地方政府財(cái)政農(nóng)業(yè)支出效率評(píng)價(jià)與影響因素分析

涂 斌

0 引言

由于農(nóng)業(yè)特有的弱質(zhì)性行業(yè)特征及其在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中所處的基礎(chǔ)性地位,政府在客觀上必須對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展提供財(cái)政支持，目前無(wú)論是發(fā)達(dá)國(guó)家還是發(fā)展中國(guó)家，農(nóng)業(yè)一直都受到政府的干預(yù)和扶持。近年來(lái)隨著我國(guó)對(duì)“三農(nóng)”政策支持力度的加大，財(cái)政農(nóng)業(yè)支出迅速增長(zhǎng)，財(cái)政農(nóng)業(yè)支出資金使用效率問(wèn)題已成為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究的熱點(diǎn)。與以往研究不同，本文嘗試探索性的改進(jìn):首先,通過(guò)核算1995～2010年各省份地方政府農(nóng)業(yè)支出效率,綜合考慮了效率在橫截面上的差異以及在時(shí)間序列上的動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì);其次,在政府農(nóng)業(yè)支出效率核算過(guò)程中采納了更為直接和明確的投入與產(chǎn)出變量,從而減少了效率核算中的噪音。此外不同于已有文獻(xiàn)的因素分析，本文把政策變量和財(cái)政分權(quán)也作為分析影響效率的因素。

1 研究方法

1.1 DEA方法

由美國(guó)運(yùn)籌學(xué)家Charnes、Coopor和Rhodes于1978年提出的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法（DEA）主要是在保持決策單元（DMU）的輸入不變的情況下，通過(guò)數(shù)學(xué)規(guī)劃和統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)確定相對(duì)有效的生產(chǎn)前沿面，把各個(gè)決策單元投影到DEA的生產(chǎn)前沿面上，并比較決策單元偏離DEA前沿面的程度來(lái)評(píng)價(jià)它們的相對(duì)有效性。DEA方法是基于相對(duì)效率的概念，把凸分析和線形規(guī)劃作為工具的一種評(píng)價(jià)方法，運(yùn)用數(shù)學(xué)規(guī)劃模型計(jì)算對(duì)決策單元之間的相對(duì)效率進(jìn)行比較，對(duì)評(píng)價(jià)對(duì)象做出評(píng)價(jià)，由于該方法能充分考慮決策單元本身最優(yōu)的投入產(chǎn)出方案，因而可以更理想地反映評(píng)價(jià)對(duì)象自身的信息和特點(diǎn)；同時(shí)能夠獨(dú)特地評(píng)價(jià)復(fù)雜系統(tǒng)的多投入多產(chǎn)出。

1.2 Tobit模型

DEA方法在評(píng)價(jià)過(guò)程中采用了決策單元可以控制的投入和產(chǎn)出,但沒(méi)有考慮決策單元其他一些不可控制的因素。而這些不可控因素的差異是造成決策單元效率差異的重要原因。當(dāng)回歸模型的被解釋變量是效率評(píng)價(jià)結(jié)果時(shí),就出現(xiàn)效率評(píng)價(jià)結(jié)果小于等于0和大于1時(shí)的數(shù)據(jù)截取問(wèn)題。在這種情況下,OLS(普通最小二乘法)的估計(jì)結(jié)果是有偏的而且不一致。為避免OLS估計(jì)帶來(lái)的偏誤，往往使用受限因變量模型，即Tobit模型來(lái)進(jìn)行回歸。

2 實(shí)證研究

2.1 財(cái)政農(nóng)業(yè)支出效率評(píng)價(jià)

