欠优等问题^[15]。相关的研究还有吴婷^[16]、王文普和陈伟^[17]、孙红霞^[18]及杨林娟和戴亨钊^[19]等。

上述文献分别从不同角度探讨了与农业及财政支农支出有关的重要问题，结论和研究方法对本文的研究都具有实质性的借鉴作用。鉴于农业持续增长的关键在于农业生产率的持续增长，本文将从财政支农投入影响农业生产率变化的内在机制入手进一步拓展财政支农与农业可持续增长的研究领域。首先，使用DEA非参数方法测度1978～2008年中国农业全要素生产率及构成的时序变化；其次，实证检验省区财政支农投入对农业劳动生产率的影响弹性；最后，将劳动生产率分解为全要素生产率、资本产出比贡献和人力资本贡献的基础上，单独检验省区财政支农投入对全要素生产率及构成的影响弹性，据此进一步探究财政支农投入影响农业劳动生产率的渠道，为财政支农政策的调整提供更为精准的实证基础。估计影响弹性的好处在于可以明确获取财政支农投入对农业生产率的边际作用，从而得到财政支农投入对生产率及其构成影响现状的信息。如果弹性显著为正，则说明还可以加大对此方面的投资力度，否则，说明有投入过度现象。

本文与现有文献的不同之处表现在以下几个方面：（1）现有文献中的农业GDP实际上指的是农林牧副渔的增加值。林业、渔业、牧业及其他副业产品不仅要比农产品的经济价值更高和更容易实现，而且便于在更加广阔的网络中配置资源和要素，假如不剔除这些部门，显然会高估农业劳动生产率。本文将研究对象限定在狭义的农业部门。（2）任何部门的劳动生产率从根本上要受到贸易开放度和经济规模的影响，其他因素均通过它们起作用^[22]。现有文献没有控制这两个因素，有可能高估财政支农投入的效果，本文将修补这一缺陷。（3）农业生产率与农产品国际贸易之间存有客观的内生性，构造有效的工具变量是计量分析的前提。现有文献没有考虑国际贸易因素，也很少采用工具变量，更没用考虑国际贸易的第三方效应。本文将应用多边贸易重力方程，构造以地理因素表征农产品特征的贸易开放度的工具变量，修正既有的估计结果。

二、省区农业全要素生产率测算及分解

本文以Fare等（1994）的模型为背景测算中国各省区1978～2008年的全要素生产率、技术进步率、技术效率和规模效率。Fare将以产出为基础的曼奎斯特指数定义为相邻时期的曼奎斯特指数的几何平均值。以xti表示决策单元i在时间t的投入集，yti表示决策单元i在时间t的产出集。则曼奎斯特指数为：

是决策单元从时间t到t+1的Malmquist指数，Dt0 （xt，yt）是决策单元与最佳实践前沿的距离函数，式（1）中的第一项比值说明的是从时期t到t+1的技术效率的相对变化，捕获的是决策单元追赶生产前沿的信息；方括号中的两个比值表示投入分别是xti和xt+1i时的经济效率变化，它们的几何平均自然可以表示技术进步率，捕获的是自主创新程度的信息。比值大于1，表示效率提升，小于1表示下降。

距离函数使用线性规划方法来计算。对于本文样本中的k=1，…，27个省区，在每一个样本时期t=1978，…，2008，使用n=1，…，5五种投入品（农业机械总动力、有效灌溉面积、化肥施用量、用电量和播种面积）xk，nt得到产出yk，nt，假定规模报酬不变和要素强处置下，时期t的生产技术可以定义为：

本文使用的投入包括农业机械总动力、有效灌溉面积、化肥施用量、用电量和播种面积，产出是不包括林业、牧业、渔业和其他副业的农业增加值，避免了以往研究产出和投入数据不对称的问题。所有数据均来源于《新中国六十年统计资料汇编》、相关年份的《中国农业统计年鉴》及部分省区的相关年份的《统计年鉴》。由于部分省区数据某些重要年份出现缺失，在具体计算时选择了27个省区作为研究样本（去除了西藏、重庆、北京、新疆）。表1报告的是1978～2008年中国农业全要素生产率及其构成部分的变化情况。

