摘要：農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調整既是生產(chǎn)力發(fā)展規(guī)律的體現(xiàn)，更是政府財政支農(nóng)政策引導的結果。本文在厘清財政支農(nóng)的結構調整效應基礎上，以1997—2016年中國31個省份為研究對象，將農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構分解為合理化和高級化，并運用空間杜賓模型檢驗財政支農(nóng)對二者的影響。結果發(fā)現(xiàn)：無論是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)還是高級化指數(shù)，在空間上均存在明顯的依賴特征，且后者略強于前者;財政支農(nóng)整體上對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響不顯著，但會推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構向高級化發(fā)展，尤以鄰近地區(qū)財政支農(nóng)對本地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化的影響最大;農(nóng)業(yè)科技進步、經(jīng)濟發(fā)展水平和工業(yè)化是影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調整的重要因素，且鄰近地區(qū)的財政支農(nóng)、工業(yè)化、人力資本、經(jīng)濟發(fā)展水平等也會顯著影響本地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調整。鑒于此，本文建議進一步優(yōu)化財政支農(nóng)投入結構，并發(fā)揮財政支農(nóng)的“擠入效應”，以更好地推動農(nóng)業(yè)內部細分產(chǎn)業(yè)的協(xié)調發(fā)展與合理布局，以及各產(chǎn)業(yè)的不斷優(yōu)化升級。

關鍵詞：財政支農(nóng);農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化;農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化;空間杜賓模型

中圖分類號：F3238文獻標識碼：A文章編號：1000176X（2020）05008210

一、引言

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構是衡量一國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平與競爭力的重要標志，也是社會各界關注的重點內容。經(jīng)過改革開放四十余年的發(fā)展，中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構發(fā)生了較大變化，從“以糧為綱”的單一結構轉變?yōu)椤岸喾N經(jīng)營與農(nóng)林牧漁業(yè)綜合發(fā)展”的結構[1]，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構日漸合理。探究農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構不斷演進的動力來源可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構變遷不僅是生產(chǎn)力發(fā)展規(guī)律的體現(xiàn)，更是政府產(chǎn)業(yè)政策引導的結果，與政府的財政支農(nóng)支出等密切相關。然而，由于財政支農(nóng)資金配置規(guī)模不足和配置結構不合理的雙重矛盾，以及地域間本身存在的差異性，使得財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)發(fā)展與結構調整的影響具有明顯的不均衡性與異質性[2]。加之農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調整過程中存在的“羊群效應”，以及財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)供給結構調整具有的滯后效應，這在一定程度上也加劇了農(nóng)業(yè)內部供給結構失衡的狀態(tài)[3-4]。當前，中國農(nóng)業(yè)正處于轉變發(fā)展方式、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構與轉換增長動力的攻堅期，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級已成為推動農(nóng)業(yè)全面升級的關鍵所在。那么，如何在“質量興農(nóng)”的背景下，通過有效的財政支農(nóng)，促進不同類型的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)之間、不同的產(chǎn)品生產(chǎn)之間以及不同農(nóng)業(yè)發(fā)展階段之間（如當前發(fā)展與長遠發(fā)展）的動態(tài)協(xié)調，是當前農(nóng)業(yè)結構性變遷與實現(xiàn)高質量發(fā)展過程中必須考慮的重要問題。

二、文獻綜述與理論分析

（一）文獻綜述

從中國農(nóng)業(yè)發(fā)展歷程來看，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長、農(nóng)業(yè)科技進步、財政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)外商直接投資、農(nóng)業(yè)對外貿易、制度變遷等是推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構不斷調整的重要推力[5-6]。改革開放以后，隨著家庭聯(lián)產(chǎn)承包作用被激發(fā)，制度變遷的積極效應被給予重點關注，由此也造成在研究相關問題時財政支農(nóng)這一變量常被忽略，而制度創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的效應被高估[7-8]。實際上，農(nóng)業(yè)投入不足特別是農(nóng)業(yè)公共物品投入不足，是制約農(nóng)業(yè)快速發(fā)展與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調整的重要因素[9]。

財政支農(nóng)政策是影響對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調整的重要誘因。整體而言，財政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化之間存在著長期關聯(lián)性，且財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化具有一定的正向作用[10]。這是因為財政支農(nóng)帶有較強的政府調控特征，其可通過經(jīng)濟手段對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素和資源進行重新配置，能夠引導農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構朝著合理的方向調整與轉型，并減輕由于競爭力不足所造成的其他不利影響，進而有利于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化[11]。就糧食作物而言，財政支農(nóng)與糧食生產(chǎn)之間也存在明顯的同步波動的現(xiàn)象[12]。特別是隨著我國農(nóng)產(chǎn)品需求壓力增大以及國家確保糧食安全目標等要求更加迫切，原有的“多取少予”的財政支農(nóng)政策逐漸演變?yōu)椤吧偃《嘤琛薄爸挥璨蝗　薄岸嘤枭偃》呕睢钡呢斦мr(nóng)政策，這有效地推動了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化[13]。而財政支農(nóng)資金在農(nóng)業(yè)領域的傾斜性投入，又能夠有效擴大優(yōu)質高效特色作物種植規(guī)模，推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)內部結構不斷優(yōu)化，并促使農(nóng)業(yè)朝著生態(tài)、綠色方向發(fā)展[14]。

