基于新农村建设的财政支农经济效应分析——以山西省为例

孟志兴，孟会生，王广斌

（1.山西农业大学经济贸易学院，山西太谷030801；2.山西农业大学资源环境学院，山西太谷030801）

社会主义新农村建设是我国解决“三农”问题、构建和谐社会的重要举措。新农村建设问题是关系党和人民事业发展的全局性和根本性问题。因此，我国政府必须为新农村建设提供强有力的财政支持，这是促进我国新农村建设发展的重要途径[1-4]。可以说，财政支农经济效益的高低直接关系到新农村建设的成败。同时农业作为基础产业和弱质产业，事关经济和社会的稳定。

当今，无论是发达国家还是发展中国家，都会或多或少地对本国农业采取支持和保护措施。国际上通常把公共财政支农支出政策作为支持和保护农业、保障农民收益的主要宏观调控手段。所谓财政支农也就是政府基于农业的特点，将财政资金用于农业领域，以扶持和促进农业的发展。财政支农支出对农业经济的发展具有增长效应，对于我国整个农业经济乃至整个国民经济的稳定发展具有很重要的意义。

近年来，我国众多学者对财政支农问题给予了广泛的关注，并分别对支农支出总量和结构对农业经济增长的影响进行了实证分析。其一，关于财政支农支出总量对经济增长影响的实证研究。魏朗[5]利用柯布-道格拉斯生产函数模型对我国1999—2003 年各省农业经济增长的有关数据进行实证分析，结果表明，地方财政支农支出对农业经济增长确实有利，大约30%的农业经济增长是缘于财政支农支出的推动。孙红霞[6]分析显示，财政支农支出对农业经济增长具有明显的拉动作用，政府的支农支出每增加1%，农业增加值平均增长约1.65%。杨林娟等[7]对甘肃省财政支农支出与农业GDP 增长关系进行实证研究表明，财政支农支出是该省农业GDP 增长的主要推动力。

其二，关于财政支农支出结构对农业经济增长影响的实证研究。李焕彰等[8]利用1986—2000 年的有关数据，应用生产函数法计算得出，财政用于农业基本建设支出、农业科技三项费用、支援农村生产支出和各项农业事业费对农业增加值的弹性分别为0.25，0.36 和-0.35。何振国[9]就财政支农支出结构变动对农业增加值及农业GDP 的影响进行了实证研究，并且给出了财政支农支出的优先次序。李琴等[10]利用C-D 生产函数和1996—2004 年的数据，估算出财政支援农业生产支出的弹性系数是0.15，农业各部门事业费的弹性系数是0.95，农业基本建设支出的弹性系数为0.14，农业科技三项费用的弹性系数为-0.16，其中，只有农业科技三项费用的弹性系数在统计上不显著。

总的看来，在这些研究中，着眼全国范围的比较多，而针对区域性的，尤其是经济欠发达地区的研究相对较少。鉴于此，本研究以山西省为例，从实证的角度分析财政支农支出对农业发展所带来的经济效应（包括增长效应和收入效应），试图为探索支持新农村建设的财政政策提供理论依据，以促进农民增收、农业增效和新农村建设的顺利进行。

1 山西省财政支农支出的收入效应分析

1.1 变量的选取

为研究山西省财政支农支出的收入效应，本研究以1980—2009 年作为分析期，以分析期内农民人均纯收入（Y）为被解释变量，说明财政支农的收入效应；分别选取对农民人均纯收入有影响的支援农村生产支出（X1）、农林水利气象等部门事业费（X2）、农业基本建设支出（X3）、农业科技三项费用（X4）、农村救济费（X5）5 个统计指标作为解释变量。

1.2 回归计量模型

为了更好地衡量山西省财政农业支出结构中各类支出对农民增收的影响方向以及影响程度，优化财政农业支出结构，本研究对原始序列数据采用自然对数形式建立多元线性回归模型。

根据上述多元线性回归模型（1），对Y 和Xj（j＝1，2，…，5）进行OLS 拟合，得到估计方程：

对回归模型（2）进行检验，计量检验结果列于表1。

表1 对农民收入影响的各项支出贡献率的最小二乘法估计

经过以上分析后对回归模型（2）进行修正，回归结果为：

修正后的回归模型（3）表明，调整后R2为0.963，说明回归直线对样本点数据的拟合程度很好。F 统计量值＝209.563＞F0.05（2，16）＝3.63，表明回归方程总体线性显著。各解释变量的t 统计量均大于临界值t0.05（19）＝2.093，说明每一个变量均存在显著性关系。DW 的值为2.097 大于du（查表得du＝2.023），模型不存在序列相关。计算结果显示，该回归方程具有很强的解释力，反映出支援农村生产支出（X1）和农林水利气象等部门事业费（X2）对农民人均纯收入（Y）影响较大，尤其是前者，即支援农村生产支出每增加1%，农民人均纯收入将增加1.704%；农林水利气象等部门事业费每增加1%，农民人均纯收入将增加0.195%。

