李冬梅 李桂保

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)政與公共管理學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言

農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，我國是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國，全國13 多億人口有三分之二是農(nóng)民，農(nóng)業(yè)在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中擁有極其重要的地位，農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)能否保持快速、穩(wěn)定的發(fā)展，不僅關(guān)系著我國9 億農(nóng)民生活水平的提高，更關(guān)系著我國經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)發(fā)展和社會(huì)的安定團(tuán)結(jié)。2004年，我國發(fā)布了提高農(nóng)民收入的中央一號(hào)文件，這是在進(jìn)入21 世紀(jì)之后，又一次將“三農(nóng)”問題作為黨和國家的主要工作。2012年黨中央又發(fā)布了增強(qiáng)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新的一號(hào)文件。從2004年到2012年的9年時(shí)間里，黨中央每年都發(fā)布了關(guān)于“三農(nóng)”問題的一號(hào)文件，充分說明了“三農(nóng)”問題的重要性［1］。

位于我國中部地區(qū)的安徽省，既是農(nóng)業(yè)大省，也是糧食主產(chǎn)區(qū)，安徽省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定和發(fā)展不僅關(guān)系著本地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平，對國家糧食的安全和全國經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定也具有非常重要的作用。筆者以安徽省為例，選取了安徽省1988—2010年財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的數(shù)據(jù)，根據(jù)C－D 生產(chǎn)函數(shù)模型，對安徽省財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析和研究，在實(shí)證分析結(jié)果的基礎(chǔ)上，結(jié)合安徽省的實(shí)際情況，提出了促進(jìn)安徽省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的的政策建議，為社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)的推進(jìn)提供了理論支持和政策引導(dǎo)。

二、文獻(xiàn)綜述

近年來國內(nèi)學(xué)者主要從財(cái)政支農(nóng)的規(guī)模、結(jié)構(gòu)和資金的效率等方面來研究政府財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響。

1、財(cái)政支農(nóng)規(guī)模的研究

郭玉清(2006)選取了我國1981－2004年農(nóng)業(yè)GDP 和財(cái)政支農(nóng)支出的數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建農(nóng)業(yè)C－D 生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行計(jì)量回歸后發(fā)現(xiàn)，財(cái)政支農(nóng)規(guī)模達(dá)到最優(yōu)時(shí)，財(cái)政支農(nóng)投入為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的8.26%［2］;孫紅霞(2008)根據(jù)Barro 法則，借鑒產(chǎn)出彈性與邊際產(chǎn)出之間的關(guān)系，對最優(yōu)財(cái)政支農(nóng)的規(guī)模進(jìn)行合理的估算后發(fā)現(xiàn)，我國還沒有達(dá)到最優(yōu)的財(cái)政支農(nóng)規(guī)模，所以應(yīng)該繼續(xù)增加財(cái)政支農(nóng)支出，從而更好地促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長［3］;胡振虎(2010)選取了我國1982—2004年財(cái)政支農(nóng)投入和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的數(shù)據(jù)，運(yùn)用Devarajan 提出的分析模型研究發(fā)現(xiàn)，最優(yōu)的財(cái)政支農(nóng)規(guī)模是財(cái)政支農(nóng)投入占農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的76%［4］。

2、財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)的研究

朱牡丹、張永杰、耿強(qiáng)(2009)選取了我國1978—2006年財(cái)政支農(nóng)投入和城鄉(xiāng)居民收入的數(shù)據(jù)，運(yùn)用計(jì)量分析方法研究了財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)居民收入的影響后發(fā)現(xiàn)，長期看，農(nóng)業(yè)科技支出、農(nóng)村救濟(jì)支出和農(nóng)村基本建設(shè)投入可以縮小城鄉(xiāng)居民收入的差距，但是短期內(nèi)，只有農(nóng)業(yè)科技投入和農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)可以縮小城鄉(xiāng)居民之間的收入差距［5］;李曉嘉(2012)選取1978－2009年間我國28 個(gè)省份的財(cái)政農(nóng)業(yè)投入和產(chǎn)出的相關(guān)數(shù)據(jù)，測算了每個(gè)省份的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率后發(fā)現(xiàn)，改革開放以來財(cái)政支農(nóng)支出提高了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，其中不同項(xiàng)目的財(cái)政支出對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響在各個(gè)省份之間有明顯的差異，相對其他支出而言，經(jīng)濟(jì)性支出對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率有更大的提升作用［6］。

