涂 斌

0 引言

由于農業(yè)特有的弱質性行業(yè)特征及其在國民經濟中所處的基礎性地位,政府在客觀上必須對農業(yè)發(fā)展提供財政支持，目前無論是發(fā)達國家還是發(fā)展中國家，農業(yè)一直都受到政府的干預和扶持。近年來隨著我國對“三農”政策支持力度的加大，財政農業(yè)支出迅速增長，財政農業(yè)支出資金使用效率問題已成為農業(yè)經濟研究的熱點。與以往研究不同，本文嘗試探索性的改進:首先,通過核算1995～2010年各省份地方政府農業(yè)支出效率,綜合考慮了效率在橫截面上的差異以及在時間序列上的動態(tài)變化趨勢;其次,在政府農業(yè)支出效率核算過程中采納了更為直接和明確的投入與產出變量,從而減少了效率核算中的噪音。此外不同于已有文獻的因素分析，本文把政策變量和財政分權也作為分析影響效率的因素。

1 研究方法

1.1 DEA方法

由美國運籌學家Charnes、Coopor和Rhodes于1978年提出的數據包絡分析方法（DEA）主要是在保持決策單元（DMU）的輸入不變的情況下，通過數學規(guī)劃和統(tǒng)計數據確定相對有效的生產前沿面，把各個決策單元投影到DEA的生產前沿面上，并比較決策單元偏離DEA前沿面的程度來評價它們的相對有效性。DEA方法是基于相對效率的概念，把凸分析和線形規(guī)劃作為工具的一種評價方法，運用數學規(guī)劃模型計算對決策單元之間的相對效率進行比較，對評價對象做出評價，由于該方法能充分考慮決策單元本身最優(yōu)的投入產出方案，因而可以更理想地反映評價對象自身的信息和特點；同時能夠獨特地評價復雜系統(tǒng)的多投入多產出。

1.2 Tobit模型

DEA方法在評價過程中采用了決策單元可以控制的投入和產出,但沒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。當回歸模型的被解釋變量是效率評價結果時,就出現效率評價結果小于等于0和大于1時的數據截取問題。在這種情況下,OLS(普通最小二乘法)的估計結果是有偏的而且不一致。為避免OLS估計帶來的偏誤，往往使用受限因變量模型，即Tobit模型來進行回歸。

2 實證研究

2.1 財政農業(yè)支出效率評價

本文的研究對象是地方政府財政農業(yè)支出效率,由此將全國31個省份的地方政府農業(yè)系統(tǒng)作為31個決策單元。因為1994年進行了財政分權改革,所以選擇1995～2010年作為研究時期。投入變量為各省份1995～2010年各年份的地方政府財政農業(yè)支出，具體包括支援農業(yè)生產支出、農業(yè)綜合開發(fā)支出、農林水利氣象、農業(yè)基本建設支出和農業(yè)科技三項費用等財政用于純農業(yè)方面的支出,而產出變量包括農業(yè)產值（農業(yè)總產值、農業(yè)增加值）以及最能直接提供生產力的農業(yè)資源（農業(yè)機械總動力、人均農田灌溉面積、農村發(fā)電量）。對于影響地方政府農業(yè)支出效率的不可控因素,綜合已有文獻的影響因素，本文選取了農業(yè)人口密度、農民人均收入和城市化水平作為人口、經濟和社會三個方面的效率影響因素，此外本文還要考察財政分權和2004年后三農政策對地方政府農業(yè)支出效率的影響。本文的所有變量可參看表1，相關數據來自1996～2011年各年中國農村統(tǒng)計年鑒、中國財政年鑒和及中國統(tǒng)計年鑒?；诋a出導向的DEA模型，運用DEAP2.1得出各省份政府農業(yè)支出的在橫向上以及縱向時間序列上的綜合技術效率、純技術效率和規(guī)模技術效率評價結果。

表1 DEA-TOBIT分析財政農業(yè)支出效率相關變量

（1）從橫向地區(qū)差異上看，我國各省份之間政府農業(yè)支出綜合技術效率差異顯著（見圖1）。綜合技術效率是衡量決策單元的總體效率狀況的指標，河北、福建、山東3個省份的財政農業(yè)支出綜合效率為1，并同為技術有效和規(guī)模有效（見圖2、圖3），說明這三個東部省份DEA有效，它們構成了我國財政農業(yè)效率的前沿面。在理論上，相對其他地區(qū)來說，該3省的財政農業(yè)支出資源配置達到了最優(yōu)，效率相對最高。綜合技術效率前十中有8省份屬于東部地區(qū)，2個省份屬于中部地區(qū)；綜合技術效率0.5以下的有15個省份，幾乎占了省份總數一半，除了四川（也不超過0.6），西部其余省份都在相對較低的財政農業(yè)支出效率行列中，由此可以看到，我國絕大多數省份財政財政支出屬于非DEA有效，財政農業(yè)支出效率東部省份相對較高，西部省份相對較低，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年平均綜合技術效率排序

