基于農業經濟增長的山東省財政農業支出最優規模的確定

潘寄青，潘光曦

(山東財經大學財政稅務學院，山東 濟南 250014)

一、引 言

2004年起，中央連續九年發布以“三農”為主題的中央一號文件，強調“三農”問題在我國社會主義現代化建設時期的“重中之重”地位，并從各個角度對農業發展提出了強烈的支持意見，中央對農村的經濟政策反映了其對農村發展的高度重視。農業對國民經濟的基礎性定位以及農業領域的市場失靈決定了我國政府必須加強對農業的支持，而且，在我國經濟發展的初期階段，農業對國民經濟的發展做了極大的犧牲，當前我國進入了工業化水平較高階段，政策向農業領域的傾斜也是理所當然了。

山東省作為傳統的農業大省，農業產出一直在全國范圍內位居前列，為國家的糧食安全做出了突出貢獻。隨著社會主義新農村建設的開展，山東省的財政農業支出在支出規模、支出結構與使用效率等方面都有了較大的改善。本文結合歷年的山東省農業總產值與財政農業支出規模的具體數據，采用Hansen［1］提出的門限回歸模型，以山東省歷年的財政農業支出占農業總產值的比重為門限變量，在此基礎之上，又采用Ram［2］的兩部門生產模型構造本文的實證檢驗模型，來檢驗山東省財政農業支出與農業經濟增長之間是否存在非線性的Armey曲線關系，并確定山東省財政農業支出的最優規模。本研究的意義在于確定山東省財政農業支出的最優規模，為推進山東省新農村建設提供理論支持與政策引導。

二、國內外文獻綜述

Barro和Sala-I-Martin［3］構建了包含政府財政支出在內的經濟增長模型，利用實證分析的方法探討財政支出與經濟增長的相互關系，結論為財政支出對經濟增長呈現倒U型關系，即理論上存在最優的財政支出水平。Kiminori Matsuyama［4］通過對財政在不同領域內的支出的比較研究，發現財政資金投入農業領域比投入其他領域更具競爭優勢，并存在一個財政支農支出的最優規模。Gerld Scully［5］利用美國的數據進行了研究，他指出在1949－1989年間美國的最優財政支出規模的浮動區間為21.5%－22.9%，然而實際情況是美國在上世紀六十年代末的財政的支出規模已經達到28.9%，之后再沒有低于這一數值，很顯然超出了其計算出的最優規模。Devarajan等［6］利用43個發展中國家1970－1990年的年度數據建立面板數據模型，研究政府財政支出結構對經濟增長的影響。研究發現，存在一個最優財政支出結構即各種財政支出產出彈性之比對經濟增長具有促進作用。Armey參考拉弗曲線(Laffer Curve)解釋了財政支出規模和經濟增長之間的非對稱關系，并將兩者間的非對稱關系稱為“Armey曲線”，如圖1所示。

曲線直觀地揭示了最優財政支出規模的存在性。顯然，檢驗“Armey曲線”的存在性和參數情況也就等同于回答“擴大財政支出規模是否能促進經濟增長”以及“多大的政府規模才是最優的”這兩個問題，而這正是政府制定財政政策時所面臨的核心問題。

從上述研究來看，大部分學者都是以財政支出占GDP的比重來衡量財政支出的規模是否合理，且國外學者的研究歷史跨度比較大(受限于國內統計數據，國內研究的時間跨度相對較小)，還有一個特點：國外研究的多是中央政府的整體財政支出，而對單獨地區的單項支出的研究成果并不多。

具體到國內，何振國［7］初步判斷了中國財政農業支出的邊際產出，得出的結論為中國財政支農支出的最優規模大約為農業總產值的47.2%。郭玉清［8］根據我國的實際情況，構建了合理的農業生產函數模型，并將我國1981－2004年的經濟增長與財政支出的相關數據代入其中進行回歸分析，發現中國財政農業支出最優規模，即財政支農支出占農業總產值的比例為8.26%，對比政府支出的實際規模水平，離最優水平還有一定的差距，所以他指出未來要進一步加大財政對農業的支持力度，確保農業經濟的穩定高效增長。胡振虎［9］借鑒Devarajan等提出的分析模型，得出當財政支農支出總量為農業GDP的76%時，財政支農支出規模為最優。張賽麗等［10］利用1982－2008年海南省的統計數據資料，通過修正的柯布—道格拉斯生產函數模型對財政支農支出與農業經濟增長之間的關系進行了實證研究。研究結果顯示：海南省農業GDP相對財政支農資金投入的彈性為－0.065778，1982－2008年間海南省財政農業支出對農業產出的平均貢獻率則為6.68%。因此，海南應該加大財政支農的規模并提高其使用效率來促進海南省農業經濟的發展。李普亮等［11］根據1994－2006年的省級面板數據，對我國地方財政農業投入的最優規模進行估算。結果發現，如果以農業GDP作為農業經濟的代理變量，則當地方財政農業投入占農業GDP的比例為39.8%時，農業經濟增長速度達到最大的值，然實際情況是地方財政農業投入的現實規模遠遠小于估算的最優規模。

