李普亮

（惠州學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理系，廣東 516007）

一、引言

農(nóng)業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)的一個基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)，其發(fā)展受制度和技術(shù)兩方面因素的影響，但制度變遷并非常態(tài)，在制度相對穩(wěn)定時期，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長主要取決于各種要素投入以及農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的雙重增長（汪小琴和姜濤，2009）。農(nóng)業(yè)發(fā)展所需的各類要素不僅包括勞動、種子、化肥、農(nóng)業(yè)機械等常規(guī)投入，而且包括農(nóng)田水利灌溉、農(nóng)業(yè)信息服務(wù)以及農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣等公共投入。由于財政農(nóng)業(yè)支出是滿足農(nóng)業(yè)公共投入的重要來源，因而財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系受到了理論界廣泛關(guān)注。許多學(xué)者基于不同的數(shù)據(jù)和方法實證分析了財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)GDP、農(nóng)民純收入以及糧食產(chǎn)量等的影響，并得出了見仁見智的結(jié)論。不過，這些文獻(xiàn)主要側(cè)重分析財政農(nóng)業(yè)支出規(guī)模增加對相關(guān)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的影響，而且假定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)單元都是完全有效的，對于財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響關(guān)注明顯不足。農(nóng)業(yè)技術(shù)效率用來衡量農(nóng)業(yè)在既定的投入約束和技術(shù)水平下，生產(chǎn)最大可能產(chǎn)出的能力，它反映了農(nóng)業(yè)在現(xiàn)有技術(shù)條件下利用現(xiàn)有技術(shù)的有效程度。經(jīng)濟(jì)資源的稀缺和生態(tài)環(huán)境的壓力決定了我國農(nóng)業(yè)的持續(xù)增長不可能依賴于農(nóng)業(yè)要素投入的無限擴(kuò)張，而應(yīng)主要取決于生產(chǎn)效率的不斷提高（宋春光和那娜，2010）。因此，探討財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響對于優(yōu)化財政支農(nóng)安排具有重要意義。

在為數(shù)不多的相關(guān)文獻(xiàn)中，鮑學(xué)東和鄭循剛（2008）利用四川省21個地區(qū)2000年-2006年農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)建立了隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)，對各地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響因素進(jìn)行了分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，財政支農(nóng)比重對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響在統(tǒng)計上并不顯著。汪小勤和姜濤（2009）運用SFA方法和1994年-2007年中國省級面板數(shù)據(jù)，通過引入農(nóng)田水利灌溉面積和農(nóng)村電力消費作為農(nóng)業(yè)公共投資的代理變量，驗證了農(nóng)業(yè)公共投資對于農(nóng)業(yè)技術(shù)效率具有促進(jìn)作用。黃金波和周先波（2010）利用1978年-2008年我國30個省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)，對改革開放以來糧食生產(chǎn)進(jìn)行了隨機前沿分析，并以此為基礎(chǔ)對糧食生產(chǎn)技術(shù)效率的影響因素進(jìn)行了實證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是影響糧食生產(chǎn)技術(shù)效率的關(guān)鍵因素之一。值得注意的是，財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的作用機理具有雙重性：一是財政農(nóng)業(yè)支出作為一種要素投入可以直接影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，二是財政農(nóng)業(yè)支出通過改變農(nóng)業(yè)技術(shù)效率而間接影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。已有研究往往局限于其中一個方面的分析，而且選取的財政農(nóng)業(yè)支出口徑過小，難以全面反映其對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的影響。因此，如何在同一個分析框架內(nèi)實現(xiàn)財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的全面分析有待進(jìn)一步探討。

