高 康，何蒲明

（長(zhǎng)江大學(xué)湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，湖北荊州 434023）

中國農(nóng)業(yè)長(zhǎng)期的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)表明，農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步為中國農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)起到極其重要的作用［1］，提升農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步不僅是中國農(nóng)業(yè)發(fā)展之所需，更是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化道路之必須［2］。然而西方經(jīng)濟(jì)學(xué)與公共財(cái)政理論認(rèn)為，由于農(nóng)業(yè)自身存在多重風(fēng)險(xiǎn)交織與比較效益低下等弱質(zhì)性產(chǎn)業(yè)特征，使得稟賦條件劣勢(shì)的農(nóng)業(yè)微觀主體難以憑借自身之力，獨(dú)自為資源配置處于均衡狀態(tài)的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門引入新的生產(chǎn)要素［3］，這不得不需要政府通過財(cái)政手段來協(xié)調(diào)農(nóng)業(yè)投資成本與收益之間的關(guān)系［4］。因此作為政策工具的財(cái)政對(duì)農(nóng)支持資金（以下簡(jiǎn)稱財(cái)政支農(nóng)）成為國家進(jìn)行二次分配從而實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)宏觀調(diào)控的重要方式［5］。

根據(jù)《農(nóng)業(yè)法》與歷年《中央一號(hào)文件》精神，加大財(cái)政對(duì)“三農(nóng)”的投入力度、財(cái)政投資向農(nóng)村傾斜和構(gòu)建支農(nóng)資金穩(wěn)定增長(zhǎng)機(jī)制已成為中國為實(shí)現(xiàn)全面小康補(bǔ)齊“三農(nóng)”領(lǐng)域短板的政策導(dǎo)向。截至2019 年年末，財(cái)政支農(nóng)高達(dá)2.2 萬億元，占比國家財(cái)政接近10%，為推動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步提供了重要的資金要素。但我國財(cái)政支農(nóng)存在的資金多部門下達(dá)、結(jié)構(gòu)不合理與地區(qū)差異等問題，使得財(cái)政支農(nóng)對(duì)推動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的績(jī)效受到眾多學(xué)者們的反復(fù)討論［6-8］。在決勝全面建成小康社會(huì)與實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的背景下，進(jìn)一步認(rèn)識(shí)財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)部門技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系，是提高政府運(yùn)用“看的見的手”優(yōu)化國家宏觀調(diào)控績(jī)效，使之與我國農(nóng)業(yè)補(bǔ)短板、實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化相匹配又一具有現(xiàn)實(shí)意義的研究課題。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假說

1.1 文獻(xiàn)回顧

以往研究廣泛認(rèn)為運(yùn)用國家財(cái)政支持農(nóng)業(yè)發(fā)展是農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)業(yè)特征的必然要求。在農(nóng)業(yè)部門中，一方面存在宏觀市場(chǎng)與自然風(fēng)險(xiǎn)，另一方面又存在微觀農(nóng)戶自我資本、技術(shù)劣勢(shì)，兩者的交叉使得農(nóng)業(yè)部門的基礎(chǔ)性戰(zhàn)略地位需要政府來進(jìn)行保護(hù)［9］。而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所具有的邊際私人收益小于邊際社會(huì)收益的準(zhǔn)公共產(chǎn)品特征也使得財(cái)政介入成為必然［10］。

在財(cái)政支農(nóng)作為政策工具成為后工業(yè)時(shí)代世界各國進(jìn)行宏觀調(diào)控的有力手段后［11］，學(xué)者們對(duì)財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)發(fā)展績(jī)效之間進(jìn)行了一系列的探討。李煥彰等［12］認(rèn)為涉農(nóng)科技三項(xiàng)費(fèi)用和基本建設(shè)支出對(duì)農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值有促進(jìn)作用；盧昆等［13］發(fā)現(xiàn)國家財(cái)政涉農(nóng)科研資金的增加會(huì)帶來農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和糧食綜合生產(chǎn)能力的提高；Matsuyama［14］認(rèn)為相比其他領(lǐng)域，財(cái)政支出投入農(nóng)業(yè)部門的效果更好。此外，在以1978—2004 年為時(shí)間維度的研究中，學(xué)者們?cè)谪?cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用且還需繼續(xù)擴(kuò)大資金規(guī)模方面達(dá)成了研究共識(shí)［15-17］?？梢娫缙谘芯砍晒J(rèn)為財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展具有長(zhǎng)期單向的促進(jìn)關(guān)系。