與此同時，財政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調整之間也存在著明顯的滯后效應[10]。這可以理解為，盡管財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構、農(nóng)業(yè)種植結構以及糧食種植結構具有顯著的正向影響，但這種影響卻帶有明顯的滯后性。其原因主要在于，諸如糧食保護價收購、補貼政策等財政支農(nóng)支出，會影響農(nóng)民未來幾年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)安排，并傾向于種植更多受政策補貼的谷物面積，致使糧食種植比例不斷提升，進而影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構[4]。

上述研究在豐富相關領域成果方面具有重要貢獻，但同時也存在如下可拓展的方面：（1）針對財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調整的研究仍相對較為缺乏，這為本研究順利開展提供可能。（2）既有研究大多僅考慮財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調整的整體影響，未能較好地呈現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構變遷的具體情況，并區(qū)別財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)結構不同維度調整的差異化影響。（3）大多研究仍基于空間均質的假設展開，并未將區(qū)域間的異質性特征特別是鄰域間的溢出效應考慮在內，這使得其現(xiàn)實解釋力大打折扣。鑒于此，本文在將農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構劃分為合理化和高級化兩個維度的基礎上，從理論上厘清財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調整的作用機制，并借助空間面板模型進行檢驗，以更好地解釋二者之間的關系。

（二）理論分析

借鑒干春暉等[15]研究，本文將從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化兩個維度刻畫農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的動態(tài)變遷過程，并從理論上分析財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化的影響。

首先，財政支農(nóng)通過改善農(nóng)業(yè)與農(nóng)村基礎設施建設，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，進而推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的合理化。水利灌溉等基礎設施是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的命脈所在，也是開展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化的必要條件[16]。農(nóng)業(yè)具有自然再生產(chǎn)與經(jīng)濟再生產(chǎn)的雙重特性，加之其本身為弱質產(chǎn)業(yè)，這使得農(nóng)業(yè)較其他產(chǎn)業(yè)更易受自然風險和市場風險的雙重約束。而農(nóng)業(yè)基礎設施的不斷完善與生產(chǎn)條件的逐步改善，可有效降低這些風險，突破原有“以糧為綱”的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構，推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的商業(yè)化、多元化，而原有單一的“農(nóng)業(yè)—種植業(yè)—糧食”的生產(chǎn)結構得到較大改善，在增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的同時，推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構更加合理化。與此同時，財政支農(nóng)的增加以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的改善，最直接的體現(xiàn)在于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高，這將使眾多農(nóng)業(yè)勞動力從種植業(yè)中轉移出來，使得勞動力向其他經(jīng)濟部門流動與轉移，形成農(nóng)、工、商綜合發(fā)展的產(chǎn)業(yè)結構[17]。與此同時，財政支農(nóng)資金的增加，特別是對高產(chǎn)、優(yōu)質、高效等農(nóng)業(yè)投入比重的增加，有利于確保農(nóng)業(yè)內部更多細分產(chǎn)業(yè)的正常生產(chǎn)，在推動非種植業(yè)部門產(chǎn)值不斷增加的同時，也起到優(yōu)化結構的積極效應[18]。正是通過差異性地對農(nóng)業(yè)細分產(chǎn)業(yè)配置財政資源，其將影響不同細分產(chǎn)業(yè)的成本收益結構，并構成了財政支農(nóng)影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調整的重要機制[19]。此外，政府對交易市場（如批發(fā)市場等）、信息化設施的建設均會推動當?shù)剞r(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構越來越趨向合理化[18]。

