中國(guó)財(cái)政對(duì)農(nóng)村投入與產(chǎn)出增長(zhǎng)研討

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【論文摘要】通過(guò)非線(xiàn)性回歸模型，運(yùn)用邊際收益及彈性分析方法，分析了中國(guó)財(cái)政支農(nóng)投入對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響，得出結(jié)論：財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)起著至關(guān)重要的作用；財(cái)政支農(nóng)資金投入的邊際收益呈階段性變化；與財(cái)政支農(nóng)投入的邊際收益相比，財(cái)政支農(nóng)投入的彈性是滯后的。

【論文關(guān)鍵詞】中國(guó)財(cái)政；支農(nóng)；農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)；影響研究

引言

由于資本具有追求利潤(rùn)最大化的屬性，商業(yè)資本和民間資本很少流向農(nóng)業(yè)，支持農(nóng)業(yè)的發(fā)展；同時(shí)，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面，農(nóng)村信用合作社沒(méi)有發(fā)揮應(yīng)有的作用。申小莉等（湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2007）采用經(jīng)典的C—D生產(chǎn)函數(shù)作為模型，研究了湖南財(cái)政支農(nóng)投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。該研究結(jié)論認(rèn)為湖南省的財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值之間密切相關(guān)，財(cái)政支農(nóng)支出彈性達(dá)到0.3396。在財(cái)政支農(nóng)投入項(xiàng)目的邊際產(chǎn)出效應(yīng)方面，李煥彰、錢(qián)忠好（中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2004）運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)法，驗(yàn)證財(cái)政支農(nóng)增長(zhǎng)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)之間的關(guān)系，結(jié)果表明，中國(guó)財(cái)政支農(nóng)投入項(xiàng)目中，科技三項(xiàng)費(fèi)用最高，基本建設(shè)支出次之，生產(chǎn)性支出和事業(yè)費(fèi)最差。

一、研究方法及模型

1.變量的表示

（1）財(cái)政支農(nóng)投入變化趨勢(shì)及虛擬變量（政策變量）Dt的引入財(cái)政支農(nóng)資金是指國(guó)家財(cái)政提供建立農(nóng)村公共產(chǎn)品的資金，主要包括支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村水利氣象等部門(mén)的事業(yè)費(fèi)、農(nóng)村基本建設(shè)支出、農(nóng)村科技三項(xiàng)費(fèi)用、農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)支出。從1981—1997年的十七年間，中國(guó)財(cái)政支農(nóng)投入的總額為5565.02億元，但是從1998—2005年短短的八年時(shí)間，財(cái)政支農(nóng)投入的總額卻達(dá)到13051.94億元。這是由于在1997年中國(guó)實(shí)行了積極的財(cái)政政策，自此以后國(guó)家加大了財(cái)政支農(nóng)的力度，財(cái)政支農(nóng)投入在1998年增加到1154.76億元。因此，我們認(rèn)為1997年是中國(guó)財(cái)政支農(nóng)投入的分水嶺和轉(zhuǎn)折點(diǎn)。

（2）變量的無(wú)量綱化處理

為了消除量綱的影響，我們把1981—2005年中國(guó)財(cái)政支農(nóng)投入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化，標(biāo)準(zhǔn)化公式為zx=（x-μ1）/σ1與zy=（y-μ2）/σ2，其中zx、zy分別是財(cái)政支農(nóng)投入絕對(duì)值（x）與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值絕對(duì)值（y）的標(biāo)準(zhǔn)化值，μ1、μ2分別是二者的均值；σ1、σ2分別是二者的標(biāo)準(zhǔn)差。

2.財(cái)政支農(nóng)投入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的相關(guān)性分析及模型