但是，西方經(jīng)濟(jì)學(xué)所包含的要素投入產(chǎn)出邊際思想與公共財(cái)政存在的低效率問題打破了這種單向思維。Ricardo［18］認(rèn)為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步采納速度由于不足以彌補(bǔ)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素邊際生產(chǎn)率遞減的速度，因此農(nóng)業(yè)總體呈現(xiàn)收益遞減趨勢(shì)；Marshall［19］與Ricardo 觀點(diǎn)類似，即無法完全抵消要素邊際收益遞減現(xiàn)象。Pardey 等［20］則從公共財(cái)政存在的缺陷指出政府干預(yù)不一定能導(dǎo)致帕累托改善。在理論的指導(dǎo)下，國家財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的的影響又有了新的實(shí)證觀點(diǎn)。Angelopoulos 等［21］發(fā)現(xiàn)財(cái)政投入并不一定導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展單調(diào)遞增，關(guān)鍵在于規(guī)模組合；崔元鋒等［22］運(yùn)用DEA 模型發(fā)現(xiàn)我國財(cái)政支農(nóng)效率存在逐年下降的趨勢(shì)；楊勇等［9］實(shí)證分析財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響顯著為負(fù)；秦建軍等［23］將財(cái)政支農(nóng)績(jī)效轉(zhuǎn)移為農(nóng)村減貧效應(yīng)，結(jié)果依然存在邊際遞減規(guī)律。特別地，王文普等［24］采用VAR 和VEC 模型，重新考察了1978—2005 年為樣本的數(shù)據(jù)，得出財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展有著顯著的不利影響。

通過文獻(xiàn)梳理可以發(fā)現(xiàn)，財(cái)政支農(nóng)對(duì)于農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響經(jīng)歷了由早期的單向促進(jìn)到擴(kuò)展理論后的邊際遞減。但是，現(xiàn)有關(guān)于財(cái)政支農(nóng)對(duì)于農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的作用依然是線性思維，且文獻(xiàn)研究較少，而財(cái)政對(duì)于增長(zhǎng)的的影響早已被證實(shí)是一個(gè)非線性的過程［25］。因此，本文結(jié)合前人的研究觀點(diǎn)，嘗試在以3 個(gè)方面進(jìn)行擴(kuò)展：首先，采用2003—2017 省際面板數(shù)據(jù)研究財(cái)政支農(nóng)對(duì)提高農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的績(jī)效；其次，將財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響研究建立在非線性的框架之中，采用邊際理論進(jìn)行分析并建立模型進(jìn)行實(shí)證；最后，提出提升財(cái)政支農(nóng)資金使用效率、優(yōu)化國家宏觀調(diào)控績(jī)效的政策啟示。

1.2 研究假說

運(yùn)用邊際理論分析財(cái)政分配機(jī)制，在于認(rèn)識(shí)到要素具有伸縮性［26］。微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，任何一種生產(chǎn)活動(dòng)的產(chǎn)出總是與其投入成一定比例，但由于存在邊際報(bào)酬遞減規(guī)律，這種比例關(guān)系并不會(huì)總呈現(xiàn)單值的遞增趨勢(shì)。在生產(chǎn)過程中，各種要素必然存在一個(gè)能夠以最少投入獲得最大產(chǎn)出的最佳組合，但隨著某一要素的增加而其他要素未能及時(shí)與其進(jìn)行匹配，要素組合將逐漸偏離最優(yōu)模式，導(dǎo)致要素生產(chǎn)效率的低下，其邊際產(chǎn)出也必然會(huì)經(jīng)歷由增到減的過程，且已有學(xué)者對(duì)此理論進(jìn)行證實(shí)［27］。假設(shè)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步為產(chǎn)出，財(cái)政支農(nóng)與其他影響農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的要素為投入，則有：

其中ymachine為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出，f為產(chǎn)出函數(shù)，xfina為財(cái)政支農(nóng)資金要素，θothers為其他要素投入，則財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的邊際產(chǎn)出MPfina為：

在財(cái)政支農(nóng)資金與其他投入要素共同推動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的過程中，勢(shì)必存在一個(gè)最佳組合使得投入最小而產(chǎn)出最大，在這一最優(yōu)模式中要素之間存在一種均衡，即各要素的邊際增量總導(dǎo)致總產(chǎn)出增量保持不變，則有：

