姜濤

摘要：運用參數(shù)法中的隨機前沿分析法，結(jié)合我國1995—2011年的省級面板數(shù)據(jù)，選取地方財政“一般預算支出”中的“農(nóng)林水事務”支出作為代理變量，分析地方財政支農(nóng)投入對農(nóng)業(yè)技術效率的影響，發(fā)現(xiàn)地方財政支農(nóng)投入對于農(nóng)業(yè)技術效率以及農(nóng)業(yè)產(chǎn)出具有顯著的積極作用，財政支農(nóng)投入差異是我國各省市農(nóng)業(yè)技術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政分配上嚴重傾向于中央財政，不少省市的地方財政收入很有限，財政支農(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。

關鍵詞：地方財政支農(nóng)投入；農(nóng)業(yè)技術效率；農(nóng)村公共投資；隨機前沿分析

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

一、引言

農(nóng)業(yè)在國民經(jīng)濟中具有基礎性地位，這能夠從社會分工的演進過程、工業(yè)化的實現(xiàn)過程，以及國民經(jīng)濟的平穩(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 “一號文件”對強化農(nóng)業(yè)基礎、推動農(nóng)村發(fā)展、富裕農(nóng)民生活發(fā)揮了關鍵性作用，2001—2011年農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的增速，達到了令人瞠目的9.6%。

對于我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟的巨大變化，學術界給予高度關注，從不同角度分析背后的原因，并提出了不同的解釋。一些學者從制度變遷的視角探尋原因，通過大量實證分析發(fā)現(xiàn)，除去農(nóng)產(chǎn)品價格改革、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。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)品價格改革的原因[1]。林毅夫在其經(jīng)典文獻中，創(chuàng)造性地將“參加家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的農(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94%[2]。但是“制度變遷決定論”也受到了不少學者的質(zhì)疑和挑戰(zhàn)。比如，F(xiàn)an & Pardey估計了加入農(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，很可能會過高估計制度的貢獻[3]?；诖丝紤]，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)濟作物產(chǎn)量增長的貢獻率分別是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)技推廣服務的收費過高[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，成為學界和政府關注的共同焦點。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)村基礎設施是農(nóng)業(yè)勞動與化肥、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)村基礎設施投入上的“互補關系”高度顯著。換言之，政府增加對于農(nóng)村基礎設施的投資能夠降低農(nóng)業(yè)成本，提高農(nóng)業(yè)收益，促進農(nóng)民增收[7]。學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)村基礎設施的公共投資。

關于政府公共投資與農(nóng)業(yè)發(fā)展之間關系的國內(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，要么是分析財政支農(nóng)投入對于農(nóng)民生產(chǎn)投資的效應，然而缺乏對于財政支農(nóng)投入影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出路徑的分析。究竟財政支農(nóng)投入是通過提升農(nóng)業(yè)技術效率實現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加，抑或是通過純粹的資本投入實現(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)量還相當有限，且波動劇烈；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，因此投資積極性也未能充分調(diào)動。因此，政府是農(nóng)業(yè)投資最重要的主體，而財政支農(nóng)投入可以視為農(nóng)業(yè)公共投資的代理變量。財政管理體制對于財政支農(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)《國務院關于實行分稅制財政管理體制的決定》（國發(fā)[1993]第85號），從1994年1月1日起實行分稅制財政管理體制?！胺侄愔啤备母锍跗?，中央和地方財政支出中的地方財政支出占比有一定的起伏波動；但新世紀以來該比例一直穩(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)技術效率為切入點進行隨機前沿分析，考察分稅制改革后的1995—2011年，地方財政支農(nóng)投入對于農(nóng)業(yè)技術效率以及農(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)驗模型設定

進行隨機前沿分析，首先要弄清技術效率的含義、原理以及測度方法，然后在此基礎上設定經(jīng)驗模型。

（一）理論框架與模型

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

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)技術的前沿生產(chǎn)函數(shù)；exp（-uit）是技術效率，因為盡管隨機效應與技術效率都是不可觀測的，但前者僅僅是一個白噪聲，故經(jīng)多次觀測，i地區(qū)在t期的技術效率即為產(chǎn)出期望與隨機前沿期望之比：TEit==exp（-uit）。誤差項分布滿足三個條件：首先，？淄it是獨立同分布的隨機統(tǒng)計噪聲，服從分布N（0，？滓2？淄）；其次，uit是“技術欠效率”，服從在零點截尾的正態(tài)分布N，其中，Zit是影響技術效率的p×1階向量，？啄是待估參數(shù)的1×p階向量；最后，？淄it與uit相互獨立，而且獨立于Xit。顯然，該回歸方程的誤差項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)進行估計。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？酌估計值的統(tǒng)計檢驗能夠看出各地區(qū)的“技術欠效率”效應是否顯著（若原假設？酌=0被接受，表明生產(chǎn)點都在生產(chǎn)前沿曲線上，不存在“技術欠效率”，因此可用OLS法進行參數(shù)估計）?！凹夹g欠效率”效應uit的一般表達式為：

