中國財政對農村投入與產出增長研討

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【論文摘要】通過非線性回歸模型，運用邊際收益及彈性分析方法，分析了中國財政支農投入對農業(yè)產出的影響，得出結論：財政支農資金對中國農業(yè)產出增長起著至關重要的作用；財政支農資金投入的邊際收益呈階段性變化；與財政支農投入的邊際收益相比，財政支農投入的彈性是滯后的。

【論文關鍵詞】中國財政；支農；農業(yè)增長；影響研究

引言

由于資本具有追求利潤最大化的屬性，商業(yè)資本和民間資本很少流向農業(yè)，支持農業(yè)的發(fā)展；同時，在農業(yè)生產方面，農村信用合作社沒有發(fā)揮應有的作用。申小莉等（湖南農業(yè)大學學報，2007）采用經典的C—D生產函數作為模型，研究了湖南財政支農投入與農業(yè)經濟增長之間的關系。該研究結論認為湖南省的財政支農支出與農業(yè)生產總值之間密切相關，財政支農支出彈性達到0.3396。在財政支農投入項目的邊際產出效應方面，李煥彰、錢忠好（中國農村經濟，2004）運用格蘭杰因果檢驗法，驗證財政支農增長和農業(yè)產出增長之間的關系，結果表明，中國財政支農投入項目中，科技三項費用最高，基本建設支出次之，生產性支出和事業(yè)費最差。

一、研究方法及模型

1.變量的表示

（1）財政支農投入變化趨勢及虛擬變量（政策變量）Dt的引入財政支農資金是指國家財政提供建立農村公共產品的資金，主要包括支援農業(yè)生產和農村水利氣象等部門的事業(yè)費、農村基本建設支出、農村科技三項費用、農村救濟費支出。從1981—1997年的十七年間，中國財政支農投入的總額為5565.02億元，但是從1998—2005年短短的八年時間，財政支農投入的總額卻達到13051.94億元。這是由于在1997年中國實行了積極的財政政策，自此以后國家加大了財政支農的力度，財政支農投入在1998年增加到1154.76億元。因此，我們認為1997年是中國財政支農投入的分水嶺和轉折點。

（2）變量的無量綱化處理

為了消除量綱的影響，我們把1981—2005年中國財政支農投入與農業(yè)生產總值的數據進行了標準化，標準化公式為zx=（x-μ1）/σ1與zy=（y-μ2）/σ2，其中zx、zy分別是財政支農投入絕對值（x）與農業(yè)生產總值絕對值（y）的標準化值，μ1、μ2分別是二者的均值；σ1、σ2分別是二者的標準差。

2.財政支農投入與農業(yè)生產總值的相關性分析及模型

（1）中國財政支農投入與農業(yè)生產總值的相關性及模型我們運用SPSS11.5軟件對數據進行相關性分析，得出如下結論：Pearson檢驗表明中國財政支農投入與農業(yè)生產總值的相關系數為0.951，Kendall''''stau_b檢驗與Spearman''''srho檢驗表明二者的相關系數是1.00，以上檢驗99%的置信度水平上顯著。所以我們認為zx與zy是高度相關的。為了定量研究zx（財政支農投入標準值）與zy（農業(yè)生產總值的標準值）的關系，我們構造如下模型：zy=β1EXP（zx）+β2+（β3EXP（zx）+β4）Dt其中，zx，zy是標準化的財政支農投入與農業(yè)生產總值，β1、β2、β3、β4是待估計的參數，Dt是虛擬變量。