本文的研究對(duì)象是地方政府財(cái)政農(nóng)業(yè)支出效率,由此將全國(guó)31個(gè)省份的地方政府農(nóng)業(yè)系統(tǒng)作為31個(gè)決策單元。因?yàn)?994年進(jìn)行了財(cái)政分權(quán)改革,所以選擇1995～2010年作為研究時(shí)期。投入變量為各省份1995～2010年各年份的地方政府財(cái)政農(nóng)業(yè)支出，具體包括支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出、農(nóng)業(yè)綜合開(kāi)發(fā)支出、農(nóng)林水利氣象、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出和農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用等財(cái)政用于純農(nóng)業(yè)方面的支出,而產(chǎn)出變量包括農(nóng)業(yè)產(chǎn)值（農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)增加值）以及最能直接提供生產(chǎn)力的農(nóng)業(yè)資源（農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、人均農(nóng)田灌溉面積、農(nóng)村發(fā)電量）。對(duì)于影響地方政府農(nóng)業(yè)支出效率的不可控因素,綜合已有文獻(xiàn)的影響因素，本文選取了農(nóng)業(yè)人口密度、農(nóng)民人均收入和城市化水平作為人口、經(jīng)濟(jì)和社會(huì)三個(gè)方面的效率影響因素，此外本文還要考察財(cái)政分權(quán)和2004年后三農(nóng)政策對(duì)地方政府農(nóng)業(yè)支出效率的影響。本文的所有變量可參看表1，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自1996～2011年各年中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)財(cái)政年鑒和及中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒?；诋a(chǎn)出導(dǎo)向的DEA模型，運(yùn)用DEAP2.1得出各省份政府農(nóng)業(yè)支出的在橫向上以及縱向時(shí)間序列上的綜合技術(shù)效率、純技術(shù)效率和規(guī)模技術(shù)效率評(píng)價(jià)結(jié)果。

表1 DEA-TOBIT分析財(cái)政農(nóng)業(yè)支出效率相關(guān)變量

（1）從橫向地區(qū)差異上看，我國(guó)各省份之間政府農(nóng)業(yè)支出綜合技術(shù)效率差異顯著（見(jiàn)圖1）。綜合技術(shù)效率是衡量決策單元的總體效率狀況的指標(biāo)，河北、福建、山東3個(gè)省份的財(cái)政農(nóng)業(yè)支出綜合效率為1，并同為技術(shù)有效和規(guī)模有效（見(jiàn)圖2、圖3），說(shuō)明這三個(gè)東部省份DEA有效，它們構(gòu)成了我國(guó)財(cái)政農(nóng)業(yè)效率的前沿面。在理論上，相對(duì)其他地區(qū)來(lái)說(shuō)，該3省的財(cái)政農(nóng)業(yè)支出資源配置達(dá)到了最優(yōu)，效率相對(duì)最高。綜合技術(shù)效率前十中有8省份屬于東部地區(qū)，2個(gè)省份屬于中部地區(qū)；綜合技術(shù)效率0.5以下的有15個(gè)省份，幾乎占了省份總數(shù)一半，除了四川（也不超過(guò)0.6），西部其余省份都在相對(duì)較低的財(cái)政農(nóng)業(yè)支出效率行列中，由此可以看到，我國(guó)絕大多數(shù)省份財(cái)政財(cái)政支出屬于非DEA有效，財(cái)政農(nóng)業(yè)支出效率東部省份相對(duì)較高，西部省份相對(duì)較低，中部省份效率也不算高，大多處于0.7以下。東部的平均值為0.576，中部為0.623，西部為0.4047，明顯存在差異。

圖1 各省1995～2010年平均綜合技術(shù)效率排序

圖2 各省1995～2010年平均純技術(shù)效率排序

圖3 各省1995～2010年平均規(guī)模技術(shù)效率排序

對(duì)于非DEA有效的財(cái)政農(nóng)業(yè)支出效率可以分別考察其技術(shù)有效性和規(guī)模有效性。綜合技術(shù)效率是由純技術(shù)效率和規(guī)模技術(shù)效率乘積得到，也就是對(duì)于綜合技術(shù)效率非DEA有效可以分解為純技術(shù)效率和規(guī)模技術(shù)效率進(jìn)一步分析其原因。因此純技術(shù)效率和規(guī)模技術(shù)效率可以用來(lái)衡量政府農(nóng)業(yè)支出低效率在多大程度上是由純技術(shù)無(wú)效率造成的或是規(guī)模技術(shù)無(wú)效率造成。純技術(shù)效率反映了在政府農(nóng)業(yè)支出規(guī)模一定的前提下,地方政府預(yù)算管理水平的高低和地方政府農(nóng)業(yè)區(qū)域規(guī)劃的合理程度。規(guī)模技術(shù)效率是在一定的投入條件下,技術(shù)效率的生產(chǎn)邊界的產(chǎn)出量與最優(yōu)規(guī)模下的產(chǎn)出量的比值。規(guī)模效率越大,表示該決策單元的生產(chǎn)規(guī)模越接近最優(yōu)生產(chǎn)規(guī)模。此外通過(guò)變換約束條件,決策單元的規(guī)模報(bào)酬類(lèi)型可通過(guò)該可變規(guī)模報(bào)酬的DEA模型加以判斷,當(dāng)結(jié)果顯示為規(guī)模報(bào)酬遞增,說(shuō)明該決策單元能夠通過(guò)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模提高生產(chǎn)效率;如果表現(xiàn)為規(guī)模報(bào)酬遞減,則需要調(diào)整投入結(jié)構(gòu)來(lái)提高生產(chǎn)效率。