其次，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化作為產(chǎn)業(yè)結構調整質量的重要體現(xiàn)，其能夠較好地從結構角度刻畫農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力提升的程度。而這又可以分解為產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率水平提高和內部細分產(chǎn)業(yè)比例關系的演進兩個維度[20]。故而財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化的影響可表述為：一方面，財政支農(nóng)通過差異化對農(nóng)業(yè)內部細分產(chǎn)業(yè)間配置財政資源，從而擴大高生產(chǎn)效率產(chǎn)業(yè)的比例。隨著不同產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率與優(yōu)勢的變化，財政支農(nóng)支持會從生產(chǎn)效率相對低的產(chǎn)業(yè)轉向生產(chǎn)效率高的產(chǎn)業(yè)，在不同產(chǎn)業(yè)間的替代與協(xié)調中實現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的高級化轉換。另一方面，財政支農(nóng)通過加快農(nóng)業(yè)科技進步，提升專業(yè)化與分工程度，進而推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構不斷向高級化階段邁進。農(nóng)業(yè)科技進步是推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化的重要驅動力，財政支農(nóng)中科技三項費用等支出，不斷推動著農(nóng)業(yè)科技進步與生產(chǎn)技術裝備革新，加快農(nóng)業(yè)科技成果推廣的步伐與速度，加之農(nóng)業(yè)分工與專業(yè)化程度提高所帶來的效率的提升與生產(chǎn)成本的降低，使得具有較大農(nóng)業(yè)科技進步潛力的優(yōu)質產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率明顯高于非優(yōu)質產(chǎn)業(yè)。相應地，在同等的生產(chǎn)條件下，生產(chǎn)效率高的優(yōu)質產(chǎn)業(yè)更有可能獲得更多的財政支農(nóng)資金的支持，由此農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構也逐漸向高級化階段邁進。此外，財政支農(nóng)對私人部門投資還具有一定的“擠入效應”，諸如政府購買農(nóng)業(yè)社會化服務等行為，直接形成對私人產(chǎn)品或勞務的需求，從而撬動私人部門對農(nóng)業(yè)的投資，并激勵著外部資金向農(nóng)業(yè)內部流入，推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升、產(chǎn)業(yè)的成長以及結構的高級化[21-19]。

最后，無論財政支農(nóng)通過何種途徑影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構，均是在一定的空間背景下展開的，且具有一定的空間溢出效應。理論上講，財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調整的空間效應是通過多方面形成的。得益于良好的農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新與技術擴散等“高級資源”，以及農(nóng)業(yè)專業(yè)化分工與協(xié)作，鄰近地區(qū)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)網(wǎng)絡聯(lián)系效應增強[22]。由此，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構在空間上也表現(xiàn)出明顯的一致性與聚類特征，這從長江中下游和山東等地的基本事實即可得知[23-24]。加之現(xiàn)階段中國財政支農(nóng)增長本身就具有較強的地理相關性與溢出效應[25]，由此產(chǎn)生的后果是，一地區(qū)財政支農(nóng)支出發(fā)生變化，不僅會引起本地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的變化，且其與鄰近地區(qū)內部形成的競合互動關系也會隨之改變[26]，進而鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構也會發(fā)生變化。綜上，財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的影響具有一定的空間溢出效應。

三、模型設定、變量界定與數(shù)據(jù)來源

（一）空間杜賓模型

相較于傳統(tǒng)面板模型，空間面板模型引入空間權重矩陣，將經(jīng)濟事物間的空間異質性和關聯(lián)性考慮在內，與現(xiàn)實情況也更為貼合，故而在分析經(jīng)濟問題時更具有解釋力與說服力。

本文擬采用空間杜賓模型（SDM）來檢驗財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的各類影響效應。其主要原因在于，空間杜賓模型作為空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）的廣義形式，其不僅包含因變量的空間滯后項，也包括自變量的空間滯后項，故而較其他兩個模型更為適合捕捉其中的空間效應[27]。一般地，空間杜賓模型的基本表達式為：

Y=ρWY+βX+θWX+ε（1）

考慮到農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構變化在時間上可能存在著較強的滯后效應，以及農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構可能與經(jīng)濟增長等因素存在雙向因果關系繼而會引發(fā)內生性問題，由此依據(jù)空間杜賓模型的基本形式，結合研究目的和研究內容，構建動態(tài)的空間杜賓模型，具體表達式為：

strit=β0+ρ∑nj=1Wijstrjt+αfisit+β1Wijfisjt+γiXit+λ∑nj=1WijXjt+ui+λt+εit（2）

其中，strit和strjt分別為t時期i地區(qū)和j地區(qū)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構變動;fisit和fisjt分別為t時期i地區(qū)和j地區(qū)的財政支農(nóng)變量;Wij為i地區(qū)和j地區(qū)空間權重矩陣;Xit為影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調整的其他因素;Wijstrjt、Wijfisjt和WijXjt分別為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的空間滯后項、財政支農(nóng)的空間滯后項和其他因素的空間滯后項;ui和λt為個體效應;εit為隨機擾動項;β0、ρ、α、β1、γ和λ為待估參數(shù)。當然，需要提及的是，在模型估計的過程中，需通過Wald檢驗和LR檢驗對空間杜賓模型是否可以簡化為另外兩種模型（即空間滯后模型或空間誤差模型）進行甄別，以確?？臻g面板模型設定的科學性。如果同時拒絕Wald檢驗和LR檢驗，說明應選擇空間杜賓模型;否則，應選擇空間誤差模型或空間滯后模型估計結果。