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定形式，學術界根據(jù)不同的研究目的提出了各種具體模型，用于估計“技術欠效率”效應。其中，最典型的是Battese & Coelli在1992年、1995年[10]分別提出的兩個模型，后者主要用于面板數(shù)據(jù)的估計，因此我們將運用此模型進行估計。

（二）數(shù)據(jù)來源與經(jīng)驗模型

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)濟再生產(chǎn)過程的有機融合。基于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的這一特性，在農(nóng)業(yè)技術效率的影響因素中，除了地方財政支農(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)等八個區(qū)域，然后結(jié)合1995—2011年的面板數(shù)據(jù)分析地方財政支農(nóng)投入對農(nóng)業(yè)技術效率的影響。按照自然特征劃分的農(nóng)業(yè)分區(qū)如表1所示。經(jīng)驗研究所用數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計年鑒（1996—2012）》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒（1996—2012）》。

結(jié)合上節(jié)提出的模型設定，并選取勞動、耕地、化肥、機械作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的自變量，對方程（1）進行對數(shù)化處理得到我國農(nóng)業(yè)的隨機前沿生產(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)濟和社會活動中的職權不同，財政支出可劃分為中央財政支出和地方財政支出。本文研究的目標是地方財政支農(nóng)投入，而財政支出的“農(nóng)林水事務”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)林水事務等支出，基本涵蓋了地方財政支農(nóng)投入?；谏鲜隹紤]，我們選取地方財政“一般預算支出”中的“農(nóng)林水事務”支出，作為代理變量。因此，由方程（2）得到技術欠效率效應為：

uit=？啄0+？啄1NLSit+？啄2Tit+Wit（4）

在方程（3）、（4）中，下標“i”代表面板數(shù)據(jù)的截面單位屬性，包括表1中的8個地區(qū)；下標“t”代表從1995年到2011年共17年間的時間序列；Tit代表時間趨勢。這8個截面單位在17年間的時間序列數(shù)據(jù)組成了本模型的136個樣本點。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、耕地、化肥和機械的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出彈性。在技術欠效率方程（4）中，根據(jù)前述證明結(jié)果，exp（-uit）代表技術效率，因而uit即“技術欠效率”效應。？啄1表示地方財政支農(nóng)投入對于“技術欠效率效應”的影響。假如估計參數(shù)為正，說明增加地方財政支農(nóng)投入，會引致“技術欠效率效應”增大，即技術效率降低；假如估計參數(shù)為負，說明增加地方財政支農(nóng)投入，會引致“技術欠效率效應”減小，即技術效率提高。

三、經(jīng)驗模型的估計結(jié)果

基于上述模型設定，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)等八個區(qū)域在1995—2011年間的數(shù)據(jù)進行估計，就能夠得到兩個方程的參數(shù)估計值，并為進一步分析提供重要參考。

（一）對于模型參數(shù)的估計

利用FRONTIER軟件，對生產(chǎn)函數(shù)方程（3）、技術欠效率方程（4）與136個樣本點的數(shù)據(jù)進行估計，能夠得到模型參數(shù)的極大似然估計值，具體估計結(jié)果見表3。

1. 對隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)參數(shù)估計值的說明。在隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)方程的估計結(jié)果中，耕地的估計在10%水平上顯著，勞動的估計系數(shù)在5%水平上顯著，截距項、化肥、機械、時間趨勢的估計系數(shù)都在1%水平上顯著，然而各估計值的符號與傳統(tǒng)研究結(jié)果相異，值得關注。

第一，勞動的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出彈性為負，這與“勞動是財富之父”的傳統(tǒng)理論相悖。究其原因，很可能是農(nóng)業(yè)勞動力的相對“過?！薄ｋm然我國城鎮(zhèn)化率在2011年達到51.27%，即農(nóng)村人口首次低于城市人口，但農(nóng)村剩余勞動力向城市、向二三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的潛力仍然很大，而且務農(nóng)人員減少會進一步引致土地的適度集中和規(guī)模經(jīng)營，提升農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。

第二，耕地的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出彈性為負，這也不同于“土地是財富之母”的古典理論。顯然，這一估計結(jié)果不是說明耕地對農(nóng)業(yè)的負向作用，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)科技進步貢獻率的提升、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，表明提升了土壤肥沃程度，但展望未來，要更加科學、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)用機械代替人力能夠產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟、大幅提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，還能減輕務農(nóng)人員的勞動強度，促進農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)民增收。