從圖2和圖3可看到，廣東和海南純技術(shù)效率有效但規(guī)模技術(shù)效率低下，說(shuō)明這兩省份非DEA有效主要是由規(guī)模技術(shù)效率低下導(dǎo)致的，也就是財(cái)政農(nóng)業(yè)支出超過(guò)了最優(yōu)規(guī)模，應(yīng)該在保持目前預(yù)算管理水平和農(nóng)業(yè)區(qū)域規(guī)劃合理的狀況下提高規(guī)模效率；湖北、內(nèi)蒙古、河南、遼寧和黑龍江規(guī)模效率有效非純技術(shù)效率有效，說(shuō)明這些省份的綜合效率低下主要是由于純技術(shù)效率引起的，應(yīng)注重提高預(yù)算管理水平和農(nóng)業(yè)區(qū)域規(guī)劃水平。而其他地方政府農(nóng)業(yè)支出既非純技術(shù)有效也非規(guī)模有效，其中北京相對(duì)綜合技術(shù)效率最低，主要是由其純技術(shù)效率引起的。對(duì)于西部地區(qū)的省份來(lái)說(shuō),其綜合技術(shù)效率偏低的原因也主要來(lái)自于純技術(shù)效率的低下和規(guī)模效率的損失,而純技術(shù)效率低下是主要影響因素。此外從規(guī)模收益來(lái)看，大部分地方政府財(cái)政農(nóng)業(yè)支出都處在規(guī)模收益遞增階段（見(jiàn)表2），也就是說(shuō)，這些地方政府農(nóng)業(yè)支出如果把所有投入資源的數(shù)量都以相同比例增加，將獲得更大比例的回報(bào)。而對(duì)于規(guī)模收益遞減的地方政府而言，盲目追求增加農(nóng)業(yè)投入未必是最好的選擇。

表2 各省份財(cái)政農(nóng)業(yè)支出規(guī)模報(bào)酬?duì)顩r

（2）從縱向上看，1995～2010年16年間，我國(guó)財(cái)政農(nóng)業(yè)支出平均綜合技術(shù)效率在2000年之前基本處在0.402和0.434之間，變化波動(dòng)幅度不大，2000年之后就一直處于增長(zhǎng)趨勢(shì)；純技術(shù)效率和規(guī)模技術(shù)效率都是在2000年之前處于小幅范圍波動(dòng)，之后雖然個(gè)別年份有下降，但整體變化都是增長(zhǎng)的?？傮w上看我國(guó)各省份財(cái)政農(nóng)業(yè)支出無(wú)論平均綜合技術(shù)效率還是平均純技術(shù)效率和規(guī)模技術(shù)效率都是處于增長(zhǎng)趨勢(shì)。

