姜濤

摘要：運(yùn)用參數(shù)法中的隨機(jī)前沿分析法，結(jié)合我國1995—2011年的省級面板數(shù)據(jù)，選取地方財(cái)政“一般預(yù)算支出”中的“農(nóng)林水事務(wù)”支出作為代理變量，分析地方財(cái)政支農(nóng)投入對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響，發(fā)現(xiàn)地方財(cái)政支農(nóng)投入對于農(nóng)業(yè)技術(shù)效率以及農(nóng)業(yè)產(chǎn)出具有顯著的積極作用，財(cái)政支農(nóng)投入差異是我國各省市農(nóng)業(yè)技術(shù)效率差異的重要根源之一。但鑒于目前我國在中央與地方的財(cái)政分配上嚴(yán)重傾向于中央財(cái)政，不少省市的地方財(cái)政收入很有限，財(cái)政支農(nóng)投入的數(shù)量、結(jié)構(gòu)、區(qū)域分布等方面都亟待調(diào)整和完善。

關(guān)鍵詞：地方財(cái)政支農(nóng)投入；農(nóng)業(yè)技術(shù)效率；農(nóng)村公共投資；隨機(jī)前沿分析

中圖分類號：F812 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-3890（2013）09-0030-06

一、引言

農(nóng)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中具有基礎(chǔ)性地位，這能夠從社會(huì)分工的演進(jìn)過程、工業(yè)化的實(shí)現(xiàn)過程，以及國民經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)發(fā)展等方面得到體現(xiàn)。改革開放三十多年來，我國農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展成就舉世矚目。以農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值為例，1978—1984年的年增長率為7.1%，1985—1995年為4%，1996—2000年為3.4%；黨的“十六大”以來，從2004年到2012年的中央九個(gè) “一號文件”對強(qiáng)化農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)、推動(dòng)農(nóng)村發(fā)展、富裕農(nóng)民生活發(fā)揮了關(guān)鍵性作用，2001—2011年農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的增速，達(dá)到了令人瞠目的9.6%。

對于我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的巨大變化，學(xué)術(shù)界給予高度關(guān)注，從不同角度分析背后的原因，并提出了不同的解釋。一些學(xué)者從制度變遷的視角探尋原因，通過大量實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，除去農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格改革、農(nóng)業(yè)要素投入增多等因素外，制度因素對于我國農(nóng)業(yè)發(fā)展成就具有突出貢獻(xiàn)。比如，McMillan et al.研究發(fā)現(xiàn)，在我國1978—1984年的農(nóng)業(yè)增長中，八成來自于制度變化，只有少部分是農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格改革的原因[1]。林毅夫在其經(jīng)典文獻(xiàn)中，創(chuàng)造性地將“參加家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的農(nóng)戶比例”作為制度變量，發(fā)現(xiàn)我國同期農(nóng)業(yè)增長來源中的制度與政策變化所占比例高達(dá)94%[2]。但是“制度變遷決定論”也受到了不少學(xué)者的質(zhì)疑和挑戰(zhàn)。比如，F(xiàn)an & Pardey估計(jì)了加入農(nóng)業(yè)科研變量的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)模型，結(jié)果表明農(nóng)業(yè)科研投資顯著提高了我國的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率；換言之，如果不考慮農(nóng)業(yè)科研、農(nóng)村道路等公共投資變量，那么對于農(nóng)業(yè)增長源泉的分析就顯得偏頗，很可能會(huì)過高估計(jì)制度的貢獻(xiàn)[3]。基于此考慮，Huang et al.在供給方程的框架內(nèi)研究我國糧食增長的源泉并發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)科研投資在1978—1984年對我國水稻和經(jīng)濟(jì)作物產(chǎn)量增長的貢獻(xiàn)率分別是3%和18%；在1984—1992年，前者上升到11%，后者則降至11%[4]。彭代彥則通過分析化肥、農(nóng)藥、種子等現(xiàn)代農(nóng)業(yè)投入的角度，研究傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)投入對于農(nóng)業(yè)增長的作用并發(fā)現(xiàn)，對于農(nóng)村道路、農(nóng)村衛(wèi)生方面的投資減少了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出，促進(jìn)了農(nóng)民增收，而對于農(nóng)業(yè)科研、農(nóng)技推廣等方面投資則增加了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出，抑制了農(nóng)民增收，可能原因之一是我國農(nóng)技推廣服務(wù)的收費(fèi)過高[5]。