但隨著財(cái)政支農(nóng)投入的過量增加，勢(shì)必會(huì)打破這種均衡，使得財(cái)政支農(nóng)產(chǎn)出效率下降，要素邊際產(chǎn)出出現(xiàn)遞減狀態(tài)。當(dāng)繼續(xù)增加財(cái)政支農(nóng)資金時(shí)，規(guī)模報(bào)酬將由以往的遞增到遞減，因此原投入產(chǎn)出模型應(yīng)該是具有多狀態(tài)下的齊次與非齊次組合方程，其表達(dá)式如下：

當(dāng)t〉1 時(shí)，財(cái)政支農(nóng)資金投入將以規(guī)模報(bào)酬遞增趨勢(shì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步；當(dāng)t=0 時(shí)，各要素投入達(dá)到最佳模式，不變規(guī)模報(bào)酬進(jìn)行產(chǎn)出；當(dāng)t〈0 時(shí)，財(cái)政支農(nóng)產(chǎn)出效率下降，以規(guī)模報(bào)酬遞減趨勢(shì)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步加以影響。基于以上理論分析，本文提出假設(shè)一：

H1：基于邊際報(bào)酬遞減規(guī)律，財(cái)政支農(nóng)并不能持續(xù)提高農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)行的影響存在先促進(jìn)后削弱的倒U 型關(guān)系。

此外，投入產(chǎn)出效用還會(huì)受稟賦環(huán)境因素的影響。Flster 等［28］在研究稟賦對(duì)財(cái)政績(jī)效的差異時(shí)，發(fā)現(xiàn)在高收入國家其財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)已出現(xiàn)負(fù)向影響。在稟賦條件較好的地區(qū)，其基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等要素本身就優(yōu)于欠發(fā)達(dá)地區(qū)，此時(shí)財(cái)政投入所帶來的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步福利效應(yīng)相對(duì)有限，邊際效應(yīng)也相對(duì)較小，出現(xiàn)明顯的“區(qū)域鎖定”效應(yīng)［29］。而欠發(fā)達(dá)地區(qū)由于自身要素不足，財(cái)政支持能夠有效補(bǔ)充其發(fā)展所需要的要素，財(cái)政靶向較為明晰，有助于改善其稟賦狀況，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的財(cái)政福利作用更加明顯。因此總成本并不等于總效用，投入產(chǎn)出還會(huì)受到稟賦環(huán)境的影響?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)二：

H2:依據(jù)稟賦效應(yīng)與效用價(jià)值論，財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的推動(dòng)作用在初始稟賦較好地區(qū)的效果要小于在初始稟賦相對(duì)較差的地區(qū)。

財(cái)政支農(nóng)長(zhǎng)期以政府為主導(dǎo)，但政府干預(yù)并不一定導(dǎo)致帕累托改善。財(cái)政支農(nóng)的配置需要在目標(biāo)制定過程中準(zhǔn)確的將農(nóng)民對(duì)公共產(chǎn)品的需求集合為社會(huì)需求。Coase［30］在其“燈塔理論”中指出，公共產(chǎn)品不僅可以由政府提供，也可由社會(huì)資金參與，并且能夠有效提高財(cái)政資金的使用效率。因此在推動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步時(shí)，不僅要發(fā)揮財(cái)政投入的導(dǎo)向作用，還要合理引導(dǎo)社會(huì)資本的投入。此外，根據(jù)瓦格拉定律，財(cái)政支出規(guī)模不能無限變大，必須與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平相匹配，稟賦條件較好地區(qū)繼續(xù)擴(kuò)大財(cái)政規(guī)模將產(chǎn)生“飽和效應(yīng)”擠出財(cái)政福利，而要進(jìn)一步提升其農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步則需要加深財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的投資模式。因此基于以上分析，本文提出假設(shè)三：

H3：依據(jù)燈塔理論與瓦格拉定律，引導(dǎo)社會(huì)資本與農(nóng)業(yè)深入發(fā)展將有利于推遲財(cái)政支農(nóng)倒U性拐點(diǎn)的到來。