2.2 效率影響因素分析

2.2.1 基本假設(shè)與模型

從上述分析可見(jiàn)東中西部財(cái)政農(nóng)業(yè)支出效率明顯存在差異（下面將引入東中西部虛擬變量進(jìn)一步證明），綜合已有研究成果,本文就影響地方財(cái)政農(nóng)業(yè)支出效率差異的可能因素作出如下假設(shè)：①農(nóng)民人均收入水平與財(cái)政農(nóng)業(yè)支出正相關(guān)。隨著農(nóng)民人均收入水平提高，財(cái)政農(nóng)業(yè)支出可能更易引致農(nóng)民對(duì)某些準(zhǔn)公共品進(jìn)行投資，以擴(kuò)大農(nóng)村準(zhǔn)公共品的實(shí)際消費(fèi)水平，從而有利于提高財(cái)政農(nóng)業(yè)支出效率。楚永生等(2004)認(rèn)為農(nóng)民收入與消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)部分財(cái)政支農(nóng)支出項(xiàng)目的效率具有顯著影響。盡管不同地方政府可能提供相同水平的財(cái)政支農(nóng)支出規(guī)模，但因?yàn)椴灰恢碌霓r(nóng)民收入水平，有些區(qū)域的農(nóng)民可能選擇放棄享受合作醫(yī)療的機(jī)會(huì)，而另外區(qū)域的農(nóng)民則選擇放棄受教育的機(jī)會(huì)，從而對(duì)財(cái)政支農(nóng)支出效率產(chǎn)生了不同的影響。②城市化水平越高，城市公共設(shè)施對(duì)農(nóng)村的輻射功能就越強(qiáng)、即城市化率對(duì)財(cái)政支農(nóng)支出效率有正向影響。林萬(wàn)龍(2005)發(fā)現(xiàn)，城市化水平對(duì)城鄉(xiāng)公共品統(tǒng)籌供給具有顯著影響，由此影響支出效率。張寧等(2006)選擇城市化率作為影響農(nóng)村衛(wèi)生財(cái)政支出效率的指標(biāo)。③農(nóng)村人口密度和政府農(nóng)業(yè)支出效率相關(guān)。Grossman等(1999)認(rèn)為人口密度與政府支出的效率應(yīng)該呈正相關(guān)關(guān)系，由于規(guī)模經(jīng)濟(jì)的影響，較高的人口密度有利于降低政府支出的管理和監(jiān)督成本,向不斷增加的居民規(guī)模提供公共服務(wù)會(huì)出現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng),從而導(dǎo)致支出效率的提高；而Athanassopoulos等（2003）、Heikki Loikkanen則發(fā)現(xiàn)人口密度和總?cè)丝趯?duì)政府效率有負(fù)的影響。④財(cái)政分權(quán)是我國(guó)分稅改革后的基本財(cái)政制度安排,財(cái)政分權(quán)對(duì)地方財(cái)政支出的規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率都可能產(chǎn)生影響。西方主流財(cái)政分權(quán)理論認(rèn)為不同地方政府之間的競(jìng)爭(zhēng)將刺激地方政府不斷主動(dòng)采取措施來(lái)提高公共產(chǎn)品供給的效率,從而有利于社會(huì)整體福利水平的上升。把一個(gè)省的人均財(cái)政支出占人均總財(cái)政支出的份額作為度量財(cái)政分權(quán)的指標(biāo)。同時(shí)為了考察財(cái)政政策對(duì)東中西三個(gè)地區(qū)的不同影響,引入財(cái)政分權(quán)變量與三個(gè)地區(qū)虛擬變量的交互項(xiàng)。⑤2004年后隨著政府對(duì)三農(nóng)問(wèn)題的高度重視，政府相應(yīng)出臺(tái)多項(xiàng)支農(nóng)政策可能影響地方政府財(cái)政農(nóng)業(yè)支出效率。這里引入年度虛擬變量來(lái)表示這一時(shí)期的支農(nóng)政策變化,鑒于政策的滯后性，規(guī)定該虛擬變量在2004年之后取值為1,其他年份取值為0。同時(shí)為了考察農(nóng)業(yè)政策對(duì)東中西三個(gè)地區(qū)的不同影響,引入農(nóng)業(yè)政策虛擬變量與三個(gè)地區(qū)虛擬變量的交互項(xiàng)。基于上述設(shè)定,可得以下回歸模型:

其中zit表示中國(guó)各省份1995～2010年的綜合技術(shù)效率評(píng)價(jià)結(jié)果,χi1、χi2、χi3、χi4表示考察期各年農(nóng)民人均收入（元/人）、農(nóng)村人口密度(人/平方千米)、城市化水平（城鎮(zhèn)人口數(shù)/總?cè)藬?shù)）、財(cái)政分權(quán)指標(biāo)，Dij表示會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)支出綜合技術(shù)效率造成影響的虛擬變量，包括農(nóng)業(yè)政策虛擬變量、東中西三個(gè)地區(qū)虛擬變量,以及地區(qū)虛擬變量和政策變量的交互項(xiàng)。由于綜合技術(shù)效率評(píng)價(jià)結(jié)果處于0～1之間的數(shù)值,同時(shí)為了避免OLS估計(jì)帶來(lái)的偏誤和充分利用面板數(shù)據(jù)中所包含的橫截面和時(shí)間序列信息,所以采用受限的Tobit隨機(jī)效應(yīng)面板模型來(lái)進(jìn)行回歸分析。相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自于各年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)財(cái)政年鑒。運(yùn)用Eviews5.0的Tbit分析可以得出表3的五個(gè)模型回歸結(jié)果。