使用几何平均值方法处理全国27个省份的年度全要素生产率、技术效率、技术进步率、纯效率和规模效率的变化。从表1中可以看到，1978～2008年31年间，农业全要素生产率仅仅只上升了0.1%，而农业GDP年均增长率为9.7%，农业全要素生产率对农业增长的贡献率仅1%强。农业技术进步率对农业全要素生产率的贡献率为0.4%，技术效率则以年均0.3%的比例弱化了全要素生产率。显然，技术效率之所以在这31年中不断下降，分别是由于农业规模效率年均下降了0.1%，纯效率年均下降了0.2%所致。由此可见，中国农业在改革开放过程中，虽然外资外贸活动有限促进了其技术进步，但是，中国农业领域并没有因此能够在更加广阔的市场范围中赢得资源配置的优势，也没有因为省区内部经济贸易活动不断增强而赢得规模优势，农业技术进步对农业增长的贡献率也处于极低的水平。本文的结果得到了与其他学者相同的结论，即中国农业已经转向主要依靠农业技术进步的增长路径之上，但结果明显小于偏低，可能的原因是本文的研究对象没有将“林业、牧业、渔业和其他副业包括在研究的范围之内。

农业全要素生产率增长的波动性也非常明显。1978～1984年家庭联产承包责任制在中国农村从萌芽到全面推开，有效促进了农业生产率的提高。即使在1979年相对1978年下降10.6%的情况下，1980年开始还是开始出现显著增长，随后几年的农业全要素生产率以年均4.42%的速度持续提高；但1985～1989年国家改革重点从农村转向城市，包括大宗农产品收购价格在内的许多惠农政策减少，以年均1.7%的速度持续弱化农业生产率；随后，中央以进一步提高粮食产品的收购价格，并允许各省区依据实际情况，采取因地适宜的农产品价格补贴政策等惠农措施，一定程度减缓了农业生产率的下降速度，1989～1995年7年间年均下降速度为0.7%；系列惠农政策在此后的1995～2000年间进一步扭转农业生产率持续下滑的局面，达到了年均1.9%的增长速度；加上农业市场进一步开放，在随后的十多年虽然农业生产率时有波动，但一般都在0.8%到2.0%增长区间波动。

引致农业全要素增长率波动的原因在不同时期也有所差异。1978～1984年表现为技术进步率以年均0.9%的速度下降，但技术效率却以年均0.3%的速度上升。其中，农业生产规模对技术效率的贡献率为66.6%，纯效率的贡献率为33.4%。这说明了家庭联产承包责任制有效促进了农业生产的规模，并优化了农业资源的配置，但农业新技术的推广及体系建设还没有发挥应有的作用；但在随后的1985～1989年期间，政府关注重心向城市转移，农村有效劳动力和其它生产要素开始向城市流动，弱化了农业全要素生产率，出现了技术效率和技术进步同时退化的现象。表明中国当时的农业技术推广体系和扩散渠道还不畅通^[21]，中国农业技术效率在此后的大多数年份一直处于退化状态。但是，中国农业技术进步率在中国开放农业市场以来，一直在年均0.6%～2.5%之间波动，且从未出现过负增长。另外，中国技术效率负增长的现象几乎同等的源自于规模效率和配置效率的弱化，只不过在WTO过渡期内，中国农业的规模效率有过短暂的正向增长，但过渡期之后又出现了退化现象。

总之，在1978年之后的改革开放时期，虽然农业开放促进了农业技术进步（年均增长率为0.4%），但因为规模效率和配置效率不断弱化，使得全要素生产率年均增长有仅0.1%，极大抵消了农业技术进步的作用。

表2给出了1978～2008年中国各省区及其按照东、中、西划分的次经济区域的农业全要素生产率及构成的变化。在此期间，仅有东部省区的农业全要素生产率出现了年均增长的趋势，西部和中部省区均为负增长，分别为-0.1%和-0.2%。分三个时间区段来看（1978～2001年、2001～2004年、2004～2008年），东中西三个经济区域的农业全要素生产率均出现逐年上升的趋势。在加入WTO之后的过渡期内，东部省区的全要素生产率没有变化，而中部及西部省区则分别上升了1.8%和0.6%。而在过渡期之后，东部省区全要素生产率年均提高了1.8%，中部省区则上升了0.9%，西部省区为1.1%。由此可见，在农业市场开放度逐年提高的期间，均有利于三大经济区域全要素生产率的提高，但东部省区的获益最大。与其他学者测算的结果答题相似。