2 數(shù)據(jù)描述與模型設(shè)定

2.1 數(shù)據(jù)來源與變量說明

自2004 年以來，我國連續(xù)出臺(tái)以“三農(nóng)”為主題的中央一號(hào)文件，政府對(duì)農(nóng)業(yè)的投入力度不斷加強(qiáng)，為農(nóng)業(yè)發(fā)展提供了重要的資金要素支持。因此，本文所考察的面板數(shù)據(jù)時(shí)間期限為2003—2017 年。財(cái)政支農(nóng)數(shù)據(jù)通過中國財(cái)政部與中國國家稅務(wù)總局歷年統(tǒng)計(jì)年鑒整理所得，其他變量通過中國國家統(tǒng)計(jì)局與中國國家糧食局統(tǒng)計(jì)年鑒進(jìn)行匯總。以下是本文變量說明：

（1）被解釋變量。本文被解釋變量為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步。測(cè)算農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的方法較為豐富，如采用DEA 與主成份分析法進(jìn)行計(jì)算。技術(shù)進(jìn)步作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素之一，在未達(dá)到要素配置帕累托最優(yōu)前，將以一定比例代替節(jié)約其他要素。農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平是農(nóng)業(yè)邁向現(xiàn)代化的重要標(biāo)志，財(cái)政支農(nóng)政策也主要通過增加農(nóng)業(yè)科技投入和發(fā)放農(nóng)業(yè)機(jī)械購置補(bǔ)貼等方式來提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平。因此本文參考董瑩等［31］、張寬等［32］研究，側(cè)重農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的要素節(jié)約型功能，以農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平作為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的指標(biāo)，用Ln_machine 來表示。

（2）解釋變量。本文解釋變量為財(cái)政支農(nóng)支出。國家財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村的支出從統(tǒng)計(jì)口徑上講有大、中、小口徑之分。而從數(shù)據(jù)獲得上，2006 年前財(cái)政支農(nóng)項(xiàng)目細(xì)分為農(nóng)業(yè)支出、林業(yè)支出、漁業(yè)支出等，2006 年至今統(tǒng)一計(jì)算在農(nóng)林水事務(wù)中，因此為保持前后年份數(shù)據(jù)規(guī)模結(jié)構(gòu)的一致性，2003—2006 年財(cái)政支農(nóng)資金主要由農(nóng)業(yè)、林業(yè)、水務(wù)支出進(jìn)行加總，用Ln_fina 來表示。此外，我國財(cái)政支農(nóng)也由地方與中央兩級(jí)共同承擔(dān)，涉及投資項(xiàng)目也較為豐富，為驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還以地方財(cái)政與農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)資金作為可替代的解釋變量，用Ln_all_fina 和Ln_local_fina 來表示。

（3）控制變量。除被解釋變量與解釋變量外，為保持實(shí)證結(jié)果的有效性，還引入影響農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的其他變量進(jìn)行估計(jì)。首先，農(nóng)戶是推動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的重要力量，一是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力（用Ln_peo表示）與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步之間存在一定的要素比例關(guān)系，二是財(cái)政支農(nóng)在微觀農(nóng)戶層面將采取購機(jī)補(bǔ)貼引導(dǎo)農(nóng)戶進(jìn)行技術(shù)采用，農(nóng)戶自我資金稟賦（用Ln_income表示）也應(yīng)考慮其中；其次，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（用Ln_ari_gdp 表示）作為技術(shù)采用績(jī)效也將從宏觀上促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的進(jìn)一步推廣，而種植面積（用Ln_s表示）反應(yīng)了農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)載體與規(guī)模，影響農(nóng)業(yè)的單位產(chǎn)出效益與技術(shù)采納現(xiàn)實(shí)因素；最后農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資（用Ln_gari_inv 表示）的變化則體現(xiàn)了農(nóng)業(yè)部門技術(shù)進(jìn)步在微觀農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者中的應(yīng)用狀況。

（4）交互指標(biāo)與門限變量。為驗(yàn)證本文提出的假設(shè)H2，以地區(qū)生產(chǎn)總值（用Ln_gdp 表示）來衡量地區(qū)初始稟賦狀況差異，作為交互項(xiàng)指標(biāo)與門限變量；同時(shí)為驗(yàn)證假設(shè)H2的穩(wěn)健性，選取地區(qū)人均生產(chǎn)總值（用Ln_grdp 表示）、居民消費(fèi)水平（用Ln_money 表示）、地區(qū)城市化水平（用URB 表示）作為交互項(xiàng)與門限變量的替代指標(biāo)。以下是主要變量的統(tǒng)計(jì)描述（見表1）：

表1 主要變量及其描述統(tǒng)計(jì)