2 山西省财政支农支出的增长效应分析

2.1 变量的选取

为研究山西省财政支农支出所产生的增长效应，本研究以1980—2009 年作为研究期，以研究期内农业GDP（Y）为被解释变量，说明财政支农的效益；分别选取对农业GDP 有影响的支援农村生产支出（X1）、农林水利气象等部门事业费（X2）、农业基本建设支出（X3）、农业科技三项费用（X4）、农村救济费（X5）5 个统计指标作为解释变量。

2.2 回归计量模型

为了更好地衡量山西省财政农业支出结构中各类支出对农业GDP 增长的影响方向以及影响程度，优化财政农业支出结构，本研究对原始序列数据采用自然对数形式建立多元线性回归模型。

根据多元线性回归模型对Y 和Xj（j＝1，2，…，5）进行OLS 拟合，得到估计方程：

对回归模型（4）进行检验，计量检验结果列于表2。

表2 对农业GDP影响的各项支出贡献率的最小二乘法估计

经过分析后对回归模型（4）进行修正，回归结果为：

修正后的回归模型（5）表明，拟合优度为0.936，说明回归直线对样本点数据的拟合程度很好。F 统计量值＝204.358＞F0.05（2，27）＝3.35，表明回归方程总体上线性显著。各解释变量的t 统计量均大于临界值t0.05（29）＝1.669，说明每一个变量均存在显著性关系。DW 的值为1.945，大于du（查表得du＝1.74），模型不存在序列相关。计算结果显示，该回归方程具有很强的解释力，反映出支援农村生产支出（X1）和农林水利气象等部门事业费（X2）对农业GDP（Y）的影响较大，尤其是前者，即支援农村生产支出每增加1%，农业GDP 将增加0.922%；农林水利气象等部门事业费每增加1%，农业GDP 将增加0.176%。

3 研究结论和政策建议

3.1 主要研究结论

模型（3）和（5）的回归结果说明，支援农村生产支出对农民纯收入增加的带动作用显著，成为山西农民收入及农业GDP 增加的有利因素。支援农村生产支出的经济效应之所以十分显著，缘于该项支出是通过转移支付来补贴农民个体，这不仅可以降低农民的生产成本，而且调动了农民生产的积极性，农业产出得到增加，最终达到了农民收入有效增加的目的。

农林水利气象等部门事业费作为农业事业单位人员机构经费和农业事业专项经费，从理论上来讲，其费用的增加会阻碍农民收入的提高与农业GDP 的增长，但通过以上回归分析可以发现，农林水利气象等部门事业费的增加反而对农民增收和农业经济增长具有显著的正效应。这主要是由于事业费能够支撑农业事业单位的运转，并通过农业事业单位提供的各项服务，扩大农户生产及交易的规模，降低农户生产成本和交易成本，增加农业产出，所以，对农民增收、农业增效具有显著的正效应。

农业基本建设支出和农业科技三项费用投入虽然未能成为农民增收的解释变量，但这并不意味着它们对农民收入增加毫无影响。因为农业基本设施建设可以有效地降低自然环境，尤其是极端天气给农业生产带来的风险和不确定性，改进投入与产出的质量，降低农户的生产成本，增加农业产出，进而实现增收。农业科技三项费用对促进农民增收与农业经济发展看起来并没有起到良好的促进效果。笔者认为，其原因在于2方面：其一，从投入科研经费到进行农业科学研究，再到科研成果转化为现实生产力，是一个投入大、周期长的过程，因此，其经济效应难以在短期内显现出来，甚至是负效益；其二，山西农业科技三项费用投入数额较小，使其作用的发挥受到一定限制。

3.2 政策建议

3.2.1 扩大财政支农支出规模 由于财政支农支出的经济效应显著，因此，建议进一步加大财政支农投入，通过扩大财政支农投入促进农民增收与农业经济的发展。同时建立和完善财政支农稳定增长机制，尤其要严格按照《农业法》的要求实现山西地方财政每年对农业总投入的增长幅度高于地方财政经常性收入的增长幅度[11]；构建新农村建设财政投入长效机制，确保财政支农投入及其收入效应和增长效应的长效化、稳定化和持久化。

3.2.2 积极调整和优化财政支农支出结构 在财政支出总量有限的条件下，大幅度增加国家对农业和农村基础设施建设投资[12]，尤其是直接关乎农业生产的支援农村生产支出和农业基础建设投资，削减农林水利气象部门事业费支出（特别是人员机构经费），这应成为今后调整财政农业投入结构的方向和目标。与此同时，增加对农业科研的投入，建立以政府为主导、社会力量参与的多元化农业科研投入体系，逐步形成稳定的投入增长机制[13]；积极完善农业科研和技术推广体系，加速科研成果转化。事实上，随着经济的不断发展，土地、资本等生产要素在技术一定条件下的边际收益率呈现出下降的趋势；农业生产率的提高、农民收入的增长和农业GDP 的不断提高会更多地依赖农业技术的进步[14]。由于农业科技三项费用对农业经济增长影响的滞后性，使得保持财政支农政策的相对稳定性显得尤为重要。

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