受多種因素影響，目前我國農(nóng)業(yè)用工成本、農(nóng)資成本等均呈現(xiàn)不斷上升趨勢[6]，所以盡管農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲，但從事農(nóng)業(yè)的收益增長并不明顯。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的高成本對農(nóng)業(yè)發(fā)展形成明顯抑制，所以通過何種途徑減小成本上漲對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所帶來的沖擊，成為學(xué)界和政府關(guān)注的共同焦點(diǎn)。Teruel & Kuroda利用1974—2000年的菲律賓農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)研究表明，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)與化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、種子等生產(chǎn)資料的“替代品”，而且政府與私人在農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入上的“互補(bǔ)關(guān)系”高度顯著。換言之，政府增加對于農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的投資能夠降低農(nóng)業(yè)成本，提高農(nóng)業(yè)收益，促進(jìn)農(nóng)民增收[7]。學(xué)者們的研究已充分證明，制度因素對農(nóng)業(yè)增長有重要作用，然而制度變遷有間歇期，在制度相對比較穩(wěn)定的時(shí)期，各種農(nóng)業(yè)要素投入就顯得更加重要，這既包括農(nóng)用耕地、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)藥、化肥、種子等常規(guī)性投入，還包括政府對于農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的公共投資。

關(guān)于政府公共投資與農(nóng)業(yè)發(fā)展之間關(guān)系的國內(nèi)外研究很多，例如朱晶[8]、尹文靜[9]等。這些研究要么是研究農(nóng)業(yè)公共投資或財(cái)政支農(nóng)投入對糧食安全、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的作用，要么是分析財(cái)政支農(nóng)投入對于農(nóng)民生產(chǎn)投資的效應(yīng)，然而缺乏對于財(cái)政支農(nóng)投入影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出路徑的分析。究竟財(cái)政支農(nóng)投入是通過提升農(nóng)業(yè)技術(shù)效率實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加，抑或是通過純粹的資本投入實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加，這正是本文力圖解決的問題。顯然，農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響因素有很多，包括農(nóng)業(yè)外商直接投資、農(nóng)業(yè)公共投資、農(nóng)民集體與農(nóng)民投資等。由于資本的逐利特性以及農(nóng)業(yè)的自然特征，農(nóng)業(yè)外資的數(shù)量還相當(dāng)有限，且波動(dòng)劇烈；受到“黃宗羲定律”的長期影響，農(nóng)民集體與農(nóng)民投資農(nóng)業(yè)的信心尚在恢復(fù)，因此投資積極性也未能充分調(diào)動(dòng)。因此，政府是農(nóng)業(yè)投資最重要的主體，而財(cái)政支農(nóng)投入可以視為農(nóng)業(yè)公共投資的代理變量。財(cái)政管理體制對于財(cái)政支農(nóng)投入在中央和地方之間的支出結(jié)構(gòu)有重要影響。根據(jù)《國務(wù)院關(guān)于實(shí)行分稅制財(cái)政管理體制的決定》（國發(fā)[1993]第85號），從1994年1月1日起實(shí)行分稅制財(cái)政管理體制?！胺侄愔啤备母锍跗?，中央和地方財(cái)政支出中的地方財(cái)政支出占比有一定的起伏波動(dòng)；但新世紀(jì)以來該比例一直穩(wěn)步上升，由2000年的65.3%逐步提高到2011年的84.9%，如圖1所示。換言之，我國財(cái)政支出的八成以上是以地方政府為主體。因此，本文以農(nóng)業(yè)技術(shù)效率為切入點(diǎn)進(jìn)行隨機(jī)前沿分析，考察分稅制改革后的1995—2011年，地方財(cái)政支農(nóng)投入對于農(nóng)業(yè)技術(shù)效率以及農(nóng)業(yè)發(fā)展的作用，為政府的支農(nóng)政策提供依據(jù)。