二、理論分析、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來源

（一）財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的作用機理分析

由于財政農(nóng)業(yè)支出的用途復(fù)雜多樣，因此，其對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在作用機制也呈現(xiàn)多元化特征。前面指出，財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的作用機理具有雙重性。在第一種情形下，財政農(nóng)業(yè)支出可以通過多種渠道推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長：（1）由于部分財政農(nóng)業(yè)資金直接用于農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額的增加直接推動了農(nóng)業(yè)GDP增長；（2）部分財政農(nóng)業(yè)支出用于對農(nóng)戶和集體的生產(chǎn)補助，有助于降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，從而促進(jìn)農(nóng)民增收，同時農(nóng)民收入增加又可推動農(nóng)村居民消費增長，從而進(jìn)一步帶動GDP增長；（3）財政農(nóng)業(yè)支出提供的農(nóng)村公共產(chǎn)品和公共服務(wù)不僅有助于增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)量或減少農(nóng)業(yè)損失，而且還可通過吸納農(nóng)村富裕勞動力參與這些公共產(chǎn)品和服務(wù)的生產(chǎn)而促進(jìn)農(nóng)民增收，農(nóng)民收入的增加又可進(jìn)一步帶動農(nóng)村居民消費和GDP的增長。在第二種情形下，一方面，由于提供農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品是財政農(nóng)業(yè)支出的基本職能，這些公共產(chǎn)品（如農(nóng)田水利設(shè)施、病蟲害防治、農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)等）可以滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的公共需要，與其他農(nóng)業(yè)要素投入形成有效互補，而不同生產(chǎn)要素之間協(xié)同作用恰好有利于投入要素潛能的釋放，從而提高了既定數(shù)量投入要素的產(chǎn)出水平。另一方面，財政農(nóng)業(yè)支出增加不僅可以推動農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣體系的建立和健全，促使現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)技術(shù)能夠得到更廣泛的應(yīng)用，有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者更好地掌握現(xiàn)有技術(shù)的操作技巧，進(jìn)而提高利用現(xiàn)有技術(shù)的有效程度，而且有利于更充分地發(fā)揮財政資金的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，提高單位投入要素的產(chǎn)出水平。當(dāng)然，以上為定性推測，財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的具體效應(yīng)有待實證檢驗。

（二）模型設(shè)定

本文試圖運用超越對數(shù)函數(shù)的隨機前沿模型探討財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的雙重影響。隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)最初由Aigner，Lovell and Schmidt（1977）和 Meeusen and Van den Broeck（1977）分別提出，他們將“生產(chǎn)前沿”定義為“對于給定要素投入及其組合所能獲得的最大產(chǎn)出水平”。這種函數(shù)的最大優(yōu)點是通過估計生產(chǎn)函數(shù)對個體的生產(chǎn)過程進(jìn)行了描述，從而對技術(shù)效率的估計得到了控制，同時能較好地處理測度誤差。但隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的主要缺陷在于對模型的設(shè)定形式比較敏感。為了盡可能減小因模型設(shè)定偏誤對估計結(jié)果造成的不利影響，本文選取了超越對數(shù)函數(shù)的隨機前沿模型，原因在于超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型是一種易估計和包容性很強的變彈性生產(chǎn)函數(shù)模型，可以較好研究生產(chǎn)函數(shù)中投入的相互影響、各種投入技術(shù)進(jìn)步的差異及技術(shù)進(jìn)步隨時間而發(fā)生的變化。當(dāng)然，隨機前沿分析法具有不同的模型設(shè)定形式，結(jié)合研究需要，本文選取了Battese and Coelli（1995）的隨機前沿模型，模型形式可表達(dá)為：

其中，i=1，2，3，…，N；t=1，2，3，…，T，Yit代表第i個省區(qū)在t時期農(nóng)業(yè)GDP的對數(shù)，Xit代表第i個省區(qū)在t時期各種投入要素的對數(shù)，Vit代表第i個省區(qū)在t時期生產(chǎn)過程的隨機誤差，并假定Vit～iidN（0，σv2），Uit代表第 i個省區(qū)在 t時期的技術(shù)非效率，為獨立分布的非負(fù)隨機變量，在0處服從截斷正太分布 N（mit，σu2），mit=zitδ（其中，zit為影響各省區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的p×1階向量，δ為待估參數(shù)的1×p階向量，Vit獨立于Uit。復(fù)合誤差項的方差σ2=σu2+σv2，定義∈[0，1]，如果 γ=0，表明實際產(chǎn)出偏離前沿產(chǎn)出完全是由白噪聲引起的，技術(shù)無效率項為一個常數(shù)，此時可將Uit從模型中剔除，利用OLS即可得到一致估計，如果γ=1，表明實際產(chǎn)出偏離前沿產(chǎn)出完全是由技術(shù)無效率引起的，而和隨機誤差不相關(guān)。γ越趨近于1，說明誤差主要來源于技術(shù)非效率，采用隨機前沿模型就越合適。