从全要素生产率的构成变化来看，技术进步在整个考察期内是推进全要素生产率不断提高的唯一力量。与此同时，规模效率和纯效率（相当于资源配置效率）均有不同程度的退化。从时间区段来看，农业开放有效促进了不同经济区域的农业技术进步。其中，东部省区的技术进步增长速度最快，其次是中部和西部省区。这可能也是由于没有区分内外资农业企业所导致的结果。值得注意的是，农业开放同时弱化了规模效率和配置效率，而且后者的弱化程度要高于前者。由于三大次经济区域的制度差异，中部省区所受到的损害最大。

三、财政支农投入对省区农业生产率影响弹性的实证检验

从全国层面来看，虽然不是很乐观，但全要素生产率还是正向推动着中国农业增长，而且，技术进步是推动其提升的唯一动力。值得进一步思考的是，为什么农业开放并没有首先促进中国农业的规模效率和配置效率？而出现的微弱技术进步极有可能是没有区分内外资的原因。理论上讲，农业开放不仅会带来更大的资源配置的机会网络，从而提高资源配置效率，也会因为扩大了与其他经济体的联系而提升其规模效率。事与愿违的背后显然有极其复杂的原因。本文将通过实证分析，回答财政支农投入对农业生产率及其构成的影响弹性，以此探究中国财政支农投入促进农业生产率的结构性绩效。

（一）模型和方法

Frankel and Romer认为，劳动生产率要受到国际贸易和区域经济规模两个因素的影响^[22]。实际上，前者衡量的是一个省区与其他国家或地区的经济联系程度，后者衡量的是省区经济贸易的活跃程度。由于本文关注的是财政支农投入对农业生产率的影响弹性，因此，在设计计量模型时将遵循以下原则：（1）控制住经济规模和国际贸易对省区农业生产率的影响；（2）为了测算影响弹性，将使用所有变量的增长率进入计量方程。据此，构建如下面板数据模型：

表示省区i的劳均农业GDP较上年的增长率，GopeN_it表示t年省区i进出口总额占当年名义GDP比值较上年的增长率，Gretailit表示t年省区i的零售商品销售总额较上年的增长率，且是独立于劳动生产率的外生变量，彭国华发现即使放松劳动力外生性假设，结果也不会受到影响^[23]。Gbudgetaryit表示省区i在t年的财政支农投入相对上年的增长率。dumseai和dumborderi均为虚拟变量，分别表示是否沿海和沿边，是沿海或沿边省区记为1，否则，记为0。εit为随机扰动项。

由于GopeN_it是一个内生变量，使用简单的OLS估计（5）则是有偏的，需要使用工具变量法来估计。沿用Frankel and Romer的做法，本文建立多边贸易引力方程来构建GopeN_it的工具变量。

首先，构造空间加权项。设Wijt为利用地理特征构建的空间加权矩阵，刻画了国际贸易的第三方效应。τijt为t年省区i与其他国家或地区j的双边贸易额。依据区域经济学的跑道模型，本文借助相对距离表征商品特征。对于第j个进口国，将与之对应的加权矩阵W记为Wj，那么，Wj第i行第k列元素则为：

其中，dij表示国家或地区i与j之间的距离。式（3）的加权矩阵W=diag（W1，…，Wn）。Wijtτijt的系数为正时，表示对于进口省区i而言，地理位置越相似的出口国或地区之间存有挤入效应。按照钱金宝等的结论，挤入效应随着时间推移，整体上表现为增加趋势，这种自我促进效应即使在国际贸易为负的1998年和2001年仍然显著为正^[24]。使用不考虑第三方效应的双边国际贸易重力方程所估计的参数与实际情况具有很大的偏差。

其次，使用OLS方法估计（7）式：

其中，下标j表示与中国各省区有国际贸易联系的其他国家，τijt表示省区i与国家或地区j在t年双边贸易量，Yit为省区i在t年的GDP。Dij表示省区i与国家或地区j地理距离，采用GCD表示。GCD=R×arccos（cosαcosβcos|c|+sinαsinβ），其中，R=6 371.004千米，是地球半径，α和β分别是各省区与其它国家或地区的地理纬度，c表示两点的经度之差。dumj为虚拟变量，与我国接壤记为1，否则记为0。