3、財(cái)政支農(nóng)效率的研究

崔元鋒、嚴(yán)立冬(2006)選取我國1995—2004年財(cái)政支農(nóng)投入的相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法分析了我國財(cái)政支農(nóng)支出效率后發(fā)現(xiàn)，我國財(cái)政支農(nóng)資金效率低下，而且隨著年份的增加，財(cái)政支農(nóng)資金的效率整體上呈現(xiàn)下降的趨勢［7］;彭克強(qiáng)(2008)分析1978—2005年我國財(cái)政支農(nóng)支出效率后發(fā)現(xiàn)，1978年以來，我國整體上財(cái)政支農(nóng)資金的效率不高，主要原因是財(cái)政對農(nóng)業(yè)投入結(jié)構(gòu)的不合理［8］;趙璐、呂杰(2011)通過面板數(shù)據(jù)模型分析了我國1949—2008年間全國31 個(gè)省、市、自治區(qū)財(cái)政支農(nóng)支出效率后發(fā)現(xiàn)，我國財(cái)政支農(nóng)支出效率在農(nóng)業(yè)優(yōu)勢地區(qū)要高于農(nóng)業(yè)劣勢地區(qū)，從地理的位置來看，中西部地區(qū)財(cái)政支農(nóng)資金的效率要高于東部地區(qū)［9］。

三、安徽省財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究

1、計(jì)量模型的建立和數(shù)據(jù)的處理

(1)計(jì)量模型的建立

柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)在研究經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和生產(chǎn)要素投入之間數(shù)量關(guān)系中使用非常廣泛，它是由美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家道格拉斯與數(shù)學(xué)家柯布于1928年提出來的。在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長中，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)業(yè)投入的資金和農(nóng)業(yè)用地面積是影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的最主要因素，但農(nóng)業(yè)土地面積不滿足古典線性回歸模型的變異性假設(shè)，故不包含在模型內(nèi)。筆者在經(jīng)典的C－D 生產(chǎn)函數(shù)模型的基礎(chǔ)上，建立了一個(gè)含有政府財(cái)政支農(nóng)投入的生產(chǎn)函數(shù)，并且認(rèn)為財(cái)政支農(nóng)支出具有生產(chǎn)性。模型設(shè)定形式為:

將上式左右兩邊分別取自然對數(shù)，可得

其中，Y 表示的是農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出，A 表示的是農(nóng)業(yè)綜合技術(shù)水平，K 代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的資金投入，L 表示的是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的勞動(dòng)力投入，G 表示的是政府財(cái)政支農(nóng)的投入，α、β、γ 分別表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中資金、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的勞動(dòng)力與財(cái)政支農(nóng)投入的產(chǎn)出彈性，μ 代表隨機(jī)干擾項(xiàng)。

(2)數(shù)據(jù)的處理

農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平:用安徽省1989—2011年統(tǒng)計(jì)年鑒上的農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值來代表安徽省的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平Y(jié)。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的資金投入:按照何振國(2005)［10］的做法，用安徽省1989—2011年統(tǒng)計(jì)年鑒上的農(nóng)村固定資本形成總額代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的資金K。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的勞動(dòng)力投入:用安徽省1989—2011年統(tǒng)計(jì)年鑒上的第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中投入的勞動(dòng)力L。

財(cái)政支農(nóng)支出:用1989—2011年統(tǒng)計(jì)年鑒上的財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的支出代表政府財(cái)政支農(nóng)支出G。

為了消除物價(jià)上漲，上述農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值、財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)村固定資本形成總額均用1988年為基期的農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值平減指數(shù)進(jìn)行平減，使之變成反映現(xiàn)實(shí)狀況的真實(shí)數(shù)據(jù)。