隨機前沿模型的估計方法主要包括兩步回歸法和一步回歸法兩種。早期的實證研究多采用兩步回歸法，即首先估計出隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)，然后對分解出來的無效率項與外生解釋變量建立回歸方程重新估計。但兩步回歸法存在一定的計量問題，①首先，要假定解釋無效率項的外生變量和投入要素之間不存在相關(guān)性，否則會造成第一步估計結(jié)果的有偏，這樣估計出的有偏無效率項會導(dǎo)致第二步回歸的效率方程結(jié)果也是有偏的；其次，第二步回歸中用來解釋技術(shù)效率的外生變量在第一步回歸時，往往被假定與技術(shù)效率無關(guān)，因而這種對技術(shù)效率的兩步回歸法就存在著內(nèi)在的假設(shè)沖突，違背了無效率部分同分布的假定（周曉艷，韓朝華，2009）。由此不可能得出與一步估計法一樣有效的結(jié)果（Coelli，1996）。相比之下，一步回歸法可以直接得到生產(chǎn)函數(shù)和技術(shù)效率影響因素的參數(shù)估計結(jié)果，全面克服了兩步回歸方法的理論矛盾。Wang and Schmidt（2002）利用蒙特卡羅模擬方法證實了一步估計優(yōu)于兩步估計法。Wang（2002）放松了生產(chǎn)無效率項隨時間單調(diào)變化的假定，同時對生產(chǎn)無效率的均值和方差分別建立回歸方程，可以考察那些影響生產(chǎn)效率的經(jīng)濟(jì)變量的顯著性及其隱含的經(jīng)濟(jì)意義。

基于上述分析原理，本文設(shè)定了如下形式的超越對數(shù)函數(shù)的隨機前沿模型：

技術(shù)無效率方程為：

其中，i和t分別代表省份和時期，Yit代表第i省第t年的農(nóng)業(yè)GDP②農(nóng)業(yè)GDP是度量農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的一個比較綜合性的指標(biāo)，學(xué)界在研究農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率時通常選取這一指標(biāo)作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的代理變量。，Kit為農(nóng)業(yè)資本存量為勞動投入，fexpit為財政農(nóng)業(yè)支出，mit代表技術(shù)無效率項，其值越大意味著技術(shù)效率越低，east和middle均為地區(qū)虛擬變量：

t為時間變量，wit表示技術(shù)無效方程的隨機誤差項，服從在 -zitδ截尾的正態(tài)分布 N（0，σu2），這一假定與“Uit在 0 處服從截斷正態(tài)分布 N（mit，σu2）”是一致的。Battese and Coelli（1995）指出，只要非效率效應(yīng)是隨機的，技術(shù)無效率方程中的解釋變量可能會包括隨機前沿函數(shù)中的一些解釋變量，由于本文旨在分析財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的雙重影響，因此回歸方程（2）和（3）中均包含了 lnfexpit。

（三）數(shù)據(jù)來源及說明

本文關(guān)注的財政農(nóng)業(yè)支出主要包括支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出以及農(nóng)業(yè)科技三項費用。其中，支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出來源于相關(guān)年度《中國統(tǒng)計年鑒》，各省農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出和農(nóng)業(yè)科技三項費用來源于相關(guān)年度《地方財政統(tǒng)計資料匯編》。其余變量的原始數(shù)據(jù)來源如下：各省農(nóng)業(yè)GDP、農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)、各省農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資來源于相關(guān)年度《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》，各省農(nóng)村居民受教育年限來源于相關(guān)年度《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。各個變量數(shù)據(jù)所屬期間為1996年-2006年③自2007年起，我國政府收支科目分類進(jìn)行了大幅度調(diào)整，按照新的收支分類標(biāo)準(zhǔn)，農(nóng)業(yè)財政支出轉(zhuǎn)變?yōu)椤稗r(nóng)林水事務(wù)支出”，這一支出口徑與2006年及以前的農(nóng)業(yè)財政支出口徑不具有直接可比性，考慮到實證分析的嚴(yán)謹(jǐn)性，本文在對模型進(jìn)行估計時沒有考慮2007年及以后的數(shù)據(jù)。，涉及全國31個?。ㄊ校?。其中，由于重慶自1997年變?yōu)橹陛犑?，為保持?jǐn)?shù)據(jù)可比性，對重慶和四川的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了歸并處理。為了消除物價變動的影響，本文運用以1996年為基期的價格指數(shù)對相關(guān)變量進(jìn)行了調(diào)整，其中各省財政農(nóng)業(yè)支出利用農(nóng)村商品零售價格指數(shù)進(jìn)行了調(diào)整，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額利用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行了調(diào)整。各變量的描述性統(tǒng)計需要說明的是，農(nóng)業(yè)資本存量的測算采用了學(xué)界廣泛使用的永續(xù)盤存法，其基本公式為：

根據(jù)公式（4）估計各省農(nóng)業(yè)資本存量需要解決兩個關(guān)鍵問題：一是確定δ的數(shù)值，二是確定基期的農(nóng)業(yè)資本存量。對于δ的數(shù)值，本文采用了王小魯和樊綱（2000）的估計結(jié)果，將其確定為5%，對于基期的農(nóng)業(yè)資本存量測算，本文采用了與Hall and Jones（1999）類似的估計方法，即：