（1）中國(guó)財(cái)政支農(nóng)投入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的相關(guān)性及模型我們運(yùn)用SPSS11.5軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析，得出如下結(jié)論：Pearson檢驗(yàn)表明中國(guó)財(cái)政支農(nóng)投入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的相關(guān)系數(shù)為0.951，Kendall''''stau_b檢驗(yàn)與Spearman''''srho檢驗(yàn)表明二者的相關(guān)系數(shù)是1.00，以上檢驗(yàn)99%的置信度水平上顯著。所以我們認(rèn)為zx與zy是高度相關(guān)的。為了定量研究zx（財(cái)政支農(nóng)投入標(biāo)準(zhǔn)值）與zy（農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的標(biāo)準(zhǔn)值）的關(guān)系，我們構(gòu)造如下模型：zy=β1EXP（zx）+β2+（β3EXP（zx）+β4）Dt其中，zx，zy是標(biāo)準(zhǔn)化的財(cái)政支農(nóng)投入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值，β1、β2、β3、β4是待估計(jì)的參數(shù)，Dt是虛擬變量。

（2）參數(shù)的估計(jì)及統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)

對(duì)于參數(shù)值的估計(jì)，本文運(yùn)用SPSS11.5軟件中非線(xiàn)性回歸的方法，運(yùn)用迭代法通過(guò)四次模型計(jì)算和二次求導(dǎo)后終止，兩次相鄰的計(jì)算的殘差平方和的差值等于1.000E-08。得出結(jié)果（見(jiàn)表1）：從表1、表2可知，方程的擬合優(yōu)度達(dá)到了0.99324，各參數(shù)在置信區(qū)間的取值不為零，均具有顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。我們運(yùn)用Eviews3.1再一次擬合了模型，在可決系數(shù)和參數(shù)估計(jì)值及參數(shù)估計(jì)的顯著性等方面得到相同的結(jié)論。同時(shí)dw=1.676694＞du（0.05顯著性水平下的上限值為1.454），說(shuō)明模型無(wú)自相關(guān)性；同時(shí)懷特檢驗(yàn)結(jié)果nR2=6.119065，說(shuō)明模型無(wú)異方差性，即模型通過(guò)了計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的檢驗(yàn)。因此，我們得到模型：zy=3.1841099EXP（zx）-2.3908454+（-3.0542754EXP（zx）+2.9697466）Dt令dzy，dzx分別表示zy，zx的微分，ezy表示zy對(duì)zx的彈性，易得如下的函數(shù)關(guān)系式：邊際收益函數(shù)dzy/dzx=3.1841099EXP（zx）-3.0542754EXP（zx）Dt，彈性函數(shù)ezy=[3.1841099EXP（zx）-3.0542754EXP（zx）*Dt]（zx/zy）表1可決系數(shù)及相關(guān)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果自由度平方和均方回歸423.837685.95942殘差210.162327.73E-03可決系數(shù)0.99324表2參數(shù)估計(jì)值及其相關(guān)的檢驗(yàn)參數(shù)估計(jì)值標(biāo)準(zhǔn)誤95%的置信區(qū)間上限下限β13.18410990.11467282.94563483.4225850β2-2.39084540.0695646-2.5355129-2.2461779β3-3.05427540.1150110-3.2934540-2.815096β42.96974660.08622602.79042983.1490635

（1）邊際收益分析

圖1說(shuō)明在1998—2003年期間財(cái)政資金的大量投入并沒(méi)有帶動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的快速增長(zhǎng)，在財(cái)政支農(nóng)資金利用方面，存在效率低下的問(wèn)題。2004—2005年財(cái)政支農(nóng)投入的效率有所提高（邊際收益值大于1），但是與1981—1997年的平均水平相比，還有一定的差距（見(jiàn)圖1）。圖1財(cái)政支農(nóng)邊際收益趨勢(shì),圖2財(cái)政支農(nóng)彈性變化趨勢(shì)