二、理論框架與經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定

進(jìn)行隨機(jī)前沿分析，首先要弄清技術(shù)效率的含義、原理以及測度方法，然后在此基礎(chǔ)上設(shè)定經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ汀?/p>

（一）理論框架與模型

對于農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的定義，學(xué)術(shù)界基本形成共識。一般來說，農(nóng)業(yè)技術(shù)效率指農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的實(shí)際值與潛在值之比。假如農(nóng)業(yè)實(shí)際產(chǎn)出等于農(nóng)業(yè)潛在產(chǎn)出，就稱作農(nóng)業(yè)技術(shù)“完全有效率”；反之，假如農(nóng)業(yè)實(shí)際產(chǎn)出小于農(nóng)業(yè)潛在產(chǎn)出，即為農(nóng)業(yè)技術(shù)“欠效率”。隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的一般表達(dá)式為：

在方程（1）中，Yit是指i地區(qū)在t期的產(chǎn)出水平；Xit是k×1階的投入向量，指i地區(qū)在t 期的各類要素投入量；？茁是待估參數(shù)向量，f（·）是代表最優(yōu)生產(chǎn)技術(shù)的前沿生產(chǎn)函數(shù)；exp（-uit）是技術(shù)效率，因?yàn)楸M管隨機(jī)效應(yīng)與技術(shù)效率都是不可觀測的，但前者僅僅是一個(gè)白噪聲，故經(jīng)多次觀測，i地區(qū)在t期的技術(shù)效率即為產(chǎn)出期望與隨機(jī)前沿期望之比：TEit==exp（-uit）。誤差項(xiàng)分布滿足三個(gè)條件：首先，？淄it是獨(dú)立同分布的隨機(jī)統(tǒng)計(jì)噪聲，服從分布N（0，？滓2？淄）；其次，uit是“技術(shù)欠效率”，服從在零點(diǎn)截尾的正態(tài)分布N，其中，Zit是影響技術(shù)效率的p×1階向量，？啄是待估參數(shù)的1×p階向量；最后，？淄it與uit相互獨(dú)立，而且獨(dú)立于Xit。顯然，該回歸方程的誤差項(xiàng)不滿足最小二乘法的古典假定條件，故不能使用OLS方法對參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。通常的做法是參數(shù)重組，利用？酌=？滓2u/（？滓2？淄+？滓2u））替代？滓2？淄與？滓2u，所以0？燮？酌？燮1，通過對？酌估計(jì)值的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)?zāi)軌蚩闯龈鞯貐^(qū)的“技術(shù)欠效率”效應(yīng)是否顯著（若原假設(shè)？酌=0被接受，表明生產(chǎn)點(diǎn)都在生產(chǎn)前沿曲線上，不存在“技術(shù)欠效率”，因此可用OLS法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)）?！凹夹g(shù)欠效率”效應(yīng)uit的一般表達(dá)式為：

uit=Zit？啄+wit（2）

在方程（2）中，wit服從在-Zit？啄截尾的正態(tài)分布N（0，？滓2u），這與“uit服從在零點(diǎn)截尾的正態(tài)分布N（Zit？啄，？滓2u）”相一致。對于理論模型的具體設(shè)定形式，學(xué)術(shù)界根據(jù)不同的研究目的提出了各種具體模型，用于估計(jì)“技術(shù)欠效率”效應(yīng)。其中，最典型的是Battese & Coelli在1992年、1995年[10]分別提出的兩個(gè)模型，后者主要用于面板數(shù)據(jù)的估計(jì)，因此我們將運(yùn)用此模型進(jìn)行估計(jì)。