其中，δ即為選取的經(jīng)濟(jì)折舊率5%，gi為各省1996年-2006年實際農(nóng)業(yè)增加值的幾何平均增長速度。根據(jù)上述分析思路，結(jié)合各省每年農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額可以估算出各省相應(yīng)的農(nóng)業(yè)資本存量。

各個變量的數(shù)值特征如表1所示。

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三、估計結(jié)果

運用Frontier4.1軟件通過一步估計法①由于本文既要考慮農(nóng)業(yè)財政資金作為一種要素投入對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響，同時還要考察其對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響，也即財政農(nóng)業(yè)投入會同時出現(xiàn)在生產(chǎn)函數(shù)和技術(shù)無效率方程中，顯然會違背兩步估計法的基本假定，因此，必須采用一步回歸法才能解決這一問題。對前沿生產(chǎn)函數(shù)和技術(shù)無效率方程進(jìn)行聯(lián)合估計，估計結(jié)果見表2。

表2的回歸結(jié)果顯示，γ的值為0.816，并在統(tǒng)計上高度顯著，這表明模型確實存在復(fù)合誤差結(jié)構(gòu)，技術(shù)非效率因素占復(fù)合擾動項方差變動的比重達(dá)81.6%，采用隨機前沿模型比較合適。

從前沿生產(chǎn)函數(shù)的估計結(jié)果看，lnfexpit的系數(shù)為0.667，并且在統(tǒng)計上顯著，也即財政農(nóng)業(yè)支出增長1%會推動農(nóng)業(yè)GDP增長0.667%，表明財政農(nóng)業(yè)支出顯著推動了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，符合理論預(yù)期。在技術(shù)無效率方程中，由于因變量代表技術(shù)無效率，其值越大表示技術(shù)效率越低，如果某個解釋變量的符號為負(fù)，表明這一變量有利于提高技術(shù)效率。從表2不難看出，lnfexpit、east×lnfexpit以及 middle×lnfexpit的符號均顯著為負(fù)，并且east×lnfexpit系數(shù)的絕對值明顯大于 middle×lnfexpit，這表明：（1）財政農(nóng)業(yè)支出顯著增進(jìn)了農(nóng)業(yè)技術(shù)效率，這與理論預(yù)期吻合；（2）財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響存在區(qū)域性差異，其中東部地區(qū)的財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的促進(jìn)效應(yīng)最大，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最小。由于中國疆域廣闊，不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)社會環(huán)境存有較大差異，等量的財政農(nóng)業(yè)支出往往會獲得不同數(shù)量和質(zhì)量的農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品，農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品數(shù)量和質(zhì)量的差異進(jìn)一步導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的不同。與東部地區(qū)省份相比，我國中西部地區(qū)多數(shù)省份經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展相對落后，農(nóng)村市場化程度和信息化水平較低，生態(tài)環(huán)境比較脆弱，農(nóng)村居民人力資本水平偏低，地方政府在落實財政支農(nóng)政策以及農(nóng)業(yè)財政資金的分配、使用和管理方面問題更加突出，農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品（如農(nóng)田水利設(shè)施、防汛抗旱監(jiān)測預(yù)警系統(tǒng)、農(nóng)村飲水安全、農(nóng)業(yè)技術(shù)服務(wù)等）供給短缺，致使生產(chǎn)要素之間的協(xié)同效應(yīng)難以得到充分發(fā)揮，現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)技術(shù)難以得到更廣泛的推廣和應(yīng)用，所有這些都不利于提高現(xiàn)有技術(shù)的有效利用程度，這也就不難理解為什么中西部地區(qū)財政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的積極效應(yīng)明顯低于東部地區(qū)了。此外，t的系數(shù)顯著為負(fù)，說明農(nóng)業(yè)技術(shù)效率呈現(xiàn)出隨時間下降的趨勢，這與全炯振（2009）的估計結(jié)果一致。