（二）省区财政支农投入对农业劳动生产率的影响弹性

首先检验工具变量的强弱性。工具变量与内生变量之间相关关系的强弱直接关系到估计和推断的一致性，但一般文献都没有报告检验结果。本文将检验的第一阶段回归结果报告在表3中。按照规则，第一阶段的F统计值检验了工具变量不进入第一阶段回归时的状态，其值通常应该大于10。从含沿海、沿边和不含沿海沿边等三个重力方程的估计结果来看，工具变量Gopenf与Gopen都在1%的水平上显著。F统计值均大于10。因此，Gopenf可以作为Gopen的有效工具变量。

表4报告了式（5）的回归结果。财政支农投入增长率Gbudgetary的系数在四个方程中均为0.018，且均在5%的水平上显著。当仅考虑Dumsea虚拟变量时，计量结果表明沿海省区财政支农投入对农业生产率的影响弹性要强于其他省区类型。当仅考虑Dumborder，或者同时考虑Dumsea和Dumborder两个虚拟变量时，虚拟变量的影响弹性均不显著，说明财政支农投入对农业生产率的影响弹性不随省区是否沿边而变化。因此，中国省区财政支农投入有效促进了农业劳动生产率的边际增长，且财政支农投入在沿海省区要比其他省区起到的促进作用更强。但值得注意的是，影响弹性在所有类型的省区都偏低，充分说明省区财政支农支出在促进农业劳动生产率进一步提高方面的积极作用在逐渐消失殆尽，面临着某些瓶颈因素的强约束。

（三）省区财政支农投入对全要素生产率及其构成的影响弹性

为进一步结构省区财政支农支出作用于农业劳动生产率的渠道，根据Kumar和Russell，在规模报酬不变的条件下，可以将某生产单元从时期t到t+1的劳动生产率分解为技术效率变化、技术进步和资本积累三部分的几何平均^[25]。设KCH为资本积累，即=EFFCH×TECH×KCH。与此类似的，Hall和Jones也将劳动生产率分解为全要素生产率、资本产出比与平均人力资本的乘积^[26]。为简化问题，本文通过检验财政支农投入对全要生产率及构成的影响弹性，反推出对农村资本和人力资本积累的影响弹性。

将前文计算的全要素生产率及其构成分别作为因变量，采取TSLS估计方法，分析省区财政支农投入增长对劳动生产率组成部分之一的全要素生产率及其构成的影响弹性有何差异。表5报告了含有沿海和沿边虚拟变量的回归结果。省区财政支农投入对农业全要素生产率的影响弹性为负，显著性为10%。而且，沿海省区的这种弱化效应要明显小于其他类型的省区。结合表4分析，说明财政支农投入促进农业生产率增长的主渠道在不同类型的省区有所偏倚，如沿海省区以全要素生产率为主渠道，沿边省区则以全要素生产率以外的其他渠道为主，如物质资本积累、人力资本积累等。

进一步，财政支农投入对省区农业技术进步率的影响弹性也为负值（-0.040），但不显著。同时，沿海沿边省区虚拟变量在统计学上也表现为不显著。这说明了财政支农投入对省区农业技术进步的影响弹性不随地理位置的变化而变化。但是，省区财政支农投入对农业资源配置效率和规模效率都有着显著正向的影响弹性，分别为0.027和0.019。

由此可见，财政支农投入对省区农业全要素生产率的影响弹性主要表现为以下三个特征：

一是财政支农投入提升农业配置效率和规模效率的作用空间巨大。财政支农对配置效率和规模效率的影响弹性显著为正说明1978年改革开放以来省区在促进农业规模经营、拓展产品市场和资源市场网络方面投入过少，已经成为了制约省区农业持续增长的瓶颈。从一般的经验来看，约束规模效率和配置效率的基础因素主要是农业人力资本积累率过低、农业基础设施不完善等。

二是虽然不显著，财政支农投入对农业技术进步影响弹性为负还是暗含了过去财政支农在促进农业技术进步方面存有过度投资现象，并因此扭曲了农民和农业企业对新技术推广、应用和选择行为。这其中的机制在微观经济学、行为经济学均有经典论述，针对农业技术选择行为的约束机制还值得进一步研究。