（二）變量界定與數(shù)據(jù)來源

1被解釋變量

如上文所述，本文將從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化兩個維度表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構變遷。

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化（tl）。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化反映的是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構內部（如農(nóng)、林、牧、漁等）間的協(xié)調度和生產(chǎn)要素有效利用狀況，通常采用結構偏離度（也稱“泰爾指數(shù)”）等指標進行測度[28]。一般地，結構偏離度的具體公式可表達為：

tl=∑ni=1yiylnyi/yli/l（3）

其中，y為農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值;yi為農(nóng)業(yè)各細分產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值;l為農(nóng)林牧漁業(yè)勞動力數(shù)量;li為農(nóng)業(yè)細分產(chǎn)業(yè)部門勞動力數(shù)量。由式（3）可知，tl越大，說明農(nóng)業(yè)各細分產(chǎn)業(yè)間的協(xié)調度越差，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構越不合理;反之，則趨向合理。特別地，當農(nóng)業(yè)各細分產(chǎn)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)平均勞動生產(chǎn)率一致時，tl=0，達到均衡狀態(tài)。

需要說明的是，由于中國官方統(tǒng)計資料并未公布農(nóng)業(yè)部門各細分產(chǎn)業(yè)的勞動力數(shù)量數(shù)據(jù)，故而采用學術界常用的做法，以各年農(nóng)業(yè)各細分產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值比重與農(nóng)林牧漁業(yè)勞動力乘積表示。由于2012年后，農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員數(shù)量并不公布，采用移動平均法對其進行補充。上述相關數(shù)據(jù)主要來自于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，其中，產(chǎn)值等指標以1997年為基期作不變價處理。

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化（ei）。目前，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化的測度方面通常使用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比值進行衡量[15]。而在農(nóng)業(yè)領域，農(nóng)牧產(chǎn)值比、糧經(jīng)作物面積比、林牧漁業(yè)產(chǎn)值與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值比、農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)與農(nóng)林牧漁業(yè)之比成為度量農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化的主要指標[29]-[31]?？紤]到2003年中國將原本屬于第三產(chǎn)業(yè)的農(nóng)林牧漁服務業(yè)歸為第一產(chǎn)業(yè)的做法，而單一指標又難以較為科學、全面地體現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化內容，本文將采用熵值法從農(nóng)牧產(chǎn)值比、糧經(jīng)作物面積比、林牧漁業(yè)產(chǎn)值與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值比三方面對其進行衡量。相關指標數(shù)據(jù)均出自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)業(yè)年鑒》。

而之所以采用熵值法，其原因主要在于：首先，該方法能夠將上述內容盡可能全面地包含在內，較為客觀地體現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化的過程;其次，相較于其他方法，該方法能夠根據(jù)各構成指標自身的變化賦權，避免人為主觀賦權等弊端 [32]。熵值法的具體操作過程如下：

若存在I個決策單元（如省份）J項待評指標（如農(nóng)牧產(chǎn)值比等），那么，對于i省份第j個指標的原始數(shù)值eij（i=1，2，3，…，I;;j=1，2，3， …，J）而言：（1）對原始數(shù)據(jù)eij進行標準化處理：e′ij=（eij-j）/sj。其中，j和sj分別為待評指標j的均值和標準差。（2）對標準化后數(shù)值e′ij進行線性變化，即zij=aeiij+b（a=10，b=60），以保證其非負取值。（3）計算i省份第j項待評指標的比重pij，即pij=zij/∑ii=1zij。（4）計算待評指標j的熵值sj，即sj=-k∑Ii=1pijlnpij，k=lnI。（5）計算待評指標j的差異性系數(shù)cj，即cj=1-sj。（6）計算待評指標j的權重wj與省份i的最終得分fi，即wj=cj/∑Jj=1cj，fi=∑Jj=1wjpij。

2解釋變量

財政支農(nóng)資金（fis）。財政支農(nóng)資金是指財政支出中用于支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)緊密相關的資金，其反映的是政府對農(nóng)業(yè)的扶持力度。一般地，財政支農(nóng)資金包含支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)林水利氣象等事業(yè)費、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出、農(nóng)業(yè)基本建設支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用、政策性補貼支出等?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文借鑒李谷成[33]的做法，從支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)林水利、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)等三個方面估算財政支農(nóng)資金，并以各地區(qū)財政支農(nóng)支出占財政總支出比重表示。相關數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)業(yè)年鑒》等。