（二）數(shù)據(jù)來源與經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最根本的特征是自然再生產(chǎn)過程與經(jīng)濟(jì)再生產(chǎn)過程的有機(jī)融合?；谵r(nóng)業(yè)生產(chǎn)的這一特性，在農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響因素中，除了地方財(cái)政支農(nóng)投入之外，明顯還包括地理因素以及農(nóng)業(yè)資源稟賦。根據(jù)我國的現(xiàn)行行政區(qū)劃、農(nóng)業(yè)地理區(qū)位和生態(tài)特性，參考樊勝根等[11]的分析思路，將我國從事農(nóng)業(yè)地區(qū)劃分為東北區(qū)、華北區(qū)、西北區(qū)、黃土區(qū)、華中區(qū)、東南區(qū)、西南區(qū)和華南區(qū)等八個(gè)區(qū)域，然后結(jié)合1995—2011年的面板數(shù)據(jù)分析地方財(cái)政支農(nóng)投入對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響。按照自然特征劃分的農(nóng)業(yè)分區(qū)如表1所示。經(jīng)驗(yàn)研究所用數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒（1996—2012）》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒（1996—2012）》。

結(jié)合上節(jié)提出的模型設(shè)定，并選取勞動(dòng)、耕地、化肥、機(jī)械作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的自變量，對方程（1）進(jìn)行對數(shù)化處理得到我國農(nóng)業(yè)的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型為：

LnYit=？茁0+？茁1LnLDit+？茁2LnGDit+？茁3LnHFit+？茁4LnJXit+？茁5Tit+？淄it-uit（3）

根據(jù)政府在經(jīng)濟(jì)和社會(huì)活動(dòng)中的職權(quán)不同，財(cái)政支出可劃分為中央財(cái)政支出和地方財(cái)政支出。本文研究的目標(biāo)是地方財(cái)政支農(nóng)投入，而財(cái)政支出的“農(nóng)林水事務(wù)”類科目具體包括農(nóng)林牧漁業(yè)、水利、南水北調(diào)、扶貧、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)、其他農(nóng)林水事務(wù)等支出，基本涵蓋了地方財(cái)政支農(nóng)投入?；谏鲜隹紤]，我們選取地方財(cái)政“一般預(yù)算支出”中的“農(nóng)林水事務(wù)”支出，作為代理變量。因此，由方程（2）得到技術(shù)欠效率效應(yīng)為：

uit=？啄0+？啄1NLSit+？啄2Tit+Wit（4）

在方程（3）、（4）中，下標(biāo)“i”代表面板數(shù)據(jù)的截面單位屬性，包括表1中的8個(gè)地區(qū)；下標(biāo)“t”代表從1995年到2011年共17年間的時(shí)間序列；Tit代表時(shí)間趨勢。這8個(gè)截面單位在17年間的時(shí)間序列數(shù)據(jù)組成了本模型的136個(gè)樣本點(diǎn)。對于各變量的定義，如表2所示。

在生產(chǎn)函數(shù)方程（3）中，？茁1、？茁2、？茁3和？茁4分別表示勞動(dòng)、耕地、化肥和機(jī)械的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出彈性。在技術(shù)欠效率方程（4）中，根據(jù)前述證明結(jié)果，exp（-uit）代表技術(shù)效率，因而uit即“技術(shù)欠效率”效應(yīng)。？啄1表示地方財(cái)政支農(nóng)投入對于“技術(shù)欠效率效應(yīng)”的影響。假如估計(jì)參數(shù)為正，說明增加地方財(cái)政支農(nóng)投入，會(huì)引致“技術(shù)欠效率效應(yīng)”增大，即技術(shù)效率降低；假如估計(jì)參數(shù)為負(fù)，說明增加地方財(cái)政支農(nóng)投入，會(huì)引致“技術(shù)欠效率效應(yīng)”減小，即技術(shù)效率提高。

三、經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ偷墓烙?jì)結(jié)果

基于上述模型設(shè)定，結(jié)合東北區(qū)、華北區(qū)、西北區(qū)、黃土區(qū)、華中區(qū)、東南區(qū)、西南區(qū)、華南區(qū)等八個(gè)區(qū)域在1995—2011年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，就能夠得到兩個(gè)方程的參數(shù)估計(jì)值，并為進(jìn)一步分析提供重要參考。

（一）對于模型參數(shù)的估計(jì)

利用FRONTIER軟件，對生產(chǎn)函數(shù)方程（3）、技術(shù)欠效率方程（4）與136個(gè)樣本點(diǎn)的數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，能夠得到模型參數(shù)的極大似然估計(jì)值，具體估計(jì)結(jié)果見表3。