2.2 模型設(shè)定

為驗(yàn)證財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步之間的非線性關(guān)系（假設(shè)H1），本文構(gòu)建以下模型：

方程（1）中下標(biāo)i表示省份，t表示時(shí)間，k表示控制變量的個(gè)數(shù)；被解釋變量Ln_machineit表示i省t年的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步程度；解釋變量Ln_finait為i省t年的財(cái)政支農(nóng)；controlit為本文一系列控制變量；α、β1、β2、θit為待估計(jì)系數(shù)；μi為不隨時(shí)間改變的個(gè)體特征，即個(gè)體固定效應(yīng)；λt為時(shí)間固定效應(yīng)；εit為擾動(dòng)項(xiàng)。此外，為避免量綱差異導(dǎo)致模型估計(jì)有偏或出現(xiàn)異方差問題，所有數(shù)據(jù)采用對(duì)數(shù)進(jìn)行處理。

為驗(yàn)證基于地區(qū)初始稟賦差異下的財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步之間的關(guān)系（假設(shè)H2），本文在模型中引入交互項(xiàng)：

方程（2）中交互項(xiàng)指標(biāo)Ln_gdpit表示i省t年的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，在待估系數(shù)中主要看γ2的估計(jì)值。最后，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)假設(shè)H2，以門限模型來對(duì)交互項(xiàng)進(jìn)行分解，具體分析因初始稟賦因素而導(dǎo)致的財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響的差異，門限模型設(shè)計(jì)如下：

方程（3）中I（·）為示性函數(shù)，Ln_gdpit為門限變量，Φi為門檻值，示性函數(shù)與財(cái)政支農(nóng)的交互項(xiàng)在模型（3）中有利于對(duì)模型（2）中的交互作用進(jìn)行分解，在驗(yàn)證交互作用穩(wěn)健性的同時(shí)可進(jìn)一步觀察交互系數(shù)是否存在門限升級(jí)。此外，面板門限模型已包含固定效應(yīng)。

2.3 財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步關(guān)系之初探

近年來，我國財(cái)政支農(nóng)資金規(guī)模逐年增加，涉農(nóng)財(cái)政穩(wěn)定增長(zhǎng)機(jī)制逐步形成。在這種趨勢(shì)下，作為政策工具的財(cái)政支農(nóng)對(duì)推動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的績(jī)效如何，國家宏觀調(diào)控下的財(cái)政投入與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)出趨勢(shì)變化是否有所差異？為分析財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步之間的變化趨勢(shì)，初步探討兩者間關(guān)系，本文繪制了趨勢(shì)圖。（見圖1）

圖1 2003—2017 年我國財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步

如圖1 所示，自2003 年以來，財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步均呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，特別在2003—2012 年時(shí)間階段中，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步隨著財(cái)政支農(nóng)的增加以直線趨勢(shì)增長(zhǎng)。但在2012 年以后，雖然財(cái)政支農(nóng)平穩(wěn)增加，但農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的增長(zhǎng)趨勢(shì)卻有所降低，增長(zhǎng)斜率逐漸偏離原增長(zhǎng)擬合線，并隨時(shí)間變化這種偏離更加明顯，甚至在2015 年后出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)趨勢(shì)。可見財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步之間的關(guān)系并不是單一的促進(jìn)或是抑制關(guān)系。當(dāng)然，圖1 只是對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述的感性判斷，關(guān)系假設(shè)還需得到模型的實(shí)證。

3 實(shí)證分析

3.1 平穩(wěn)性與協(xié)整檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)在進(jìn)行實(shí)證分析前通常需進(jìn)行平穩(wěn)性與協(xié)整檢驗(yàn)來判斷數(shù)據(jù)之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。首先通過同質(zhì)單位根（PP、HT、Hadri）與異質(zhì)單位根（IPS、Fisher）檢驗(yàn)，所有變量在穩(wěn)健下為一階單整。其次運(yùn)用三大協(xié)整檢驗(yàn)（Kao、Pedroni、Westerlund）進(jìn)行同質(zhì)與異質(zhì)協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果均拒絕原假設(shè)，因此本文變量采用面板數(shù)據(jù)可以進(jìn)行模型估計(jì)。由于篇幅限制，檢驗(yàn)結(jié)果未與匯報(bào)，感興趣讀者可聯(lián)系索取。