（2）邊際收益與彈性對(duì)比分析

通過(guò)對(duì)圖1、圖2的對(duì)比分析，我們發(fā)現(xiàn)邊際收益變化趨勢(shì)與彈性變化趨勢(shì)的“轉(zhuǎn)折點(diǎn)”不同，即邊際收益趨勢(shì)的“轉(zhuǎn)折點(diǎn)”出現(xiàn)在1998年，彈性變化趨勢(shì)的“轉(zhuǎn)折點(diǎn)”卻出現(xiàn)在1994年，這說(shuō)明中國(guó)財(cái)政支農(nóng)的邊際收益在1998年出現(xiàn)“轉(zhuǎn)折”決非偶然，這在1994年通過(guò)彈性的“轉(zhuǎn)折”已經(jīng)有所預(yù)示。

三、結(jié)論

（1）中國(guó)財(cái)政支農(nóng)投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)之間有著高度的相關(guān)性。

（2）中國(guó)財(cái)政支農(nóng)投入的效率呈現(xiàn)出階段性的變化，即從1981—1997年財(cái)政支農(nóng)投入效率水平高（平均邊際收益水平是1.8386）；1998—2003年財(cái)政投入效率水平低下（平均邊際收益水平是0.3390）；2004—2005年財(cái)政投入效率水平較高（平均邊際收益水平是1.3615）。

（3）2004—2005年是中國(guó)財(cái)政支農(nóng)效率水平提高的新起點(diǎn)。按照2004—2005年財(cái)政支農(nóng)投入的平均效率水平計(jì)算，支農(nóng)投入平均每增加1000萬(wàn)元，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值平均每年增加1361.5萬(wàn)元。

（4）彈性的變化趨勢(shì)與邊際收益的變化趨勢(shì)相比，彈性變化趨勢(shì)是滯后的。

（5）從1981—2005年中國(guó)財(cái)政支農(nóng)資金邊際效益的平均增幅為0.104，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值對(duì)支農(nóng)資金的彈性的平均增幅是0.0554（剔除1994年的強(qiáng)影響值）。假設(shè)按照這個(gè)水平提高支農(nóng)資金的使用效率，整合支農(nóng)資金，那么到2010年，中國(guó)財(cái)政支農(nóng)資金支出增加帶來(lái)的邊際收益值應(yīng)穩(wěn)步達(dá)到2.41，而彈性應(yīng)穩(wěn)步達(dá)到2.26。

四、對(duì)策及建議

通過(guò)以上分析，可以看出中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)對(duì)國(guó)家財(cái)政支農(nóng)投入的依賴(lài)性很大，目前農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)還離不開(kāi)國(guó)家財(cái)政支持，還需要進(jìn)一步提高財(cái)政支農(nóng)投入資金的使用效率，使財(cái)政支農(nóng)資金邊際收益最大化。

（1）繼續(xù)加大對(duì)農(nóng)業(yè)的財(cái)政支持力度。特別是加大對(duì)不發(fā)達(dá)地區(qū)、偏遠(yuǎn)地區(qū)的財(cái)政支持力度。（2）優(yōu)化財(cái)政投入結(jié)構(gòu)。加大對(duì)農(nóng)業(yè)科技、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入比例，尤其是科技三項(xiàng)支農(nóng)投入的比例，減少農(nóng)村行政、事業(yè)費(fèi)的支出。（3）加強(qiáng)財(cái)政支農(nóng)資金的整合。建立財(cái)政支農(nóng)資金的有效監(jiān)管機(jī)制和組織協(xié)調(diào)機(jī)制，做到每一筆資金用得清，說(shuō)得明；對(duì)農(nóng)業(yè)項(xiàng)目資金要專(zhuān)款專(zhuān)用，實(shí)行項(xiàng)目資金和項(xiàng)目“打包”或“捆綁”，專(zhuān)款專(zhuān)用。（4）加快發(fā)展農(nóng)村金融合作組織，帶動(dòng)社會(huì)資本對(duì)農(nóng)業(yè)的投入。同時(shí)應(yīng)充分發(fā)揮地方政府與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)合作組織各自的功能，在機(jī)制上形成一個(gè)互相支持，共同為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化服務(wù)的有機(jī)統(tǒng)一體。

參考文獻(xiàn)：

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