1. 對隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)參數(shù)估計(jì)值的說明。在隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)方程的估計(jì)結(jié)果中，耕地的估計(jì)在10%水平上顯著，勞動(dòng)的估計(jì)系數(shù)在5%水平上顯著，截距項(xiàng)、化肥、機(jī)械、時(shí)間趨勢的估計(jì)系數(shù)都在1%水平上顯著，然而各估計(jì)值的符號與傳統(tǒng)研究結(jié)果相異，值得關(guān)注。

第一，勞動(dòng)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出彈性為負(fù)，這與“勞動(dòng)是財(cái)富之父”的傳統(tǒng)理論相悖。究其原因，很可能是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的相對“過?！薄ｋm然我國城鎮(zhèn)化率在2011年達(dá)到51.27%，即農(nóng)村人口首次低于城市人口，但農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城市、向二三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的潛力仍然很大，而且務(wù)農(nóng)人員減少會(huì)進(jìn)一步引致土地的適度集中和規(guī)模經(jīng)營，提升農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率。

第二，耕地的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出彈性為負(fù)，這也不同于“土地是財(cái)富之母”的古典理論。顯然，這一估計(jì)結(jié)果不是說明耕地對農(nóng)業(yè)的負(fù)向作用，而主要是本文研究期內(nèi)的耕地銳減，如圖2所示。從1995年到2011年，我國耕地面積從19.56億畝急劇減少到18.3億畝。但同時(shí)期我國農(nóng)業(yè)增長的源泉，更多是依靠政府加大對農(nóng)村公共品的投資、農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的提升、農(nóng)業(yè)經(jīng)營形式的制度變遷等，這些因素在一定程度上抵消了耕地減少對糧食產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)發(fā)展的消極影響。必須指明的是，農(nóng)用耕地面積若進(jìn)一步減少甚至跌破“18億畝紅線”，農(nóng)業(yè)的發(fā)展很難持續(xù)。

第三，化肥與機(jī)械的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出彈性為正，且高度顯著。化肥施用量與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出同向變動(dòng)，表明提升了土壤肥沃程度，但展望未來，要更加科學(xué)、更加均衡地施肥，例如大力推廣測土配方施肥，避免過度施肥對農(nóng)業(yè)效益和生態(tài)的危害。農(nóng)用機(jī)械代替人力能夠產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)、大幅提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，還能減輕務(wù)農(nóng)人員的勞動(dòng)強(qiáng)度，促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)民增收。

第四，時(shí)間趨勢的估計(jì)系數(shù)為正，表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)出隨著時(shí)間的推移而遞增。

2. 對“技術(shù)欠效率”效應(yīng)函數(shù)參數(shù)估計(jì)值的說明。在“技術(shù)欠效率”效應(yīng)函數(shù)方程的估計(jì)結(jié)果中，截距項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)不顯著，地方財(cái)政支農(nóng)投入、時(shí)間趨勢的估計(jì)系數(shù)都在1%水平上顯著。

第一，似然比檢驗(yàn)（LR Test）拒絕了uit=0即不存在技術(shù)效率（誤差項(xiàng)包括隨機(jī)效應(yīng)與技術(shù)效率，uit=0則表明只有隨機(jī)效應(yīng)，沒有技術(shù)效率）的原假設(shè)，說明技術(shù)效率對于1995—2011年我國農(nóng)業(yè)增長的作用明顯；方差比？酌的估計(jì)系數(shù)為0.83，高度顯著且接近等于1，說明觀察期內(nèi)的農(nóng)業(yè)“技術(shù)欠效率”效應(yīng)顯著存在，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中還有效率提升空間。技術(shù)效率是農(nóng)業(yè)發(fā)展差異的重要原因之一，多數(shù)地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平都低于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)所決定的生產(chǎn)前沿。