圖2 各省1995～2010年平均純技術效率排序

圖3 各省1995～2010年平均規(guī)模技術效率排序

對于非DEA有效的財政農業(yè)支出效率可以分別考察其技術有效性和規(guī)模有效性。綜合技術效率是由純技術效率和規(guī)模技術效率乘積得到，也就是對于綜合技術效率非DEA有效可以分解為純技術效率和規(guī)模技術效率進一步分析其原因。因此純技術效率和規(guī)模技術效率可以用來衡量政府農業(yè)支出低效率在多大程度上是由純技術無效率造成的或是規(guī)模技術無效率造成。純技術效率反映了在政府農業(yè)支出規(guī)模一定的前提下,地方政府預算管理水平的高低和地方政府農業(yè)區(qū)域規(guī)劃的合理程度。規(guī)模技術效率是在一定的投入條件下,技術效率的生產邊界的產出量與最優(yōu)規(guī)模下的產出量的比值。規(guī)模效率越大,表示該決策單元的生產規(guī)模越接近最優(yōu)生產規(guī)模。此外通過變換約束條件,決策單元的規(guī)模報酬類型可通過該可變規(guī)模報酬的DEA模型加以判斷,當結果顯示為規(guī)模報酬遞增,說明該決策單元能夠通過擴大生產規(guī)模提高生產效率;如果表現為規(guī)模報酬遞減,則需要調整投入結構來提高生產效率。

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

表2 各省份財政農業(yè)支出規(guī)模報酬狀況

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

2.2 效率影響因素分析

2.2.1 基本假設與模型

從上述分析可見東中西部財政農業(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一步證明），綜合已有研究成果,本文就影響地方財政農業(yè)支出效率差異的可能因素作出如下假設：①農民人均收入水平與財政農業(yè)支出正相關。隨著農民人均收入水平提高，財政農業(yè)支出可能更易引致農民對某些準公共品進行投資，以擴大農村準公共品的實際消費水平，從而有利于提高財政農業(yè)支出效率。楚永生等(2004)認為農民收入與消費結構對部分財政支農支出項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政支農支出規(guī)模，但因為不一致的農民收入水平，有些區(qū)域的農民可能選擇放棄享受合作醫(yī)療的機會，而另外區(qū)域的農民則選擇放棄受教育的機會，從而對財政支農支出效率產生了不同的影響。②城市化水平越高，城市公共設施對農村的輻射功能就越強、即城市化率對財政支農支出效率有正向影響。林萬龍(2005)發(fā)現，城市化水平對城鄉(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村衛(wèi)生財政支出效率的指標。③農村人口密度和政府農業(yè)支出效率相關。Grossman等(1999)認為人口密度與政府支出的效率應該呈正相關關系，由于規(guī)模經濟的影響，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)模提供公共服務會出現規(guī)模經濟效應,從而導致支出效率的提高；而Athanassopoulos等（2003）、Heikki Loikkanen則發(fā)現人口密度和總人口對政府效率有負的影響。④財政分權是我國分稅改革后的基本財政制度安排,財政分權對地方財政支出的規(guī)模、結構和效率都可能產生影響。西方主流財政分權理論認為不同地方政府之間的競爭將刺激地方政府不斷主動采取措施來提高公共產品供給的效率,從而有利于社會整體福利水平的上升。把一個省的人均財政支出占人均總財政支出的份額作為度量財政分權的指標。同時為了考察財政政策對東中西三個地區(qū)的不同影響,引入財政分權變量與三個地區(qū)虛擬變量的交互項。⑤2004年后隨著政府對三農問題的高度重視，政府相應出臺多項支農政策可能影響地方政府財政農業(yè)支出效率。這里引入年度虛擬變量來表示這一時期的支農政策變化,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。同時為了考察農業(yè)政策對東中西三個地區(qū)的不同影響,引入農業(yè)政策虛擬變量與三個地區(qū)虛擬變量的交互項?；谏鲜鲈O定,可得以下回歸模型:

其中zit表示中國各省份1995～2010年的綜合技術效率評價結果,χi1、χi2、χi3、χi4表示考察期各年農民人均收入（元/人）、農村人口密度(人/平方千米)、城市化水平（城鎮(zhèn)人口數/總人數）、財政分權指標，Dij表示會對農業(yè)支出綜合技術效率造成影響的虛擬變量，包括農業(yè)政策虛擬變量、東中西三個地區(qū)虛擬變量,以及地區(qū)虛擬變量和政策變量的交互項。由于綜合技術效率評價結果處于0～1之間的數值,同時為了避免OLS估計帶來的偏誤和充分利用面板數據中所包含的橫截面和時間序列信息,所以采用受限的Tobit隨機效應面板模型來進行回歸分析。相關數據來自于各年中國統(tǒng)計年鑒、中國財政年鑒。運用Eviews5.0的Tbit分析可以得出表3的五個模型回歸結果。