2、安徽省財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析

(1)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于時(shí)間序列數(shù)據(jù)一般都是隨著時(shí)間的推移而不斷發(fā)生變化的，故而一般的時(shí)間序列數(shù)據(jù)都是不穩(wěn)定的，因此，時(shí)間序列數(shù)據(jù)一般都要先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，然后再進(jìn)行回歸分析，以防止偽回歸的出現(xiàn)。檢驗(yàn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)的方法稱為單位根檢驗(yàn)，一般的單位根檢驗(yàn)方法有PP 檢驗(yàn)、DF 檢驗(yàn)與ADF 檢驗(yàn)，筆者采用ADF 檢驗(yàn)來檢驗(yàn)安徽省四個(gè)變量時(shí)間序列l(wèi)nY、lnK、lnL 和 lnG 的平穩(wěn)性。運(yùn) 用Eviews6.0 軟件，具體的檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

從表1 可以看出，在5%的顯著性水平下，原四個(gè)變量時(shí)間序列l(wèi)nY、lnK、lnL 和lnG 的ADF 值都是大于5%的顯著性水平下臨界值，接受原假設(shè)，即lnG、lnL、lnK 與lnY 都存在單位根，都是非平穩(wěn)的時(shí)間序列。但四個(gè)變量一階差分的t 值都小于5%的顯著性水平下臨界值，拒絕原假設(shè)，即四個(gè)變量的一階差分都不存在單位根。因此lnY、lnK、lnL 和lnG 都是一階單整，即lnY ～I(xiàn)(1)、lnK ～I(xiàn)(1)、lnL ～I(xiàn)(1)、lnG ～I(xiàn)(1)，因此可對lnY、lnK、lnL 和lnG 的長期關(guān)系進(jìn)行下一步的協(xié)整檢驗(yàn)。

表1 變量序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

(2)協(xié)整檢驗(yàn)

表2 基于VAR 模型的Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)

由于lnY、lnK、lnL 和lnG 都是一階單整的時(shí)間序列，所以被解釋變量lnY 和解釋變量lnK、lnL 和lnG 之間可能存在協(xié)整關(guān)系。一般協(xié)整檢驗(yàn)有EG 兩步法(檢驗(yàn)回歸方程的殘差)以及基于VAR 模型的Johansen 檢驗(yàn)(檢驗(yàn)回歸方程的系數(shù))。EG 兩步法檢驗(yàn)的一般是兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系，而基于VAR 模型的Johansen 檢驗(yàn)是檢驗(yàn)多變量之間的協(xié)整關(guān)系，因此筆者采用基于VAR 模型的Johansen 來檢驗(yàn)lnY、lnK、lnL 和lnG 之間的協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

由表2 可知，在給定5%的顯著性水平條件下，lnY、lnK、lnL 和lnG 之間至少存在著三個(gè)協(xié)整方程，表明四個(gè)變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因此可以進(jìn)行回歸分析。

(3)回歸分析

運(yùn)用最小二乘法處理得到回歸方程如下:

由上述方程可以得出，調(diào)整后的判定系數(shù)為0.942，說明lnK、lnL 和lnG 可以很好地解釋被解釋變量lnY;F 值較大，通過了顯著性檢驗(yàn)，表明模型的線性關(guān)系是顯著的;在10%的顯著性水平下臨界值t0.05(19)=1.729，農(nóng)村固定資本形成總額lnK、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力lnL 和財(cái)政支農(nóng)支出lnG 回歸系數(shù)的t 值分別是6.977、3.839、1.880，均大于臨界值，表明三者對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平lnY 有顯著影響。由于時(shí)間序列數(shù)據(jù)容易產(chǎn)生自相關(guān)性，故要對上述方程的殘差進(jìn)行自相關(guān)性檢驗(yàn)。上述回歸方程DW 值為1.388，查表可知dl=1.078、du=1.660，dl＜DW＜du，處于無法判定的區(qū)域，因此無法判定模型是否存在著一階自相關(guān)性。而且由于D－W 檢驗(yàn)不能檢驗(yàn)回歸方程的高階自相性，因此當(dāng)模型存在高階自相關(guān)性時(shí)，D－W 檢驗(yàn)就會(huì)失效，不能用其判定模型的自相關(guān)性，故筆者采用偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)回歸方程的自相關(guān)性，檢驗(yàn)結(jié)果見圖1。

圖1 模型的偏相關(guān)性檢驗(yàn)