2.2.2 實(shí)證結(jié)果

（1）從表3中可看到,東部虛擬變量和西部虛擬變量在模型1、2、4、5中的系數(shù)都為負(fù),東部除了模型2和3在5%的水平上顯著，其余在1%的水平上顯著。西部除了模型3在5%水平上顯著，其余在1%顯著。這說(shuō)明比起中部地區(qū),我國(guó)東部地區(qū)和西部地區(qū)的政府支出效率偏低,這進(jìn)一步證明了上述財(cái)政農(nóng)業(yè)綜合技術(shù)效率的分析結(jié)果。

（2）表3的結(jié)果顯示,農(nóng)業(yè)人口密度與政府農(nóng)業(yè)支出效率呈微弱的正相關(guān)關(guān)系，且顯著性較強(qiáng)，這個(gè)與原假設(shè)相符。城鎮(zhèn)化水平與財(cái)政農(nóng)業(yè)支出效率也是在五個(gè)模型中有四個(gè)呈較為顯著正相關(guān)，這一結(jié)論說(shuō)明城鎮(zhèn)化水平越高,城鄉(xiāng)生產(chǎn)要素的對(duì)流能力就越強(qiáng),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率就越高。農(nóng)村人口密度與財(cái)政農(nóng)業(yè)支出效率呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)，這也印證了Grossman的觀點(diǎn)，規(guī)模經(jīng)濟(jì)可以解釋這一結(jié)論。

（3）在模型2中加入了財(cái)政分權(quán)變量,得出在5%的顯著水平上它與政府農(nóng)業(yè)支出效率存在負(fù)向關(guān)系，而在加入農(nóng)業(yè)政策變量的模型4和模型5中,財(cái)政分權(quán)對(duì)政府農(nóng)業(yè)支出效率的影響仍然為負(fù),而且是在1%的水平上顯著,顯著性變得更高，說(shuō)明該結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。這一結(jié)果是與西方主流財(cái)政分權(quán)理論財(cái)政分權(quán)與政府支出效率正相關(guān)的觀點(diǎn)是相悖的，這可以從我國(guó)的財(cái)政分權(quán)體制來(lái)理解這個(gè)結(jié)論，與其他國(guó)家財(cái)政分權(quán)不同，我國(guó)的財(cái)政分權(quán)是密切聯(lián)系著相對(duì)集權(quán)的政治體制的。該體制下地方政績(jī)考核中最為重要的指標(biāo)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),地方政府官員有更大的激勵(lì)去提高短期產(chǎn)出顯著的財(cái)政支出的規(guī)模和效率，而那些短期之內(nèi)不易提高的財(cái)政支出效率往往受到忽視。地方政府在農(nóng)業(yè)支出大多是用于基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域，對(duì)于短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)數(shù)據(jù)貢獻(xiàn)不是很明顯，由此財(cái)政農(nóng)業(yè)支出預(yù)算執(zhí)行緩慢，往往資金到位率低，甚至出現(xiàn)這部分資金被擠占的情況，最終會(huì)影響和降低資金的使用效率。對(duì)于財(cái)政分權(quán)程度越高的省份,地方政府對(duì)財(cái)政資源的支配能力更強(qiáng),這種效應(yīng)越可能?chē)?yán)重。

為進(jìn)一步考察財(cái)政分權(quán)在不同地區(qū)對(duì)政府農(nóng)業(yè)支出效率影響的差異,在模型3中加入了財(cái)政分權(quán)與三個(gè)地區(qū)虛擬變量的交互項(xiàng)。表4結(jié)果顯示,東部地區(qū)和西部地區(qū)政府農(nóng)業(yè)支出效率因財(cái)政分權(quán)而受到的影響遠(yuǎn)高于對(duì)中部地區(qū)的影響。同時(shí)該效應(yīng)在東西部地區(qū)的顯著性分別為5%和1%,而在中部地區(qū)則不顯著。這與前面效率核算結(jié)果顯示我國(guó)地方政府農(nóng)業(yè)支出的綜合技術(shù)效率表現(xiàn)出中部地區(qū)較高、而東西部地區(qū)較低的特點(diǎn)相符的。因此,要縮小東、中、西三個(gè)地區(qū)之間的效率差異可進(jìn)行適當(dāng)?shù)呢?cái)政集權(quán)。