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綜上所述，財政農(nóng)業(yè)支出不僅可以直接推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，而且還可以通過提升農(nóng)業(yè)技術(shù)效率間接推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，有利于實現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的集約式發(fā)展。因此，加大財政對農(nóng)業(yè)投入力度是加快農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的客觀要求。但長期以來，我國財政對農(nóng)業(yè)的投入力度不僅低于多數(shù)發(fā)達(dá)國家，而且低于許多發(fā)展中國家，與農(nóng)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的重要地位很不相稱。圖1顯示了1978年以來國家財政用于農(nóng)業(yè)支出份額以及農(nóng)業(yè)GDP份額的變動趨勢①在計算國家財政用于農(nóng)業(yè)支出的份額時，2006年及以前的農(nóng)業(yè)財政支出包括支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用和農(nóng)村救濟(jì)費，2007年及以后的農(nóng)業(yè)財政支出是指農(nóng)林水事務(wù)支出。，總體來看，國家財政用于農(nóng)業(yè)支出的份額明顯低于農(nóng)業(yè)GDP份額，前者歷年最高水平為13.6%，最低水平為6.84%，平均水平為9.02%，后者歷年最高水平為33.9%，最低水平為10.35%，平均水平為21.33%。這表明，即便相對于農(nóng)業(yè)對國家的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)而言，國家財政對農(nóng)業(yè)的投入力度明顯不足，況且農(nóng)業(yè)對國家的貢獻(xiàn)并不局限于經(jīng)濟(jì)層面。不僅如此，財政農(nóng)業(yè)支出的績效也亟待提升，近幾年國家審計署發(fā)布的財政支農(nóng)資金審計報告顯示，財政農(nóng)業(yè)支出結(jié)構(gòu)不合理、農(nóng)業(yè)財政資金流失浪費以及使用效率偏低等頑疾一直未能得到根治。因此，盡快打破財政農(nóng)業(yè)支出規(guī)模不足與績效偏低并存的格局是今后做好“三農(nóng)”工作的內(nèi)在要求。

四、結(jié)論性評述

農(nóng)業(yè)發(fā)展受制于多重因素，其中財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響不容忽視。本文基于超越對數(shù)函數(shù)的隨機前沿模型實證分析了財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的雙重影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，財政農(nóng)業(yè)支出一方面作為一種要素投入直接促進(jìn)了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，另一方面，它還通過提升農(nóng)業(yè)技術(shù)效率間接促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，不過，財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的促進(jìn)作用存在一定的區(qū)域性差異，呈現(xiàn)出“東部>中部>西部”的特點。這表明，適當(dāng)調(diào)整財政支出結(jié)構(gòu)，強化各級政府對農(nóng)業(yè)的投入是推動農(nóng)業(yè)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的重要動力。但在增加財政農(nóng)業(yè)支出規(guī)模的同時，應(yīng)進(jìn)一步提升財政農(nóng)業(yè)支出的績效，根據(jù)各地農(nóng)業(yè)發(fā)展的實際需要優(yōu)化財政農(nóng)業(yè)支出結(jié)構(gòu)，堅持農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品的數(shù)量和質(zhì)量并重，尤其是要健全農(nóng)業(yè)技術(shù)的研發(fā)體系與推廣體系，注重發(fā)揮財政農(nóng)業(yè)支出與其他農(nóng)業(yè)投入要素的協(xié)同效應(yīng)，推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的內(nèi)涵式增長，這對于廣大中西部地區(qū)而言顯得尤為迫切。

〔1〕 汪小勤，姜濤.基于農(nóng)業(yè)公共投資視角的中國農(nóng)業(yè)技術(shù)效率分析.中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2009（5）：79-86.

〔2〕 李普亮，賈衛(wèi)麗.中國財政對農(nóng)業(yè)投入績效研究綜述.經(jīng)濟(jì)縱橫，2009（4）：122-125.

〔3〕 宋春光.農(nóng)村金融支持對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率影響的實證研究.學(xué)術(shù)交流，2010，2：92-98.

〔4〕 鮑學(xué)東，鄭循剛.基于SFA的四川農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率分析.科技管理研究，2008，9：80-82.

〔5〕 周先波，黃金波.中國糧食生產(chǎn)的技術(shù)效率與全要素生產(chǎn)率增長：1978-2008，2010，9：40-52.

〔6〕王小魯，樊綱，等.《中國經(jīng)濟(jì)增長的可持續(xù)性——跨世紀(jì)的回顧與展望》，經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2000.

〔7〕 李普亮.財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)村居民消費：理論與實證分析.廣東商學(xué)院學(xué)報，2010，5：55-63.

〔8〕 全炯振.中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的實證分析：1978～2007年——基于隨機前沿分析（SFA）方法.中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2009，9：36-47.

〔9〕 李普亮，賈衛(wèi)麗，陳銳.中國財政農(nóng)業(yè)投入“悖論”探析，南方經(jīng)濟(jì)，2010，10：17-34.

〔10〕 COELLI，T.J..A Guide to Frontier Version 4.1：A Computer Program for Stochastic Frontier Production and Cost Function Estimation”CEPA working papers，No 7/96，Department of Econometrics，University of New England，Armidale，1994.

〔11〕WANG，HUNG-JEN.Nominal Data and the Production Smoothing Hypothesis，Economics Letters，2002，76（2）：245-250.