從圖1 可看出，模型的各期PAC 的值的絕對值均小于0.5，因此模型不存在自相關(guān)性。

(4)結(jié)果說明

通過以上回歸分析可以看出，從長期來看，安徽省農(nóng)村固定資本形成總額、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力和財(cái)政支農(nóng)支出均對安徽省農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平具有促進(jìn)作用。農(nóng)村固定資本形成總額的產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.548，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力從業(yè)人數(shù)的產(chǎn)出彈性系數(shù)為1.515，財(cái)政支農(nóng)支出的產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.117。財(cái)政支農(nóng)支出產(chǎn)出彈性系數(shù)為正但數(shù)值不高，說明財(cái)政支農(nóng)投入對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平具有促進(jìn)作用，但還沒有達(dá)到很好的效果。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力產(chǎn)出彈性系數(shù)最高，說明農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長過程中非常重要的因素，這也間接說明了我國長期的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的嚴(yán)重不平衡，大批農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)城務(wù)工，致使從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人員數(shù)量大幅度減少，從而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性系數(shù)居高。

3、安徽省最優(yōu)財(cái)政支農(nóng)規(guī)模的估計(jì)

Barro 在1990年提出了政府財(cái)政支出的自然效率法則［11］，即當(dāng)一個(gè)國家政府支出的邊際成本為1 時(shí)，此時(shí)的政府支出是最優(yōu)支出。按照經(jīng)濟(jì)學(xué)中的邊際收益等于邊際成本的原則，因此一個(gè)國家財(cái)政支出達(dá)到最優(yōu)狀態(tài)時(shí)，邊際收益等于邊際成本等于1，當(dāng)邊際產(chǎn)出大于1時(shí)，政府增加財(cái)政支出可以提高產(chǎn)出水平，當(dāng)邊際產(chǎn)出小于1 時(shí)，政府財(cái)政支出過多，政府適當(dāng)?shù)臏p少財(cái)政支出反而可以提高產(chǎn)出水平。

該自然法則同樣適用于分析一個(gè)國家的政府財(cái)政支農(nóng)支出的效率。達(dá)到最優(yōu)的財(cái)政支農(nóng)規(guī)模時(shí)農(nóng)業(yè)的MPG 等于1，即一單位的財(cái)政支農(nóng)支出正好能提供一單位的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。如果財(cái)政支農(nóng)支出的MPG 小于1，則說明一單位的財(cái)政支農(nóng)支出大于農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出，此時(shí)政府的財(cái)政支農(nóng)支出過度，造成了財(cái)政支農(nóng)投入的無效率，此時(shí)政府應(yīng)該減少財(cái)政支農(nóng)支出;如果財(cái)政支農(nóng)支出的MPG 大于1，則說明一單位的財(cái)政支農(nóng)支出小于農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出，此時(shí)說明政府的財(cái)政支農(nóng)支出不足，此時(shí)政府應(yīng)該加大對農(nóng)業(yè)的財(cái)政資金投入，從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展;當(dāng)且僅當(dāng)財(cái)政支農(nóng)支出的MPG 等于1 時(shí)，此時(shí)財(cái)政支農(nóng)支出規(guī)模達(dá)到了最優(yōu)。

由經(jīng)濟(jì)學(xué)中的邊際產(chǎn)出定義可知，財(cái)政支農(nóng)支出的邊際產(chǎn)出是指政府每增加一單位財(cái)政支農(nóng)支出所增加的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，即邊際產(chǎn)出可以表示為:

由經(jīng)濟(jì)學(xué)中的彈性公式，財(cái)政支農(nóng)支出彈性γ 的公式可表示為:

由上述(1)式與(2)式可知:

設(shè)G/Y 為財(cái)政支農(nóng)支出的規(guī)模，記為S，故(3)式可以寫作:

將(4)式變形可得財(cái)政支農(nóng)支出的規(guī)模:

由前面的計(jì)量分析結(jié)果可知，安徽省財(cái)政支農(nóng)的產(chǎn)出彈性系數(shù)γ 為0.117，故由(5)式可知，安徽省財(cái)政支農(nóng)投入的最優(yōu)規(guī)模為財(cái)政支農(nóng)投入占農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的11.7%，低于何振國(2005)估計(jì)的我國財(cái)政支農(nóng)投入的最優(yōu)規(guī)模應(yīng)為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的47.1%［10］，高于郭玉清(2006)估計(jì)的8.26%［2］。將安徽省財(cái)政支農(nóng)支出的彈性系數(shù)(γ)和1988—2010年財(cái)政支農(nóng)支出的規(guī)模(S)代入(4)式可以計(jì)算出安徽省這些年財(cái)政支農(nóng)支出的邊際產(chǎn)出MPG，具體情況見表3 和圖2 所示。