3.2 基準(zhǔn)回歸

為研究財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響的非線性關(guān)系，建立模型進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表2。模型（1）為財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步回歸結(jié)果，模型（2）進(jìn)一步加入控制變量，兩者采用OLS 估計(jì)?？梢园l(fā)現(xiàn)系數(shù)、符號(hào)均發(fā)生較大程度變化，模型估計(jì)極不穩(wěn)定，傳統(tǒng)OLS 不適用探究?jī)烧叩年P(guān)系。模型（3）到（6）Hausman 檢驗(yàn)在1%統(tǒng)計(jì)水平上拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為應(yīng)該采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。模型（3）、（4）為逐步控制個(gè)體與時(shí)間效應(yīng)回歸結(jié)果。模型（5）、（6）為加入財(cái)政支農(nóng)平方項(xiàng)與地區(qū)發(fā)展程度交互項(xiàng)的非線性模型。為進(jìn)一步緩解組間異方差、同期相關(guān)與組內(nèi)自相關(guān)問題，模型（7）采用全面FGLS 進(jìn)行估計(jì)。本文主要考慮模型（4）～（6）的估計(jì)結(jié)果。

表2 財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響的基準(zhǔn)估計(jì)

如表2 所示，模型（4）表明財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，即財(cái)政支農(nóng)每增加1%，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步將提升8.71%。模型（5）引入財(cái)政支農(nóng)平方項(xiàng)后，平方項(xiàng)系數(shù)在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，即財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步之間的確存在倒U 型關(guān)系，拐點(diǎn)為14.514 5，驗(yàn)證了假設(shè)H1財(cái)政支農(nóng)作為要素投入對(duì)提升農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的邊際報(bào)酬遞減規(guī)律。一方面在技術(shù)進(jìn)步過程中，財(cái)政支農(nóng)作為資金要素投入必然與其他要素存在最優(yōu)組合，一旦資金的投入量過大而其他要素由于粘性等原因不能及時(shí)動(dòng)態(tài)匹配，這將影響財(cái)政支農(nóng)的有效利用。此外，我國財(cái)政支農(nóng)資金使用上還存在多部門下達(dá)、資金績(jī)效規(guī)定不明確、資金反應(yīng)滯后、結(jié)構(gòu)不合理等內(nèi)在問題，勢(shì)必對(duì)財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的產(chǎn)出效率有所折扣。模型（6）引入財(cái)政支農(nóng)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的交互項(xiàng)后，交互項(xiàng)系數(shù)顯著為-0.012 9，主效應(yīng)為0.162 5，說明發(fā)達(dá)地區(qū)財(cái)政支農(nóng)政策福利被削弱了。財(cái)政支農(nóng)作為要素投入除存在邊際產(chǎn)出收益遞減外，還存在地區(qū)飽和效應(yīng)。稟賦較好的地區(qū)自身基礎(chǔ)設(shè)施、技術(shù)進(jìn)步較為發(fā)達(dá)，財(cái)政支農(nóng)對(duì)其促進(jìn)作用邊際效果相對(duì)較小。而欠發(fā)達(dá)地區(qū)由于技術(shù)等要素不足，財(cái)政支農(nóng)能夠有效補(bǔ)充地區(qū)技術(shù)進(jìn)步所需的建設(shè)，改善其稟賦狀況。因此假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步證明財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步非線性影響估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用3 種方法進(jìn)行穩(wěn)健性估計(jì)。首先替換核心解釋變量，用農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)資金與地方配套財(cái)政進(jìn)行替換；其次替換交互項(xiàng)指標(biāo)，選用人均生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)水平和城市化水平來代替地區(qū)生產(chǎn)總值與財(cái)政支農(nóng)的交互作用；最后，采用門限回歸，在進(jìn)一步檢驗(yàn)假設(shè)H2的同時(shí)對(duì)交互項(xiàng)進(jìn)行分解。

3.3.1 替換因變量

表3 為替換核心解釋變量后的回歸結(jié)果。模型（8）、（10）匯報(bào)了農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)資金與地方配套財(cái)政的平方項(xiàng)估計(jì)結(jié)果，均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，替換后的核心解釋變量仍然與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步存在倒U 型關(guān)系，拐點(diǎn)分別為11.771 5 與9.363 9。模型（9）、（11）為替換變量與地區(qū)發(fā)展水平的交互估計(jì)，模型（9）顯示農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)資金主效應(yīng)為0.118 5，交互效應(yīng)為-0.020 1，模型（11）地方配套財(cái)政主效應(yīng)為0.193 6，交互效應(yīng)為-0.029 7，說明替換核心解釋變量后，支農(nóng)資金對(duì)推動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步依然具有地區(qū)飽和效應(yīng)。此外，控制變量系數(shù)符號(hào)與顯著性未發(fā)生改變。替換因變量后，假設(shè)H1依然得到驗(yàn)證。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)之一（替換因變量）