（4）從表3的五個(gè)回歸模型的對(duì)數(shù)似然值中可看到,模型4和模型5的擬合度要優(yōu)于前三個(gè)模型,這說(shuō)明在模型4和模型5中添加的農(nóng)業(yè)政策變量是影響政府農(nóng)業(yè)支出效率的重要因素。為了檢驗(yàn)2004年前后三農(nóng)政策對(duì)政府農(nóng)業(yè)支出效率的影響,在模型4中加入農(nóng)業(yè)政策虛擬變量。結(jié)果驗(yàn)證了原假設(shè),即2004年前后的三農(nóng)政策顯著促進(jìn)了中國(guó)地方政府農(nóng)業(yè)支出效率的提高。模型5加入了農(nóng)業(yè)虛擬變量和三個(gè)地區(qū)虛擬變量的交互項(xiàng)。得出農(nóng)業(yè)政策對(duì)中國(guó)東部地區(qū)和西部地區(qū)的政府農(nóng)業(yè)支出效率具有顯著的促進(jìn)作用,而對(duì)中部地區(qū)該效率的影響雖然也為正,但其結(jié)果不顯著。由此有以下結(jié)論:2004年前后的農(nóng)業(yè)政策有利于縮小東、中、西三個(gè)地區(qū)之間政府農(nóng)業(yè)支出效率的差異。

表3 我國(guó)地方政府財(cái)政農(nóng)業(yè)支出影響因素實(shí)證結(jié)果（一）

表4 我國(guó)地方政府財(cái)政農(nóng)業(yè)支出影響因素實(shí)證結(jié)果（二）

3 結(jié)論及政策建議

本文用DEA-Tobit兩步法評(píng)價(jià)了我國(guó)31個(gè)省份1995～2010年政府農(nóng)業(yè)支出的三種效率。結(jié)果顯示：從橫向看,我國(guó)財(cái)政農(nóng)業(yè)支出效率存在顯著的地區(qū)差異，中部地區(qū)地方政府農(nóng)業(yè)支出效率高于東部地區(qū)和西部地區(qū)。從縱向時(shí)間序列上看，31個(gè)省份的平均綜合技術(shù)效率、純技術(shù)效率和規(guī)模技術(shù)效率總體呈遞增趨勢(shì)?；诤怂愕玫降呢?cái)政農(nóng)業(yè)綜合效率評(píng)價(jià)結(jié)果,進(jìn)一步通過(guò)隨機(jī)效應(yīng)Tobit回歸模型分析了影響各省份政府農(nóng)業(yè)支出效率差異的因素，得出:農(nóng)民人均收入、城市化水平和農(nóng)村人口密度對(duì)政府農(nóng)業(yè)支出效率存在的正效應(yīng),。在控制了經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和人口等因素后,財(cái)政分權(quán)對(duì)政府農(nóng)業(yè)效率的影響為負(fù),要縮小東中西三個(gè)地區(qū)之間的效率差異可進(jìn)行適度的財(cái)政集權(quán)。三農(nóng)政策實(shí)施對(duì)我國(guó)中西部地區(qū)地方政府農(nóng)業(yè)支出效率的提高有顯著的促進(jìn)作用,要縮小東中西三個(gè)地區(qū)之間政府農(nóng)業(yè)支出效率差異可繼續(xù)實(shí)行目前的農(nóng)業(yè)政策。

由本文結(jié)論得出的政策建議是:從財(cái)政政策看,對(duì)于規(guī)模收益遞減的地方政府應(yīng)該調(diào)整優(yōu)化農(nóng)業(yè)支出結(jié)構(gòu)來(lái)消除效率損失，對(duì)于規(guī)模收益遞增的地方政府則需要進(jìn)一步增加政府農(nóng)業(yè)投入來(lái)改善其效率；此外，在現(xiàn)有財(cái)政制度下適度的財(cái)政集權(quán)有助于提高政府效率。從支農(nóng)政策看,不斷深化農(nóng)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略改革,更為合理地配置各種地方農(nóng)業(yè)資源也是提高我國(guó)政府財(cái)政農(nóng)業(yè)支出效率的重要途徑。

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