第二，作為本文考察的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的決定性因素，地方財(cái)政支農(nóng)投入的估計(jì)參數(shù)為負(fù)，表明農(nóng)業(yè)“技術(shù)欠效率”與“地方政府財(cái)政支農(nóng)投入”反向變動(dòng)。換言之，地方政府增加對農(nóng)業(yè)的公共投資（例如對農(nóng)田水利、農(nóng)村道路、農(nóng)業(yè)科技推廣等方面的投資），能改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，“技術(shù)欠效率”效應(yīng)能夠得到緩解，即農(nóng)業(yè)技術(shù)效率提升。

第三，時(shí)間趨勢的估計(jì)系數(shù)為正，表明“技術(shù)欠效率”隨著時(shí)間的推移而遞增，即技術(shù)效率不會(huì)自動(dòng)提升。

（二）對于農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的估計(jì)

根據(jù)方程（3）和方程（4），運(yùn)用FRONTIER計(jì)量軟件得到1995—2011年我國八大區(qū)域的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率估計(jì)值，詳細(xì)數(shù)據(jù)如表4所示。

根據(jù)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的估計(jì)值，可以分析得到下述結(jié)論：

1. 從全國來看，農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的均值先下降、后提高。1994—2003年的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率從0.60逐步減少到0.48，從2004年開始穩(wěn)步上漲，截至2011年達(dá)到0.71。關(guān)鍵的是時(shí)間節(jié)點(diǎn)在2004年，可能的解釋是農(nóng)村經(jīng)營體制變革效應(yīng)的衰減和農(nóng)業(yè)稅負(fù)的加重降低了農(nóng)業(yè)技術(shù)效率，而中央在2004—2012年連發(fā)九個(gè)“一號文件”支持農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展，真正將解決好農(nóng)民、農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展問題作為經(jīng)濟(jì)工作的重中之重，放在更加突出的位置。中央和地方的財(cái)政支農(nóng)投入連年增加，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施狀況大大改觀，隨著2006年農(nóng)業(yè)稅的全面取消，農(nóng)業(yè)發(fā)展活力被再次激發(fā)，農(nóng)業(yè)技術(shù)效率也明顯提升。

2. 東北區(qū)、華中區(qū)、東南區(qū)、西南區(qū)、華南區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率高于全國均值，但財(cái)政支農(nóng)投入要區(qū)別對待。東北區(qū)與華中區(qū)的土壤條件較好，屬于農(nóng)業(yè)發(fā)展的重點(diǎn)區(qū)域，華中區(qū)雖然降水總量豐富，但結(jié)構(gòu)性缺水比較突出（例如2011—2012年的鄂北不少縣市出現(xiàn)嚴(yán)重缺水），而東北區(qū)降水量一般，因此要加強(qiáng)對農(nóng)田水利方面的支農(nóng)投入；東南區(qū)與華南區(qū)的降水量都很豐富，再加上這些省份的經(jīng)濟(jì)條件在全國領(lǐng)先，地方政府財(cái)力比較殷實(shí)，因此支農(nóng)投入較大，農(nóng)業(yè)技術(shù)效率較高也在情理之中，但仍然要加大對農(nóng)村社會(huì)保障的投入，促進(jìn)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化；西南區(qū)作為勞務(wù)輸出的重要區(qū)域之一，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移能夠提升農(nóng)業(yè)技術(shù)效率，但就農(nóng)業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展而言，對于農(nóng)村道路、農(nóng)田水利、農(nóng)村電力等方面的支農(nóng)投入必須加強(qiáng)。

3. 華北區(qū)、西北區(qū)、黃土區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率低于全國均值。華中區(qū)除了京津之外，河北、河南、山東、山西等省都屬于較缺水的農(nóng)業(yè)大省，不僅要加快推進(jìn)城鎮(zhèn)化以轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，還要加大對農(nóng)田水利等方面的支農(nóng)投入；西北區(qū)與黃土區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率水平低、增速慢，主要是地理和自然環(huán)境惡劣、土質(zhì)差、缺水嚴(yán)重，盡管西部大開發(fā)實(shí)施以來，這些地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率已明顯提升，但與全國平均水平相比仍有較大差距，而這些地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后，地方政府財(cái)力有限，在支農(nóng)投入上也顯得“力不從心”，因此要加大支農(nóng)投入不能“一刀切”地以地方財(cái)政為主力，要增加中央財(cái)政對于經(jīng)濟(jì)相對落后地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，提升農(nóng)業(yè)技術(shù)效率。