2.2.2 實證結果

（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中的系數都為負,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。這說明比起中部地區(qū),我國東部地區(qū)和西部地區(qū)的政府支出效率偏低,這進一步證明了上述財政農業(yè)綜合技術效率的分析結果。

（2）表3的結果顯示,農業(yè)人口密度與政府農業(yè)支出效率呈微弱的正相關關系，且顯著性較強，這個與原假設相符。城鎮(zhèn)化水平與財政農業(yè)支出效率也是在五個模型中有四個呈較為顯著正相關，這一結論說明城鎮(zhèn)化水平越高,城鄉(xiāng)生產要素的對流能力就越強,農業(yè)生產率就越高。農村人口密度與財政農業(yè)支出效率呈現顯著的正相關，這也印證了Grossman的觀點，規(guī)模經濟可以解釋這一結論。

（3）在模型2中加入了財政分權變量,得出在5%的顯著水平上它與政府農業(yè)支出效率存在負向關系，而在加入農業(yè)政策變量的模型4和模型5中,財政分權對政府農業(yè)支出效率的影響仍然為負,而且是在1%的水平上顯著,顯著性變得更高，說明該結果具有較好的穩(wěn)健性。這一結果是與西方主流財政分權理論財政分權與政府支出效率正相關的觀點是相悖的，這可以從我國的財政分權體制來理解這個結論，與其他國家財政分權不同，我國的財政分權是密切聯系著相對集權的政治體制的。該體制下地方政績考核中最為重要的指標是經濟增長,地方政府官員有更大的激勵去提高短期產出顯著的財政支出的規(guī)模和效率，而那些短期之內不易提高的財政支出效率往往受到忽視。地方政府在農業(yè)支出大多是用于基礎設施領域，對于短期經濟增長數據貢獻不是很明顯，由此財政農業(yè)支出預算執(zhí)行緩慢，往往資金到位率低，甚至出現這部分資金被擠占的情況，最終會影響和降低資金的使用效率。對于財政分權程度越高的省份,地方政府對財政資源的支配能力更強,這種效應越可能嚴重。

為進一步考察財政分權在不同地區(qū)對政府農業(yè)支出效率影響的差異,在模型3中加入了財政分權與三個地區(qū)虛擬變量的交互項。表4結果顯示,東部地區(qū)和西部地區(qū)政府農業(yè)支出效率因財政分權而受到的影響遠高于對中部地區(qū)的影響。同時該效應在東西部地區(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果顯示我國地方政府農業(yè)支出的綜合技術效率表現出中部地區(qū)較高、而東西部地區(qū)較低的特點相符的。因此,要縮小東、中、西三個地區(qū)之間的效率差異可進行適當的財政集權。

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

表3 我國地方政府財政農業(yè)支出影響因素實證結果（一）

表4 我國地方政府財政農業(yè)支出影響因素實證結果（二）

3 結論及政策建議

本文用DEA-Tobit兩步法評價了我國31個省份1995～2010年政府農業(yè)支出的三種效率。結果顯示：從橫向看,我國財政農業(yè)支出效率存在顯著的地區(qū)差異，中部地區(qū)地方政府農業(yè)支出效率高于東部地區(qū)和西部地區(qū)。從縱向時間序列上看，31個省份的平均綜合技術效率、純技術效率和規(guī)模技術效率總體呈遞增趨勢。基于核算得到的財政農業(yè)綜合效率評價結果,進一步通過隨機效應Tobit回歸模型分析了影響各省份政府農業(yè)支出效率差異的因素，得出:農民人均收入、城市化水平和農村人口密度對政府農業(yè)支出效率存在的正效應,。在控制了經濟、社會和人口等因素后,財政分權對政府農業(yè)效率的影響為負,要縮小東中西三個地區(qū)之間的效率差異可進行適度的財政集權。三農政策實施對我國中西部地區(qū)地方政府農業(yè)支出效率的提高有顯著的促進作用,要縮小東中西三個地區(qū)之間政府農業(yè)支出效率差異可繼續(xù)實行目前的農業(yè)政策。

由本文結論得出的政策建議是:從財政政策看,對于規(guī)模收益遞減的地方政府應該調整優(yōu)化農業(yè)支出結構來消除效率損失，對于規(guī)模收益遞增的地方政府則需要進一步增加政府農業(yè)投入來改善其效率；此外，在現有財政制度下適度的財政集權有助于提高政府效率。從支農政策看,不斷深化農業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略改革,更為合理地配置各種地方農業(yè)資源也是提高我國政府財政農業(yè)支出效率的重要途徑。

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