表3（續(xù)）

3.3.2 替換交互項(xiàng)指標(biāo)

除地區(qū)生產(chǎn)總值能夠代表初始稟賦差異外，模型（12）～（14）分別選取能夠代表區(qū)域發(fā)展水平差異的其他3 個(gè)指標(biāo)（人均生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)水平與城市化水平）來進(jìn)行交互驗(yàn)證。表4 結(jié)果表明，在替換交互指標(biāo)后，模型（12）～（14）財(cái)政支農(nóng)主效應(yīng)均為正，人均生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)水平與城市化水平交互項(xiàng)系數(shù)分別為-0.037 6、-0.038 7和-0.003 5，且保持在5%統(tǒng)計(jì)水平顯著為負(fù)，財(cái)政支農(nóng)在發(fā)展程度較好區(qū)域的福利飽和效應(yīng)在替換交互指標(biāo)后依然存在。此外，控制變量系數(shù)符號(hào)與顯著性未有變化，假設(shè)H2得到證明。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)之二（替換交互項(xiàng)指標(biāo)）

3.3.3 門限回歸分析

進(jìn)一步對(duì)財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的非線性關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證與分解，本文采用門限模型進(jìn)行回歸分析。模型（15）～（18）分別選用衡量地區(qū)發(fā)展水平的四類交互指標(biāo)（地區(qū)生產(chǎn)總值、人均生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)水平、城市化水平）作為門檻變量?；貧w 結(jié)果見表5。

表5 財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響的門限估計(jì)

根據(jù)表5 結(jié)果可知，隨著地區(qū)發(fā)展水平的提高，財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的作用被逐漸削弱。以模型（16）為例，當(dāng)人均生產(chǎn)總值〈9.36 時(shí)，財(cái)政支農(nóng)每提升1%，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步將提高23.1%；當(dāng)人均生產(chǎn)總值≥9.36 而≤11.12 時(shí)，財(cái)政支農(nóng)每提升1%，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步將提高10.8%；而當(dāng)人均生產(chǎn)總值〉11.12 時(shí)，財(cái)政支農(nóng)每提升1%，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步提升的效果卻被削弱為9.5%。基于門限回歸得出財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)隨地區(qū)發(fā)展水平提高而削弱的結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)H2。此外，表5 還匯報(bào)了多重門限的假設(shè)檢驗(yàn)與門限置信區(qū)間，雖然僅有模型（16）為雙重門限，其他模型為單門限，但估計(jì)結(jié)果與模型（16）保持一致，具有一定參考性。

4 如何推遲拐點(diǎn)的到來：提升財(cái)政支農(nóng)使用效率

隨著國家財(cái)政向農(nóng)業(yè)、農(nóng)村傾斜，如何在邊際報(bào)酬遞減的要素產(chǎn)出規(guī)律下提升財(cái)政支農(nóng)資金的使用效率，推遲拐點(diǎn)的到來，是進(jìn)一步推動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步所需要關(guān)注的。根據(jù)前文理論，深入農(nóng)業(yè)建設(shè)投資，并引入社會(huì)資本，提升社會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的需求將有效提高財(cái)政的使用效率，因此模型（20）～（24）在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上逐步引入國家農(nóng)業(yè)技術(shù)深化改革、社會(huì)資本、農(nóng)業(yè)縱向開發(fā)變量，研究財(cái)政支農(nóng)對(duì)推動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的倒U 型拐點(diǎn)是否推遲，用以判斷支農(nóng)資金使用效率是否提升。見表6。

表6 推遲財(cái)政支農(nóng)對(duì)提升農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步增長(zhǎng)拐點(diǎn)的估計(jì)