圖1 Armey曲線

三、山東省財政支農的歷史與現狀

作為傳統的農業大省與經濟強省，近年來，山東省財政在農業領域的支出有逐步擴大的趨勢，從1996年的27.66億增長到2010年的465.98億，絕對額增長了將近17倍，這體現了政府對農業的重視，很好地響應了中央對構建和諧社會與建設社會主義新農村的號召。

表1 山東省歷年相關財政數據統計表

(一)山東省財政農業支出的絕對規模分析

1996－2010年的山東省財政農業支出與農業總產值等相關數據見表1。由表1看出，從1996年開始，山東省財政農業支出的總額變化態勢符合瓦格納法則的表述，總體上呈現不斷上升的態勢，從1996年的27.66億增長到2010年的465.98億，絕對額增長了將近17倍，年均增量為30.26億元，年均增長率為33.74%。從圖2可以看出，2003年之前，山東省的財政農業支出增長比較緩慢，從2003年開始，由于配合國家實施積極財政政策，國家在通過發行特別建設國債，支持包括重要水利工程設施建設在內的農業基礎設施建設，山東省的財政農業支出也呈現出高速增長的態勢，2007年是山東省財政農業支出額增長最快的一年，比2006年增長了54.63億元，增長率達50.4%。

圖2 山東省財政農業支出總額變動趨勢圖

(二)山東省財政農業支出的相對規模分析

本文利用財政農業支出占財政總支出的比率、財政農業支出占農業總產值的比率、農業支出的法定增長比率來分析山東省財政農業支出的相對規模。

1.財政農業支出占財政總支出的比率偏低且增長趨勢不明顯

山東省財政農業支出占財政總支出的比重偏低，如表1所示，支持農業力度較小，從1996－2010年15年間，該比率的平均值只有6.23%，最高的為2009年，達到11.30%，最低的為1996年，只有2.13%，據統計，亞洲其他發展中國家，像印度、巴基斯坦、泰國等國家和地區的財政對農業的投入占財政總支出的比率大致都保持在15%－18%，反觀山東省的數據，與這一區間還有較大差距。山東省財政農業支出占財政總支出的比重增長不明顯，1997年較1995年降低0.79個百分點，之后有所下降，2000－2006年基本呈現穩定的不增不降態勢，2007年之后由于受到國家積極的財政金融政策的影響，增長有所加速。

2.財政農業支出占農業總產值的比率呈上升態勢

從1995年開始，財政農業支出占農業總產值的比率基本呈上升態勢(除2000年、2004年小幅收縮之外)，1996年的0.64%是檢測區間年份的最低值，以后各年都有不同程度的增長，然而從表1中我們可以了解到，在考察期間，財政農業支出占農業總產值的比率的上升主要是因為上世紀90年代后期，農業總產值的增長乏力，而不是財政農業支出的迅速增加。表1中，1996－2002年的山東省農業總產值基本維持在1200億到1300億元之間，在1996－1997年之間還出現負增長。從2003年開始，山東省農業總產值每年才有了較大幅度的增長，財政農業支出占農業總產值的比率的上升比沒有從根本上改變山東省財政對農業支持總體水平還有待提高的狀況。但是，這組數據的積極意義在于它反映了支持農業發展這一政策在山東省得到較好的貫徹執行，盡管絕對數額還處在較低水平。

3.財政農業支出增長速度與財政收入的增長速度不符合法定要求

“國家逐步提高農業投入的總體水平。中央和縣級以上地方財政每年對農業總投入的增長幅度應當高于其財政經常性收入的增長幅度?！睆谋?中可以看出，在考察期間的約有一半的年份山東省政府在財政農業投入上沒有達到我國《農業法》的相關規定，財政農業支出增長速度高于財政收入增長速度只有7個年份(A1/A2＞1的年份只有1997年、2002年、2004年、2007年、2008年、2009年、2010年)。

表2 山東省財政農業支出總額增速與財政收入增速對比(單位：億元、%)

四、模型估計與實證分析

(一)數據的選取與說明

按照不同的統計口徑，財政農業支出大致可分為小、中、大三類。小口徑：支援農村生產支出、農業綜合開發支出、農林水利氣象部門的事業費。中口徑：小口徑+農業基本建設支出+農業科技三項費用+農村救濟費。大口徑：中口徑+農村基層政權的轉移支付+農村教育衛生支出等。在以往的研究中，各學者由于采取不同的口徑數據，所得結果也呈現較大差距。由于在2007年財政收支科目實施了比較大的改革，并且出于數據的可獲得性和統一性的考慮，本文選擇1996－2010歷年的涉農總量數據作為基礎加以分析。

