謝艷鋒，朱美玲，余國新，朱振寧

（新疆農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院 新疆 烏魯木齊830052）

新疆是農(nóng)業(yè)大省，2012年新疆第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口占全疆總?cè)丝诘?8.73%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占全疆總產(chǎn)值的17.60%，相對于全國平均水平：第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口占總?cè)丝诘?3.6%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值的10.1%，二者均高于全國平均水平。因此，農(nóng)業(yè)發(fā)展關(guān)系到新疆整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和社會穩(wěn)定。目前，新疆地方財(cái)政的農(nóng)業(yè)投入嚴(yán)重不足，呈現(xiàn)部分資金削減整合和支農(nóng)投入力度環(huán)比下降的趨勢，對新疆農(nóng)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生了較大壓力。對此，從財(cái)政支農(nóng)支出貢獻(xiàn)率的角度實(shí)證分析財(cái)政支農(nóng)支出對新疆農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長的影響，對于優(yōu)化政府的財(cái)政支農(nóng)決策，推動新疆農(nóng)業(yè)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

目前，對財(cái)政支農(nóng)效率的研究主要立足于兩方面，一是從要素投入的角度分析財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值或農(nóng)民收入的貢獻(xiàn)率[1－10]，二是從財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)角度分析財(cái)政支農(nóng)支出系統(tǒng)內(nèi)部各項(xiàng)支出的產(chǎn)出貢獻(xiàn)率[11－13]。針對新疆財(cái)政支農(nóng)效率問題，李寧[14]對新疆財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行了研究，但其采用的脈沖分析并未建立在平穩(wěn)序列基礎(chǔ)上，因此研究結(jié)果有待考證。也有一些學(xué)者對新疆財(cái)政支農(nóng)效率進(jìn)行了研究[15－17]，但其在數(shù)據(jù)處理和計(jì)量方法上均存在一定不足。為此，筆者基于廣義柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，構(gòu)建新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入產(chǎn)出模型，測算新疆財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長的貢獻(xiàn)率，為新疆制定和調(diào)整財(cái)政支農(nóng)政策提供參考。

1 資料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來自1990—2012年《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國財(cái)政年鑒》。1991—2006年新疆財(cái)政支農(nóng)數(shù)據(jù)來自朱美玲[18]課題調(diào)研數(shù)據(jù)。由于2007年起國家對財(cái)政支農(nóng)的統(tǒng)計(jì)口徑發(fā)生變化，因而采用新疆財(cái)政廳各項(xiàng)財(cái)政支農(nóng)支出事業(yè)費(fèi)之和計(jì)算財(cái)政支農(nóng)支出。

1.2 變量選擇與模型構(gòu)建

根據(jù)柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值具有貢獻(xiàn)的要素有資本、勞動和技術(shù)進(jìn)步。因此，以新疆農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值y（萬元）為因變量（產(chǎn)出變量），以投入要素為自變量，包括農(nóng)作物播種面積x1（千hm2）、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口x2（萬人）、農(nóng)用化肥折純量x3（萬t）、農(nóng)民家庭的生產(chǎn)性固定資產(chǎn)支出x4（元／人）、財(cái)政支農(nóng)支出總額x5（萬元）。

在廣義柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)基礎(chǔ)上，構(gòu)建新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入產(chǎn)出模型：

式中，A 表示技術(shù)進(jìn)步，a、b、c、d、e分別為各投入要素對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的彈性，也即是各要素的投入產(chǎn)出效率，r為隨機(jī)干擾項(xiàng)。在模型回歸前，先對各變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)和JJ協(xié)整檢驗(yàn)，通過ADF檢驗(yàn)判斷其是否為平穩(wěn)序列，若為平穩(wěn)序列則直接建立回歸模型；若為非平穩(wěn)序列，通過差分將其轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)序列。同時，根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)，當(dāng)非平穩(wěn)序列差分后出現(xiàn)單整時，原非平穩(wěn)序列可能存在長期穩(wěn)定關(guān)系；在非平穩(wěn)序列存在長期協(xié)整關(guān)系時，可直接建立經(jīng)典回歸模型[19]。

2 結(jié)果與分析

2.1 新疆財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的變化

圖1 1990—2012年新疆財(cái)政支農(nóng)支出和財(cái)政總支出及農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的變化趨勢Fig.1 Variation trends of financial expenditure supporting agriculture，gross financial expenditure and total agriculture output value in Xinjiang during1990－2012

圖2 1990—2012年新疆財(cái)政總支出的支農(nóng)支出占比及經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占比的變化趨勢Fig.2 Variation trends of expenditure supporting agriculture in gross financial expenditure and total agricultural output value in total economical output value

1990—2012年，新疆財(cái)政總支出、財(cái)政支農(nóng)支出和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的年平均增長率分別為20.64%、17.83%和14.12%，財(cái)政支農(nóng)支出的增長率低于財(cái)政總支出的增長率。從圖1看出，財(cái)政支農(nóng)支出與財(cái)政總支出、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值在1990—2007年具有相同的平緩增長趨勢，財(cái)政支農(nóng)支出隨著財(cái)政總支出的增加而增加，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值則隨著財(cái)政支農(nóng)支出的增長而增長。2008—2012年財(cái)政支農(nóng)支出增長速度放緩，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和財(cái)政總支出的增長趨勢增強(qiáng)，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增長速度遠(yuǎn)快于財(cái)政支農(nóng)支出增長速度，財(cái)政支農(nóng)支出的增長率相對保持穩(wěn)定。進(jìn)一步從圖2看出，對于新疆財(cái)政支農(nóng)支出占財(cái)政總支出的比例和新疆農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值的比例，兩者的變化趨勢比較相似，1990—2012年兩者均呈整體下降趨勢，并且波動情況相對吻合，說明，財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之間存在長期的相關(guān)性。