（2）參數的估計及統(tǒng)計學檢驗

對于參數值的估計，本文運用SPSS11.5軟件中非線性回歸的方法，運用迭代法通過四次模型計算和二次求導后終止，兩次相鄰的計算的殘差平方和的差值等于1.000E-08。得出結果（見表1）：從表1、表2可知，方程的擬合優(yōu)度達到了0.99324，各參數在置信區(qū)間的取值不為零，均具有顯著的統(tǒng)計學意義。我們運用Eviews3.1再一次擬合了模型，在可決系數和參數估計值及參數估計的顯著性等方面得到相同的結論。同時dw=1.676694＞du（0.05顯著性水平下的上限值為1.454），說明模型無自相關性；同時懷特檢驗結果nR2=6.119065，說明模型無異方差性，即模型通過了計量經濟學的檢驗。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zx的彈性，易得如下的函數關系式：邊際收益函數dzy/dzx=3.1841099EXP（zx）-3.0542754EXP（zx）Dt，彈性函數ezy=[3.1841099EXP（zx）-3.0542754EXP（zx）*Dt]（zx/zy）表1可決系數及相關的統(tǒng)計結果自由度平方和均方回歸423.837685.95942殘差210.162327.73E-03可決系數0.99324表2參數估計值及其相關的檢驗參數估計值標準誤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說明在1998—2003年期間財政資金的大量投入并沒有帶動農業(yè)生產總值的快速增長，在財政支農資金利用方面，存在效率低下的問題。2004—2005年財政支農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（見圖1）。圖1財政支農邊際收益趨勢,圖2財政支農彈性變化趨勢

（2）邊際收益與彈性對比分析

通過對圖1、圖2的對比分析，我們發(fā)現邊際收益變化趨勢與彈性變化趨勢的“轉折點”不同，即邊際收益趨勢的“轉折點”出現在1998年，彈性變化趨勢的“轉折點”卻出現在1994年，這說明中國財政支農的邊際收益在1998年出現“轉折”決非偶然，這在1994年通過彈性的“轉折”已經有所預示。

三、結論

（1）中國財政支農投入與農業(yè)產出增長之間有著高度的相關性。

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

（3）2004—2005年是中國財政支農效率水平提高的新起點。按照2004—2005年財政支農投入的平均效率水平計算，支農投入平均每增加1000萬元，農業(yè)生產總值平均每年增加1361.5萬元。

（4）彈性的變化趨勢與邊際收益的變化趨勢相比，彈性變化趨勢是滯后的。

（5）從1981—2005年中國財政支農資金邊際效益的平均增幅為0.104，農業(yè)生產總值對支農資金的彈性的平均增幅是0.0554（剔除1994年的強影響值）。假設按照這個水平提高支農資金的使用效率，整合支農資金，那么到2010年，中國財政支農資金支出增加帶來的邊際收益值應穩(wěn)步達到2.41，而彈性應穩(wěn)步達到2.26。

四、對策及建議

通過以上分析，可以看出中國農業(yè)產出增長對國家財政支農投入的依賴性很大，目前農業(yè)產出增長還離不開國家財政支持，還需要進一步提高財政支農投入資金的使用效率，使財政支農資金邊際收益最大化。

（1）繼續(xù)加大對農業(yè)的財政支持力度。特別是加大對不發(fā)達地區(qū)、偏遠地區(qū)的財政支持力度。（2）優(yōu)化財政投入結構。加大對農業(yè)科技、基礎設施建設的投入比例，尤其是科技三項支農投入的比例，減少農村行政、事業(yè)費的支出。（3）加強財政支農資金的整合。建立財政支農資金的有效監(jiān)管機制和組織協(xié)調機制，做到每一筆資金用得清，說得明；對農業(yè)項目資金要專款專用，實行項目資金和項目“打包”或“捆綁”，專款專用。（4）加快發(fā)展農村金融合作組織，帶動社會資本對農業(yè)的投入。同時應充分發(fā)揮地方政府與農村經濟合作組織各自的功能，在機制上形成一個互相支持，共同為農業(yè)產業(yè)化服務的有機統(tǒng)一體。

參考文獻：

[1]李煥章，等.財政支農政策與中國農業(yè)增長：因果與結構分析[J].中國農村經濟，2004，（8）.

[2]溫濤，等.政府主導的農業(yè)信貸、財政支農模式的經濟效應[J].中國農村經濟，2005，（10）.

[3]許冰.財政支農的時變邊際效應與彈性實證分析[J].中國農村經濟，2006，