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

2. 對“技術欠效率”效應函數(shù)參數(shù)估計值的說明。在“技術欠效率”效應函數(shù)方程的估計結(jié)果中，截距項的估計系數(shù)不顯著，地方財政支農(nóng)投入、時間趨勢的估計系數(shù)都在1%水平上顯著。

第一，似然比檢驗（LR Test）拒絕了uit=0即不存在技術效率（誤差項包括隨機效應與技術效率，uit=0則表明只有隨機效應，沒有技術效率）的原假設，說明技術效率對于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)“技術欠效率”效應顯著存在，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)技術效率的決定性因素，地方財政支農(nóng)投入的估計參數(shù)為負，表明農(nóng)業(yè)“技術欠效率”與“地方政府財政支農(nóng)投入”反向變動。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，“技術欠效率”效應能夠得到緩解，即農(nóng)業(yè)技術效率提升。

第三，時間趨勢的估計系數(shù)為正，表明“技術欠效率”隨著時間的推移而遞增，即技術效率不會自動提升。

（二）對于農(nóng)業(yè)技術效率的估計

根據(jù)方程（3）和方程（4），運用FRONTIER計量軟件得到1995—2011年我國八大區(qū)域的農(nóng)業(yè)技術效率估計值，詳細數(shù)據(jù)如表4所示。

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

1. 從全國來看，農(nóng)業(yè)技術效率的均值先下降、后提高。1994—2003年的農(nóng)業(yè)技術效率從0.60逐步減少到0.48，從2004年開始穩(wěn)步上漲，截至2011年達到0.71。關鍵的是時間節(jié)點在2004年，可能的解釋是農(nóng)村經(jīng)營體制變革效應的衰減和農(nóng)業(yè)稅負的加重降低了農(nóng)業(yè)技術效率，而中央在2004—2012年連發(fā)九個“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)濟發(fā)展問題作為經(jīng)濟工作的重中之重，放在更加突出的位置。中央和地方的財政支農(nóng)投入連年增加，農(nóng)村基礎設施狀況大大改觀，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)技術效率高于全國均值，但財政支農(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)嚴重缺水），而東北區(qū)降水量一般，因此要加強對農(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)濟條件在全國領先，地方政府財力比較殷實，因此支農(nóng)投入較大，農(nóng)業(yè)技術效率較高也在情理之中，但仍然要加大對農(nóng)村社會保障的投入，促進城鄉(xiāng)基本公共服務均等化；西南區(qū)作為勞務輸出的重要區(qū)域之一，農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移能夠提升農(nóng)業(yè)技術效率，但就農(nóng)業(yè)的長遠發(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。

3. 華北區(qū)、西北區(qū)、黃土區(qū)的農(nóng)業(yè)技術效率低于全國均值。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，不僅要加快推進城鎮(zhèn)化以轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力，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、缺水嚴重，盡管西部大開發(fā)實施以來，這些地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術效率已明顯提升，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)濟發(fā)展落后，地方政府財力有限，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”地以地方財政為主力，要增加中央財政對于經(jīng)濟相對落后地區(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，新世紀以來逐年遞增的地方財政支農(nóng)投入就是有力的例證。農(nóng)業(yè)技術效率的影響因素很多，包括耕地數(shù)量質(zhì)量、農(nóng)業(yè)勞動力素質(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)勞動力向城鎮(zhèn)的大量轉(zhuǎn)移沒有嚴重降低農(nóng)業(yè)技術效率。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)村道路電力等基礎設施的投入，能夠最大程度地抵消資源稟賦與自然條件對農(nóng)業(yè)技術效率的反面作用，提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，促進農(nóng)民增收。進入新世紀以來，國家財政支出總額中的地方財政支出占比從2000年的65.3%增加到2011年的84.9%，提升近20個百分點，換言之，地方財政支農(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)的隨機前沿分析，我們也已經(jīng)證明，地方財政支農(nóng)投入尤其是生產(chǎn)性投入，對于農(nóng)業(yè)技術效率的提升作用顯著。但需要認識到的是，鑒于目前我國在中央與地方的財政分配上嚴重傾向于中央財政，不少省市的地方財政收入很有限，甚至是“吃飯財政”，因此，財政支農(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)技術效率。但必須加快調(diào)整中央和地方財政關系，在保證地方財政支農(nóng)投入的同時，也要加大中央財政對于農(nóng)林水事務的投入。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)的財政支農(nóng)投入，通過對水利、道路等基礎設施的公共投入，提升農(nóng)業(yè)技術效率。此外，在財政支農(nóng)投入的導向上，要努力建立以農(nóng)民增收為導向的財政支農(nóng)政策框架體系，實現(xiàn)財政支農(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”進程。

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責任編輯、校對：高鐘庭