3控制變量

本文還控制了如下變量：經(jīng)濟發(fā)展水平（gdp），采用各地區(qū)人均GDP表示。自然災害（dis），以農(nóng)作物受災面積占農(nóng)作物播種面積比重表示。人力資本（edu），以農(nóng)村平均受教育年限表示。農(nóng)業(yè)科技進步（tech），借鑒程莉和劉志文[34]與張寬等[35]的做法，以農(nóng)業(yè)機械總動力與農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員的比值表示。工業(yè)化（ind），以工業(yè)增加值占國內生產(chǎn)總值的比重表示。農(nóng)產(chǎn)品進出口貿易（open），采用各省份農(nóng)產(chǎn)品進出口總額占農(nóng)業(yè)增加值的比重表示。其中，農(nóng)產(chǎn)品進出口總額由各省份各年人民幣對美元的匯率計算而得。城鎮(zhèn)化（urban），采用人口城鎮(zhèn)化度量，以非農(nóng)人口占總人口的比重表示。上述變量中，所有涉及國內生產(chǎn)總值和產(chǎn)值的指標均以1997年為基期作不變價處理。各變量指標主要出自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)業(yè)年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》等。需要說明的是，由于部分指標（如農(nóng)產(chǎn)品進出口總額）出自《中國農(nóng)業(yè)年鑒》（實際值目前僅統(tǒng)計到2016年），為保持各指標統(tǒng)計口徑與時間跨度的一致性，本研究的時間跨度為1997—2016年，而研究范圍僅包括中國大陸（或內陸）31省份，暫不涉及港、澳、臺三地。各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

四、檢驗結果與分析

（一）空間自相關檢驗結果分析

在進行空間杜賓模型估計前，本文先進行了空間自相關檢驗，結果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構變化存在著較為明顯的空間自相關性，因此，可采用空間面板模型進行估計，如圖1所示。

圖11997—2016年產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化的Morans I指數(shù)變動趨勢由圖1不難發(fā)現(xiàn)，1997—2016年中國省份農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構存在著較為明顯的空間依賴性，即產(chǎn)業(yè)結構調整過程中存在著一定趨同現(xiàn)象。換言之，中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的合理化和高級化指數(shù)分別具有明顯的局域聚類現(xiàn)象，呈現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化（或高級化）程度較高（低）與較高（低）省份團塊分布的現(xiàn)象。

（二）空間杜賓模型估計結果分析

1模型選擇

首先，采用拉格朗日乘子檢驗判斷是否適合采用空間面板模型估計。從空間依賴性檢驗結果來看，無論是SLM的LM檢驗和Robust LM檢驗，還是SEM的LM 檢驗和Robust LM 檢驗均在1%水平下顯著。這說明應拒絕原假設，若仍采用傳統(tǒng)OLS經(jīng)典模型估計則易產(chǎn)生偏差，故而應采用空間面板模型估計。其次，對于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化相關模型而言，進行Wald檢驗和LR檢驗后發(fā)現(xiàn)，Wald_spatial_lag和LR_spatial_lag分別為168522和164882，Wald_spatial_error和LR_spatial_error分別為164263和162184，且均在5%水平下顯著，說明應拒絕原假設，即空間杜賓模型不可簡化為SLM或SEM。同時，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化模型的結果也顯示，Wald_spatial_lag和LR_spatial_lag分別為703901和676877，Wald_spatial_error和LR_spatial_error分別為743622和710780，且均在1%水平下顯著，說明應拒絕原假設，即空間杜賓模型不可簡化為SLM或SEM。最后，由不同模型的Hausman檢驗結果來看，應采用固定效應模型相對較佳，在分析空間固定效應、時間固定效應和時空雙固定效應模型的R2和LogL值等后，認為雙固定效應模型略優(yōu)于其他模型。因此，下文對于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化的解釋也將圍繞此結果展開分析。

2農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化結果分析

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化空間杜賓模型估計結果如表2所示 。

由表2可看出，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化的空間滯后項系數(shù)為01080，并在10%的水平下顯著。這表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化指數(shù)在空間上存在著一定的依賴性與局部聚類現(xiàn)象。實際上，在國家推進農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展過程中，農(nóng)業(yè)內部產(chǎn)業(yè)結構的合理布局在省份之間通常存在較強的同質性，故而也就出現(xiàn)了上述現(xiàn)象。

財政支農(nóng)資金對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響系數(shù)為01267，但并不顯著。這說明，本文并未找到財政支農(nóng)資金有利于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化調整的證據(jù)。產(chǎn)生上述現(xiàn)象的原因可能在于，財政支農(nóng)資金的增加，其直接帶來農(nóng)業(yè)基礎設施的不斷完善與生產(chǎn)條件的改進，會推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升。但由于確保糧食安全始終是中國戰(zhàn)略性目標，為確保糧食安全而采取的產(chǎn)業(yè)政策使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中特別是糧食等種植業(yè)低水平生產(chǎn)規(guī)模擴張趨勢明顯而高質量產(chǎn)品供給明顯不足。這種過度關注數(shù)量增長而忽視質量提升的增長方式，也造成了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的不合理發(fā)展。而上述這些也均可從中國農(nóng)業(yè)領域目前存在的結構性失衡問題以及低質量發(fā)展水平等基本現(xiàn)實即可看出。