2.2 新疆財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長的貢獻(xiàn)率

采用Eviews 6.0對各變量序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，lnx1、lnx2、lnx3和lnx4在10%水平均不顯著，但其經(jīng)過一階差分后在10%水平均顯著，即都滿足一階單整。對其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)得出，各變量在5%顯著性水平存在3個協(xié)整關(guān)系，在10%的顯著性水平存在4個協(xié)整關(guān)系。表明，各變量序列的組合存在長期均衡關(guān)系，可以用于構(gòu)建模型。采用Eviews 6.0對（1）式進(jìn)行回歸得到：

從（2）式看出，農(nóng)作物種植面積x1、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口x2與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值y呈負(fù)相關(guān)，與經(jīng)濟(jì)學(xué)經(jīng)驗(yàn)理論相悖，因而需要對模型進(jìn)行修正。對因變量與各自變量分別進(jìn)行逐步回歸發(fā)現(xiàn)，農(nóng)用化肥折純量x3與農(nóng)民家庭的生產(chǎn)性固定資產(chǎn)支出x4存在較強(qiáng)的序列相關(guān)性，而農(nóng)作物種植面積x1與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口x2存在共線性。對此，根據(jù)各自變量對模型的影響程度，剔除農(nóng)作物種植面積x1和農(nóng)用化肥折純量x3。其后，對剩余的4 個變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)（表1）得出，各變量存在2個協(xié)整關(guān)系，說明變量之間存在長期均衡關(guān)系，進(jìn)而采用Eviews 6.0對這4變量進(jìn)行回歸（表2）。

表1 修正后的新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入產(chǎn)出模型變量的協(xié)整檢驗(yàn)Table 1 Co－integration test for variables of the corrected input－output model in agricultural production in Xinjiang

表2 修正后的新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入產(chǎn)出模型回歸Table 2 Regression of the corrected input－output model in agricultural production in Xinjiang

根據(jù)表2，得到修正后的新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入產(chǎn)出模型為：

從（3）式看出，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與勞動力投入呈負(fù)相關(guān)，根據(jù)要素投入的邊際遞減規(guī)律表明，相對于其他要素，現(xiàn)階段減少勞動力投入有利于增加農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值。從現(xiàn)實(shí)情況看，現(xiàn)階段新疆農(nóng)村生產(chǎn)方式大多是分散的家庭生產(chǎn)，加之大部分農(nóng)村少數(shù)民族人口仍然從事傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力效率低，需要通過轉(zhuǎn)移農(nóng)業(yè)剩余勞動力提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效率。農(nóng)民家庭的生產(chǎn)性固定資產(chǎn)支出每增加1百分點(diǎn)，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長0.61百分點(diǎn)，財(cái)政支農(nóng)支出每增加1百分點(diǎn)，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增加0.29百分點(diǎn)，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的增長具有明顯影響，與魏朗[1]根據(jù)全國平均水平計(jì)算得出的財(cái)政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率約為30%的結(jié)果相符。比較來看，農(nóng)民家庭的生產(chǎn)性固定資產(chǎn)支出對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長的貢獻(xiàn)率高于財(cái)政支農(nóng)支出。原因在于，農(nóng)民的生產(chǎn)性固定資產(chǎn)支出是對農(nóng)業(yè)的直接資本投入，而財(cái)政支農(nóng)支出為間接資本投入，并且目前新疆財(cái)政支農(nóng)支出的投入主要針對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等方面，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更多的是間接的促進(jìn)作用，因此貢獻(xiàn)率低于農(nóng)民的直接資本投入。

3 結(jié)論與討論

現(xiàn)階段，勞動力投入對新疆農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的增長具有負(fù)面影響，而資本要素投入，包括農(nóng)民的固定資產(chǎn)支出和財(cái)政支農(nóng)支出對新疆農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的增長具有顯著的正向促進(jìn)作用，農(nóng)民的固定資產(chǎn)支出對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的貢獻(xiàn)率高于財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的貢獻(xiàn)率。同時，新疆財(cái)政支農(nóng)支出水平尚未達(dá)到最優(yōu)規(guī)模，資本的邊際生產(chǎn)率尚處于隨著投入的增加而上升的階段，繼續(xù)增加財(cái)政支農(nóng)支出能夠給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來較大的效益。因此，在現(xiàn)階段的財(cái)政政策制定中應(yīng)注意：1）增加財(cái)政支農(nóng)支出在財(cái)政總支出中的比例，加大財(cái)政對農(nóng)業(yè)的投入。新疆農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)薄弱，農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)落后、生產(chǎn)條件較差，農(nóng)村家庭經(jīng)濟(jì)貧困，家庭生活消費(fèi)占家庭支出的比例較大，農(nóng)民缺乏對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資本積累，限制了其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的直接投入，因此，需要政府的扶持來改善農(nóng)民的資本投入，通過加大財(cái)政支農(nóng)力度，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的要素投入結(jié)構(gòu)，釋放農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力潛力，提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)值。2）以財(cái)政支農(nóng)支持為杠桿，引導(dǎo)社會資本投向農(nóng)業(yè)發(fā)展項(xiàng)目，吸引社會資本改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入的結(jié)構(gòu)，發(fā)揮財(cái)政杠桿作用。3）在財(cái)政支農(nóng)支出中加大對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的直接補(bǔ)貼。農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼能增加農(nóng)民的資本積累，提高農(nóng)民在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上的直接投入，并能夠結(jié)合市場變化調(diào)控生產(chǎn)者的生產(chǎn)經(jīng)營決策，促進(jìn)其改善生產(chǎn)水平和收益，增加自身收入。

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