(二)模型的選取與實證分析

采用Hansen［1］提出的門限回歸模型，以山東省歷年的財政農業支出占農業總產值的比重為門限變量，用Ram［2］的兩部門生產模型來檢驗山東省財政農業支出與農業經濟增長之間是否存在非線性的Armey曲線關系，并確定山東省財政農業支出的最優規模。在模型中，選取山東農業總產值(Y)為被解釋變量，歷年農業固定資產投資(K)、農業就業人員(L)、地方財政農業支出(G)作為影響山東農業總產值的解釋變量。則農業的生產函數為：

對方程(3)兩邊取微分，并結合(1)、(2)、(3)、(4)的微分，進行加總，得到如下方程：

方程(1)為政府部門的生產函數，方程(2)為非政府部門的生產函數，政府的產出出現在非政府部門的生產函數中，意味著政府部門的產出對非政府部門的產出具有外部性效應。方程(3)表明整個社會的農業總產出Y為非政府農業部門和政府農業部門的產出之和。方程(4)、(5)表示整個社會的勞動力L和資本K分布在非政府農業部門和政府農業部門中。方程(6)中，GL=?G/?L衡量的是政府農業部門的勞動力邊際產出，CL=?G/?L則為非政府農業部門的勞動力邊際產出;GK=?G/?K衡量的是政府農業部門的資本邊際產出，而CK=?C/?K則表示的是非政府農業部門的資本邊際產出。θ表示要素的邊際產出在兩個部門的差異。

把方程(7)兩邊除以Y，假定α=CK表示非政府部門的資本邊際產出，且β=CL(L/Y)表示非政府部門的勞動力的產出彈性。得出如下方程：

其中，CG為政府農業部門的產出對非政府農業部門的邊際產出影響，由方程(8)，推導出實證模型：

用門限回歸模型來分析方程(9)得出：

根據門限回歸模型的理論，Yt為被解釋變量，xt為解釋變量，qt為選定的門限變量，eit為殘差值，γ為門限值，虛擬變量I為指示函數，當qt≤γ時，I=1;否則I=0。將方程(10)、(11)合二為一：

方程(9)和(12)結合，得出方程：

依照Hansen提出的方法對數據進行門限效應的檢驗，搜索到的第一個可能的門限值為13.29%，這時對應的殘差平方和最小，S1=1.12;進行門限效應檢驗時，得到F統計量為15.26，對應的P值為0.0145，因此在5%的顯著性水平上，拒絕無門限效應的虛擬假設。

進一步檢驗模型是否存在兩個或兩個以上門限。先固定第一個門限值13.29%，進行第二次搜索得到可能的門限值為0.98%，這時對應的殘差平方和最小，S2=0.96;進行門限效應檢驗時F統計量為2.54，對應P值為0.2276，這在5%的顯著性水平下不拒絕僅有一個門限的虛擬假設。由此，模型存在且僅存在一個門限，即為13.29%。這也證明山東省財政農業支出與農業總產值間存在著非線性的Armey曲線關系。

表3 門限值的檢驗

五、主要結論與政策建議

經過對山東省財政農業支出的相關數據進行檢驗得知，山東省最優財政農業支出規模為財政農業支出占農業總產值的13.29%，這一結論與何振國［7］(47.1%)、郭玉清［8］(8.26%)、李普亮［11］(39.8%)的研究結論都不相同。造成這一差異的原因主要是影響回歸分析結果準確且合理與否的因素是多樣的，模型的選擇、各變量之間的相互關系、研究數據的區域差別、數據的長度與特征、模型使用中的靈活性等都會對回歸結果產生影響，因此本文的結論是有一定的合理性。從目前的數據可以看出，山東省的財政農業支出比率還達不到這個水平。本文的結論對山東省農業財政政策的制定有一定的參考價值。

(一)不斷增加財政農業支出數額，確保其穩定增長

從表1可以看出，山東省財政農業支出長期以來都處于較低的水平，為此山東必須加大財政支農的力度。政府應采取相應的財稅政策確保財政支農支出穩步增長，建立財政支農支出長期穩定增長機制，同時應通過不斷立法和嚴格執法，確保財政支農優先增長、穩定增長的政策能充分落實到位。

(二)優化財政農業支出結構

一定的農業財政支出結構決定了農業財政支出是否合理，也就決定了地方政府通過財政支出完成政府職能的情況。目前，農業財政資金應主要投向糧食安全生產、農民就業、農民增收和生態農業等領域。這些領域的投資不足制約了山東省農業的發展，也不利于引導社會資金投資農業，需要政府改變投資結構，加大農業公共領域的投資力度。

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