農(nóng)業(yè)科技進步的回歸系數(shù)為03670，并通過10%的顯著性檢驗，表明農(nóng)業(yè)科技進步并不利于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化。這主要是由于技術的革新，將會推動農(nóng)業(yè)各種要素利用效率和生產(chǎn)效率提高，特別地諸如勞動節(jié)約型等技術能夠直接提供勞動生產(chǎn)率，并將勞動力從傳統(tǒng)的種植業(yè)等部門解放出來，以從事更多與之相關的高附加值產(chǎn)業(yè)，并帶來產(chǎn)業(yè)的更加合理化。經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響系數(shù)為04898，并通過10%的顯著性檢驗，表明經(jīng)濟發(fā)展水平提高的直接后果是對農(nóng)產(chǎn)品需求數(shù)量的增加與質量的提升，隨之帶來的是對除傳統(tǒng)口糧消費外的肉蛋奶以及加工品需求的增加，這會推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)內部其他產(chǎn)業(yè)（如養(yǎng)殖與農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)等）的快速發(fā)展，并使得幾者之間的非均衡化發(fā)展。工業(yè)化的回歸系數(shù)為-02921，并通過10%的顯著性檢驗，這表明工業(yè)化的推進有利于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化。實際上，隨著工業(yè)化進程的推進，其可為農(nóng)業(yè)提供機械裝備并提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，推動農(nóng)業(yè)內部產(chǎn)業(yè)間的勞動生產(chǎn)率差距縮小，產(chǎn)業(yè)間協(xié)調發(fā)展的程度更高。

工業(yè)化的空間滯后項和人力資本的空間滯后項的回歸系數(shù)分別為11246和25536，分別通過10%和5%的顯著性檢驗。說明鄰近地區(qū)的工業(yè)化會推動本地區(qū)農(nóng)業(yè)內部產(chǎn)業(yè)之間的勞動生產(chǎn)率出現(xiàn)非均衡化發(fā)展，這主要是由于人才的跨區(qū)流動與區(qū)域間的外溢效應所致。鄰近地區(qū)城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響系數(shù)依次為-14209和-10731，分別在5%和10%水平下顯著。這可能是由于鄰近地區(qū)人口向城鎮(zhèn)的集聚以及人均消費水平的提升，其會推動糧食剛需的上升，并帶動鄰近地區(qū)對本地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品消費的增加，特別是由于消費需求升級等所帶來間接增加糧食需求等現(xiàn)象，亦會推動農(nóng)業(yè)內部產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率差異的縮小及各產(chǎn)業(yè)的協(xié)調發(fā)展。

3農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化結果分析

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化空間杜賓模型估計結果如表3所示。

由表3可看出，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化的空間滯后項系數(shù)為02620，且在1%水平下顯著，這表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化存在著較強的空間依賴性，即局部區(qū)域內省份間的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構在高級化的過程中具有趨同的跡象。實際上，對此并不難理解。對于那些地理區(qū)位因素等較為類似的省區(qū)來講，它們的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構同質程度較高，故而其高級化的調整過程往往也具有較強的一致性。

財政支農(nóng)資金的影響系數(shù)為-00263，且在10%水平下顯著，即隨著財政支農(nóng)資金的增加，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化的程度反而在降低，與預期相反。造成此種現(xiàn)象的原因主要是與中國仍以種植業(yè)為主體的農(nóng)業(yè)不合理產(chǎn)業(yè)結構并未發(fā)生實質變化有較大關系[36]。近十余年來，特別是自2004年之后，中國農(nóng)業(yè)財政支農(nóng)規(guī)模是在不斷擴大的，但隨著中國糧食剛性需求的增加（如工業(yè)用糧等）以及糧食消費模式發(fā)生改變等，國家將提高糧食綜合生產(chǎn)能力再次作為農(nóng)業(yè)結構調整的重心與基礎，2010年將糧食安全提升到新的戰(zhàn)略高度[18]，進一步推動種植業(yè)在農(nóng)業(yè)中占據(jù)更加重要的地位。當然，上述現(xiàn)象也可從中國糧食生產(chǎn)的“十二連增”等基本事實得知。