四、結(jié)論與建議

農(nóng)業(yè)是安天下、穩(wěn)民心的戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)。我國已進(jìn)入工業(yè)化中后期階段，“工業(yè)支持農(nóng)業(yè)、城市反哺農(nóng)村”和“三化同步”已經(jīng)成為從中央到地方制訂農(nóng)業(yè)農(nóng)村政策的前提和基礎(chǔ)，新世紀(jì)以來逐年遞增的地方財(cái)政支農(nóng)投入就是有力的例證。農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的影響因素很多，包括耕地?cái)?shù)量質(zhì)量、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力素質(zhì)、降水量等資源稟賦和自然條件。近20年來，由于農(nóng)村經(jīng)營體制改革、農(nóng)業(yè)科技推廣深入等利好的作用，我國耕地面積銳減和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)的大量轉(zhuǎn)移沒有嚴(yán)重降低農(nóng)業(yè)技術(shù)效率。然而，從長期來看，農(nóng)業(yè)畝產(chǎn)的提升難度越來越大，因此農(nóng)用耕地的紅線必須保衛(wèi)，“新型農(nóng)民”的培養(yǎng)也迫在眉睫。

財(cái)政支農(nóng)投入，尤其是針對農(nóng)田水利灌溉、農(nóng)村道路電力等基礎(chǔ)設(shè)施的投入，能夠最大程度地抵消資源稟賦與自然條件對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的反面作用，提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，促進(jìn)農(nóng)民增收。進(jìn)入新世紀(jì)以來，國家財(cái)政支出總額中的地方財(cái)政支出占比從2000年的65.3%增加到2011年的84.9%，提升近20個(gè)百分點(diǎn)，換言之，地方財(cái)政支農(nóng)投入成為農(nóng)業(yè)公共投資的絕對主力。通過對1995—2011年我國省級面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)前沿分析，我們也已經(jīng)證明，地方財(cái)政支農(nóng)投入尤其是生產(chǎn)性投入，對于農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的提升作用顯著。但需要認(rèn)識到的是，鑒于目前我國在中央與地方的財(cái)政分配上嚴(yán)重傾向于中央財(cái)政，不少省市的地方財(cái)政收入很有限，甚至是“吃飯財(cái)政”，因此，財(cái)政支農(nóng)投入的數(shù)量、結(jié)構(gòu)、區(qū)域分布等方面都亟待調(diào)整和完善。在支農(nóng)投入數(shù)量上，要持續(xù)加大財(cái)政用于“三農(nóng)”的支出，持續(xù)加大國家固定資產(chǎn)投資對農(nóng)業(yè)農(nóng)村的投入，持續(xù)加大農(nóng)業(yè)科技投入，確保增量和比例均有提高。在支農(nóng)投入結(jié)構(gòu)上，盡管地方政府支農(nóng)投入能提升農(nóng)業(yè)技術(shù)效率。但必須加快調(diào)整中央和地方財(cái)政關(guān)系，在保證地方財(cái)政支農(nóng)投入的同時(shí)，也要加大中央財(cái)政對于農(nóng)林水事務(wù)的投入。在支農(nóng)投入的區(qū)域分布上，既要保證對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件相對優(yōu)越地區(qū)的財(cái)政支農(nóng)投入，更需要加大對華北區(qū)、西北區(qū)、黃土區(qū)等自然條件較惡劣地區(qū)的財(cái)政支農(nóng)投入，通過對水利、道路等基礎(chǔ)設(shè)施的公共投入，提升農(nóng)業(yè)技術(shù)效率。此外，在財(cái)政支農(nóng)投入的導(dǎo)向上，要努力建立以農(nóng)民增收為導(dǎo)向的財(cái)政支農(nóng)政策框架體系，實(shí)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)投入更加直接、有效、同步于農(nóng)民收入增長，加快“四化同步”進(jìn)程。

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責(zé)任編輯、校對：高鐘庭