由表3 和圖2 可以發(fā)現(xiàn)，從1988年到2010年，安徽省財(cái)政支農(nóng)支出的邊際產(chǎn)出MPG 均大于1，其中1994年最高，達(dá)到10.88，最低的是2009年，為1.16。邊際產(chǎn)出MPG 越大，說明安徽省財(cái)政對農(nóng)業(yè)的投入越不足，反之財(cái)政支農(nóng)資金缺口越小，財(cái)政支農(nóng)投入越多。自1994年以來，財(cái)政支農(nóng)投入的MPG 總體上是下降的，但是邊際產(chǎn)出MPG 仍然是大于1，安徽省財(cái)政支農(nóng)支出規(guī)模沒有達(dá)到最優(yōu)的支出規(guī)模，在邊際上是無效率的，財(cái)政支農(nóng)資金投入不足。由公式(4)可知，財(cái)政支農(nóng)支出邊際產(chǎn)出MPG 與財(cái)政支農(nóng)支出的彈性γ 成正比，和財(cái)政支農(nóng)支出的規(guī)模S 成反比，財(cái)政支農(nóng)支出的彈性γ 一般在短時(shí)期內(nèi)保持不變，故只有提高財(cái)政支農(nóng)支出的規(guī)模才可以降低財(cái)政支農(nóng)支出的邊際產(chǎn)出MPG，而要想提高財(cái)政支農(nóng)支出的規(guī)模，就必須確保財(cái)政支農(nóng)投入的增長速度高于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長速度，只有這樣才能使安徽省財(cái)政支農(nóng)支出的邊際產(chǎn)出MPG 降低到1，達(dá)到最優(yōu)的財(cái)政支農(nóng)規(guī)模，從而促進(jìn)安徽省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

表3 安徽省1988—2010年財(cái)政支農(nóng)支出的邊際產(chǎn)出(MPG)

資料來源:根據(jù)1989－2011年《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算整理得到

圖2 安徽省1988—2010年財(cái)政支農(nóng)支出的邊際產(chǎn)出(MPG)折線圖

四、結(jié)論及政策建議

通過實(shí)證分析可以發(fā)現(xiàn)，安徽省財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且財(cái)政支農(nóng)支出的產(chǎn)出彈性為0.117，即安徽省財(cái)政支農(nóng)支出每增加1%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出平均增加0.117%，這表明財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正效應(yīng)，擴(kuò)大財(cái)政支農(nóng)支出規(guī)模有利于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長。根據(jù) Barro(1990)財(cái)政支出自然效率法則，運(yùn)用計(jì)量方法對安徽省財(cái)政支農(nóng)支出的最優(yōu)規(guī)模進(jìn)行了估計(jì)，當(dāng)安徽省財(cái)政支農(nóng)支出占農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的比重為11.7%時(shí)，財(cái)政支農(nóng)支出的規(guī)模為最優(yōu)。在此基礎(chǔ)上，計(jì)算了1988－2010年間安徽省財(cái)政支農(nóng)的邊際產(chǎn)出，結(jié)果表明，安徽省財(cái)政支農(nóng)支出的邊際產(chǎn)出大于1，說明安徽省財(cái)政支農(nóng)支出整體不足。

依據(jù)上述結(jié)論，結(jié)合我國改革開放以來的實(shí)際情況，提出以下政策建議:

1、繼續(xù)加大財(cái)政支農(nóng)投入，保持農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長

財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長起到了很大的促進(jìn)作用，安徽省繼續(xù)增加財(cái)政支農(nóng)支出在邊際上是有效率的，會(huì)帶來更多的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，因此進(jìn)一步加大對農(nóng)業(yè)的財(cái)政投入，有利于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長，是實(shí)現(xiàn)安徽省的強(qiáng)農(nóng)之路。