工業(yè)化的回歸系數(shù)為00514，并通過1%的顯著性檢驗，即工業(yè)化有利于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的高級化，這主要得益于工業(yè)化能夠為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供更加先進的技術與生產(chǎn)設備，能夠較好地提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，并推動農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)等產(chǎn)業(yè)發(fā)展。農(nóng)業(yè)科技進步和經(jīng)濟發(fā)展水平的影響系數(shù)分別為00321和00486，并都在1%的水平下顯著，表明農(nóng)業(yè)科技進步和經(jīng)濟發(fā)展水平均會對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化產(chǎn)生積極的推動作用。農(nóng)業(yè)科技進步是推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構變遷的主要力量，其可為農(nóng)業(yè)提供更為優(yōu)良的品種與生產(chǎn)技術和工藝，突破原有資源的利用范圍與限制，推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的合理化與高級化。經(jīng)濟發(fā)展水平的提高往往帶來的是人均消費水平的提高，以及對農(nóng)產(chǎn)品消費的多樣化與優(yōu)質化，從而會明顯帶動牧業(yè)、經(jīng)濟作物以及農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)等快速發(fā)展，即由日益擴大的中高端或高品質農(nóng)產(chǎn)品社會需求，會推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構向高級化邁進。

城鎮(zhèn)化的影響系數(shù)為-00411，并在5%水平下顯著，即城鎮(zhèn)化不利于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的高級化。城鎮(zhèn)化最主要的特征為人口向城鎮(zhèn)的聚集，其帶來的直接影響是對農(nóng)產(chǎn)品消費量的增加，而在中國確保糧食安全的基本要求下，種植業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的穩(wěn)定以及擴張仍是主要方面，故而盡管其他細分產(chǎn)業(yè)亦有一定的擴張與發(fā)展，但相比之下，種植業(yè)仍占到較大比重，也就出現(xiàn)了城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化具有負向影響的結果。需要提及的是，隨著人們對肉蛋奶等產(chǎn)品需求的增加，這也會間接增加農(nóng)作物種植規(guī)模的擴張，以滿足日益增長的畜禽養(yǎng)殖等飼料需求。

財政支農(nóng)資金的空間滯后項系數(shù)為00750，并在1%的水平下顯著，說明鄰近地區(qū)財政支農(nóng)資金的增加有利于本地農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構邁向高級化。這主要是由于鄰近地區(qū)財政支農(nóng)投入的增加，會帶來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的不斷改善，這也會對鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有一定的溢出效應，有利于本地發(fā)展附加值更高的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)。農(nóng)產(chǎn)品進出口貿易、城鎮(zhèn)化和自然災害的空間滯后項系數(shù)依次為-00487、-01770和-00158，均通過5%的顯著性檢驗，即三者均不利于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的高級化。鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)進出口貿易規(guī)模的擴張，其更大程度上代表的是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力的增強，這會對本地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)生不利影響。鄰近地區(qū)城鎮(zhèn)化進程的加快，帶來的是人口與農(nóng)產(chǎn)品消費規(guī)模的擴張，亦會增加對本地類似產(chǎn)品的消費與需求，而在糧食消費剛性需求增長明顯與國家糧食安全目標情況下，其最直接的后果即是帶來種植業(yè)及其相關產(chǎn)業(yè)的擴展要明顯快于其他產(chǎn)業(yè)。鄰近地區(qū)自然災害的發(fā)生特別是農(nóng)作物受災率的提高，其最直接的后果可能是促使本地農(nóng)作物播種面積的增加，由此并不利于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的高級化。

4各類效應分解分析

空間杜賓模型效應的分解結果如表4所示。

由表4可看出，就農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化而言，財政支農(nóng)資金的直接效應為01131、溢出效應為01225、總效應為02356，均不顯著。人力資本和工業(yè)化的溢出效應為26297和11659，分別通過5%和10%的顯著性檢驗，這意味著鄰近地區(qū)人力資本和工業(yè)化會推動本地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)間勞動生產(chǎn)率的分化與非協(xié)調化發(fā)展。而城鎮(zhèn)化的直接效應和溢出效應分別為-06983和-14006，均通過5%的顯著性檢驗，即城鎮(zhèn)化無論對本地還是鄰近地區(qū)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化都有著相反的負面效應。從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化的各類效應分解情況來看，財政支農(nóng)資金的溢出效應和總效應分別為00881和00653，依次通過1%和10%的顯著性檢驗。這說明財政支農(nóng)資金整體上有利于推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構邁向高級化階段，且這一積極作用對鄰近地區(qū)具有較強的外溢性。工業(yè)化的直接效應和總效應為00558和01363，并分別通過1%和5%顯著性檢驗，即工業(yè)化更大程度上是對本地和全國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化有利。而農(nóng)業(yè)進出口貿易、城鎮(zhèn)化和自然災害則會對鄰近地區(qū)和全國農(nóng)業(yè)高級化產(chǎn)生不利影響。此外，農(nóng)業(yè)科技進步和經(jīng)濟發(fā)展水平的直接效應為00307和00457，并分別通過1%和5%顯著性檢驗，表明農(nóng)業(yè)科技進步和經(jīng)濟發(fā)展水平有利于本地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化發(fā)展。