三是财政支农投入对农业全要生产率影响弹性显著为负，且区域差异表现为负面效应从沿边向沿海省区不断弱化。显然，省区财政支农未能有效促进农业全要素生产率的根本原因在于财政资金误配所导致的。也就是说，省区财政支农支出过于重视推进农业技术进步领域，但忽视了其他能够实质性制约农业技术进步的硬件和制度条件建设，透射出的这种急功近利的做法极易陷入“拔苗助长式”的农业现代化的泥潭，由此也会极大降低财政支农投入的效率。

最后，结合表4和表5，贸易开放度对农业全要素生产率及劳动生产率的影响弹性虽然为正，但都处于统计学上不显著的状态。其中的机制在笔者以前的研究中都有详细的讨论和实证分析^[27]。

四、结论及政策建议

本文对1978～2008年中国省区财政支农投入对农业劳动生产率的影响弹性进行了实证研究，还通过DEA非参数方法测算了中国省区农业全要素生产率及其构成在此期间的变化，以此为基础，利用多边国际贸易重力方程构造了由地理因素决定的各省区贸易开放度的工具变量，实证研究了省区财政支农投入对农业劳动生产率组成部分之一的全要素生产率及其构成的影响弹性。〖HJ65x〗

（一）结论

研究结果表明，省区财政支农投入对农业劳动生产率虽有显著促进作用，但存有普遍偏低（影响弹性为0.018）、区域差异明显（沿海省区要高于比其他省区）等特征；省区财政支农投入对农业全要素生产率的影响弹性显著为负，且沿边省区的负面效应要远高于沿海省区；就全要素生产率构成来看，财政支农投入对农业技术进步的影响弹性虽然不显著，但为负的事实说明财政支农作用于农业技术进步的空间已经没有了，或正面临着约束瓶颈约束使其而不能有效发挥其促进作用；进一步挖掘发现，省区财政支农投入对要素配置效率和规模效率的影响弹性显著为正，说明了省区对能够拓展农业资源配置范围和经营规模的内外市场网络和基础设施建设投资过少，只要增加这方面的投资，可以起到立竿见影的效果。另外，从一般意义上讲，制约配置效率和规模效率提升的主要是农业基础设施条件和人力资本积累率，而过低的农村物质资本和人力资本积累率均直接构成了新技术推广、应用和改良的瓶颈，进而不断弱化农业全要素生产率。急功近利的财政支农支出结构是农业政策不能有效促进农业持续增长的关键原因。

（二）政策建议

1.今后一段时期的财政支农投入必须坚持以“农村经济基础设施投资促农业技术进步”的指导思想。也就是说，财政支农投入不仅要坚持“农业促发展”战略^[28]，更要加强农村经济和社会基础设施的建设。无视农业生产条件的农业技术进步的财政支持不仅农民不能受益，反而会受到更大的伤害^[29]。

2.要提高财政支农的技术进步效应，必须遵循“基础设施与人力资本积累→农村新型经济组织→技术进步→农业持续增长”这样的内在规律，竭力避免农业技术进步促进计划中的拔苗助长心态。

3.建立区域差异的财政支农投入模式。农业基础设施是农业新技术应用、推广和采用的前提，也是农村经济组织得以发展的基础。中国上个世纪90年代以前形成的“农闲冬修”及其他支持农业基础设施建设的财政制度和组织制度为中国农业发展打下的良好基础逐渐消失，之后的财政支农占财政总支出比重也是在波动中一路下行。今后不仅要强化农业基础设施的投资，更要主要建立区域差异的财政支农模式，以利于农业要素的区际流动和协调发展。

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Empirical Research on Effects of Provinces Fiscal Expenditure on the Agricultural Productivity Using Multilateral Gravity Model of Trade

YANG Yong1，LI Xue-zhu2

（1. Research Center of Sustainable Development in Three Gorges， Chongqing Three Gorges University， Chongqing 404100；

2. College of New Energy Science and Engineering， Xinyu University， Xinyu，Jiangxi 338004，China）

）

Abstract：Using gravity model of multilateral trade which includes a space related weighted item， the paper constructs instruments variables to deal with the endogenous factors of international trade. The empirical results show that although there is a large regional variation， the provincial fiscal expenditure on agriculture has too large effect space on labor productivity， and the channels are human capital and infrastructure other than TFP； based on the same cause， fiscal expenditure on agriculture has too large space on TFP through the channels of allocative efficiency and scale efficiency. Increasing fiscal investment to promote technology progress could decrease the TFP through distorting peasant's decision behavior.

Key words：international trade； multilateral gravity model； agricultural productivity； technology progress