2、嚴(yán)格依據(jù)《農(nóng)業(yè)法》的規(guī)定，建立穩(wěn)定的財(cái)政支農(nóng)增長機(jī)制

農(nóng)業(yè)的天生弱質(zhì)性和外部性決定了政府是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展投資的主體，安徽省政府應(yīng)遵循增量重點(diǎn)傾斜、存量適度調(diào)整的原則，嚴(yán)格遵守國家《農(nóng)業(yè)法》的有關(guān)規(guī)定，將更多的財(cái)政資金投入到農(nóng)業(yè)，建立支農(nóng)資金長期穩(wěn)定的增長機(jī)制，從而使安徽省的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)能夠更好更快的發(fā)展。

3、加強(qiáng)財(cái)政支農(nóng)資金的管理，提高財(cái)政支農(nóng)資金使用效率

(1)整合使用財(cái)政支農(nóng)資金

目前安徽省的財(cái)政支農(nóng)資金大多分散在政府的多個(gè)部門，無法集中使用，因此，應(yīng)該對現(xiàn)有的財(cái)政支農(nóng)資金進(jìn)行集中整合，對于不同管理部門對農(nóng)業(yè)的投入，要加強(qiáng)統(tǒng)籌協(xié)調(diào)和統(tǒng)一管理，盡量減少財(cái)政支農(nóng)資金的中間環(huán)節(jié)，使得財(cái)政支農(nóng)資金能夠直接集中支付，從而避免重復(fù)投資或分散投資，以減少財(cái)政支農(nóng)資金的流失、提高財(cái)政支農(nóng)資金使用效率。

(2)依法加強(qiáng)對財(cái)政支農(nóng)資金的監(jiān)管

財(cái)政支農(nóng)資金涉及面廣、政策性強(qiáng)，不能僅僅依靠政府部門的管理，必須依法規(guī)范財(cái)政支農(nóng)資金的審批撥付、使用程序和預(yù)算安排，明確政府各部門在財(cái)政支農(nóng)資金上的職責(zé)，依法進(jìn)行監(jiān)督和管理，確保每一項(xiàng)財(cái)政支農(nóng)資金都能夠進(jìn)入到依法監(jiān)管和依法運(yùn)行的法制軌道。在財(cái)政支農(nóng)資金的使用上，必須嚴(yán)格實(shí)行專項(xiàng)管理的制度，做到專款專用，在財(cái)政支農(nóng)資金的使用過程中，要加強(qiáng)審計(jì)監(jiān)督和檢查，確保財(cái)政支農(nóng)資金的安全，從而使得財(cái)政支農(nóng)資金的使用效率得到真正的提高。

［1］彭 騰.論新世紀(jì)的“一號(hào)文件”與農(nóng)民增收［J］.湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報(bào)，2011，(1):29－34.

［2］郭玉清.中國財(cái)政農(nóng)業(yè)投入最優(yōu)規(guī)模實(shí)證分析［J］.財(cái)經(jīng)問題研究，2006，(5):68－72.

［3］孫紅霞.財(cái)政支農(nóng)支出總量與最優(yōu)支出規(guī)模的實(shí)證分析［J］.農(nóng)村財(cái)政與財(cái)務(wù)，2008，(5):16－18.

［4］胡振虎.中國最優(yōu)財(cái)政支農(nóng)支出研究［J］.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2010，(3):34－39.

［5］朱牡丹，張永杰，耿 強(qiáng).財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)居民收入差距——基于統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展視角［J］.生態(tài)經(jīng)濟(jì)，2009，(4):48－51.

［6］李曉嘉.財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長方式的關(guān)系研究——基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)問題，2012，(1):68－72.

［7］崔元鋒，嚴(yán)立冬.基于DEA 的財(cái)政農(nóng)業(yè)支出資金績效評(píng)價(jià)［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2006，(9):37－40.

［8］彭克強(qiáng).改革開放以來我國財(cái)政支農(nóng)效率的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)縱橫，2008，(9):48－50.

［9］趙 璐，呂 杰.我國財(cái)政支農(nóng)效率的區(qū)域差異研究［J］.經(jīng)濟(jì)問題，2011，(4):102－105.

［10］何振國.《財(cái)政支農(nóng)規(guī)模與結(jié)構(gòu)問題研究》［M］.北京:中國財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社，2005.121－124.

［11］Barro.Government Spending in a Smiple Model of Endogenous Growth［J］.Journal of Political Economy，1990，(98):103－105.