實際上，從表4 中變量的效應分解情況來看，各變量的溢出效應要明顯大于直接效應，這也從側面反映出本文采用空間杜賓模型進行估計是適宜的，模型設定也是相對科學的，這在一定程度上也會增加本文的現(xiàn)實解釋力。

五、結論與啟示

本文在厘清財政支農(nóng)的產(chǎn)業(yè)結構調整效應基礎上，以1997—2016年中國31個省份為研究對象，考慮空間異質性，運用空間杜賓模型檢驗了財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化的影響。研究結果發(fā)現(xiàn)：（1）無論是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調整的合理化指數(shù)，還是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調整的高級化指數(shù)均在空間上存在較為明顯的依賴性特征，且后者略強于前者。（2）財政支農(nóng)整體上對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響不顯著，但卻會推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構邁向高級化。特別地，鄰近地區(qū)財政支農(nóng)亦會對本地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化產(chǎn)生顯著影響。（3）農(nóng)業(yè)科技進步、經(jīng)濟發(fā)展水平、工業(yè)化是影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調整的重要因素，且鄰近地區(qū)的財政支農(nóng)、工業(yè)化、人力資本、經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)進出口貿易等亦會顯著影響本地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構變遷。

基于上述研究，本文提出如下建議：

第一，從財政支農(nóng)難以有效推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化的基本結論來看，現(xiàn)階段，政府的財政支農(nóng)政策仍需優(yōu)化與調整。鑒于財政支農(nóng)規(guī)模不斷擴大而實際效果仍待改善的現(xiàn)實情況，應在現(xiàn)有財政支農(nóng)資金水平上，建立財政支農(nóng)穩(wěn)定增長機制，在發(fā)揮財政支農(nóng)資金“四兩撥千斤”的“擠入效應”的同時，更應鼓勵通過不斷引導社會資本進入農(nóng)業(yè)領域投資的形式，為農(nóng)業(yè)持續(xù)發(fā)展提供充足資金，支持農(nóng)業(yè)轉型升級與結構優(yōu)化發(fā)展。

第二，針對當前農(nóng)業(yè)領域出現(xiàn)的結構性矛盾以及財政支農(nóng)中農(nóng)業(yè)基礎設施建設和科技投入比重偏低的基本事實，應進一步優(yōu)化財政支農(nóng)結構，增加基礎設施建設投入與農(nóng)業(yè)科技投入等，提高財政支農(nóng)資金使用效率，繼續(xù)發(fā)揮財政支農(nóng)在完善基礎設施建設、改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件與推進農(nóng)業(yè)技術進步等方面的積極作用，穩(wěn)定糧食生產(chǎn)和促進特色農(nóng)業(yè)發(fā)展，不斷鞏固農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，提供更加優(yōu)質的農(nóng)產(chǎn)品，推動各產(chǎn)業(yè)的合理發(fā)展并向高級化邁進。

第三，考慮到鄰域農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構變遷所具有的明顯依賴性以及鄰域財政支農(nóng)資金對本地農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構變遷具有的積極溢出效應，應合理調配財政支農(nóng)資金并優(yōu)化其區(qū)域分配結構。對于財政支農(nóng)外溢效應較強的地區(qū)，國家應加大扶持的力度與強度，給予額外的補償與支持，為其農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構變遷提供導向與條件，進而實現(xiàn)財政支農(nóng)資金的合理配置與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構變遷的協(xié)調與一致。當然，當前省域間農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構變遷所具有的同步性與一致性，也需要各地更加注意應根據(jù)本地農(nóng)業(yè)發(fā)展階段與農(nóng)業(yè)比較優(yōu)勢，合理配置財政支農(nóng)資金，避免盲目跟風與模仿行為，進而推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構更加合理，并邁向高級化階段。

最后，需要指出的是，本文嘗試性從空間視角對財政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構變遷的關系進行解釋，并未對財政支農(nóng)結構等進行細分，故而也并不涉及財政支農(nóng)支出結構對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化的差異化影響分析等內容，這是后續(xù)研究需進一步細化與深化的地方。

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（責任編輯：于振榮）

[DOI]1019654/jcnkicjwtyj202005010

[引用格式]金芳，金榮學財政支農(nóng)影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構變遷的空間效應分析 [J]財經(jīng)問題研究，2020，（5）：82-91

收稿日期：20200122

基金項目：教育部哲學社會科學研究重大課題攻關項目“政府債務預算管理與績效評價研究”（15JZD024）;中南財經(jīng)政法大學2019年度交叉學科創(chuàng)新研究項目“中國地方政府債務績效評價體系構建研究”（2722019JX001）

作者簡介：金芳（1992-），女，湖北十堰人，博士研究生，主要從事農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構方面的研究。Email：554581358@qqcom

金榮學（通訊作者）（1973-），男，湖北十堰人，教授，博士，主要從事政府預算管理、績效評價與政府債務研究。Email：2208174548@qqcom