表6 結(jié)果表明，在以財(cái)政支農(nóng)原始倒U 型拐點(diǎn)14.514 為基準(zhǔn)下（模型19），控制農(nóng)技推廣體系改革（模型20）與農(nóng)技創(chuàng)新體系改革（模型21）能夠使拐點(diǎn)分別推遲0.074 8 與0.356 1，但農(nóng)技推廣的推遲作用較低，原因在于我國農(nóng)業(yè)推廣體系改革較早，早在2004 年就已經(jīng)開始施行［1］，對(duì)于現(xiàn)階段的作用并不明顯，而農(nóng)技創(chuàng)新體系建設(shè)于2007 年以來逐步受到重視。其次，引入社會(huì)資本后（模型22），拐點(diǎn)推遲0.054 6，但不明顯，說明在我國農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步建設(shè)中社會(huì)投資體系還未成熟；最后，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營（模型23）與農(nóng)業(yè)科技示范園建設(shè)（模型24）能夠顯著推遲拐點(diǎn)的到來，推遲效果分別為0.277 4 與1.052 5，可見農(nóng)業(yè)深入開發(fā)能夠有效提升財(cái)政支農(nóng)的使用效率，驗(yàn)證了本文對(duì)于推遲財(cái)政支農(nóng)拐點(diǎn)到來的假設(shè)H3。

5 結(jié)論與政策啟示

5.1 結(jié)論

（1）財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步之間存在倒U 型關(guān)系，基于邊際報(bào)酬遞減規(guī)律下的財(cái)政資金并不能持續(xù)提高農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，穩(wěn)健性檢驗(yàn)下依然成立；（2）從地區(qū)差異來看，財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步績(jī)效在初始稟賦較好地區(qū)的效用小于在初始稟賦較差地區(qū)的效用，說明財(cái)政支農(nóng)的投入產(chǎn)出在地區(qū)間存在飽和效應(yīng)；（3）在國家運(yùn)用財(cái)政發(fā)展農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的同時(shí)，引入社會(huì)資本的參與與進(jìn)行農(nóng)業(yè)的縱向深入開發(fā)，將有利于推遲財(cái)政支農(nóng)拐點(diǎn)的到來，提升財(cái)政資金的使用效率。

5.2 政策啟示

（1）將宏觀調(diào)控與微觀自主有機(jī)結(jié)合，在建立財(cái)政支農(nóng)穩(wěn)定增長(zhǎng)機(jī)制的同時(shí)，應(yīng)多元途徑吸收社會(huì)資本共同參與推動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步之中，變“獨(dú)角戲”為“參與式”的資金吸收與使用模式。將推動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的產(chǎn)業(yè)發(fā)展要求與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者自我升級(jí)結(jié)合起來，變政府推動(dòng)外力為農(nóng)戶源生內(nèi)力，從而使得財(cái)政支農(nóng)政策邏輯由過多依靠自上而下的宏觀安排轉(zhuǎn)為激發(fā)生產(chǎn)者對(duì)于提高農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步自下而上的資金需求。（2）在國家財(cái)政逐步向農(nóng)村傾斜的趨勢(shì)上，應(yīng)注重地區(qū)間的投入產(chǎn)出差異，政府在布局涉農(nóng)財(cái)政資金安排時(shí)適當(dāng)向中西部經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)傾斜。需要對(duì)財(cái)政支農(nóng)推動(dòng)地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步效益進(jìn)行動(dòng)態(tài)觀察，提升財(cái)政支農(nóng)在“非飽和”地區(qū)推動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的投入產(chǎn)出效率。（3）縱向深入發(fā)展農(nóng)業(yè)，打破傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)資源配置均衡狀態(tài)，推動(dòng)財(cái)政支農(nóng)向更有效率的帕累托改進(jìn)。大力支持發(fā)展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營與農(nóng)業(yè)科技示范園建設(shè)，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式與發(fā)展模型，推動(dòng)農(nóng)業(yè)向“生態(tài)化”“智能化”“高級(jí)化”等方向深入開發(fā)。（4）優(yōu)化財(cái)政支農(nóng)支出結(jié)構(gòu)，具體劃分項(xiàng)目資金類別，建立財(cái)政支農(nóng)專項(xiàng)資金，健全兩級(jí)財(cái)政支農(nóng)劃撥與使用程序，打造農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的支撐體系；政府財(cái)政支農(nóng)部門與農(nóng)業(yè)部門應(yīng)權(quán)責(zé)清晰，落實(shí)項(xiàng)目監(jiān)督體系建設(shè)，以財(cái)政監(jiān)督為主，并輔以審計(jì)、行政、法律以及社會(huì)等其他監(jiān)督。（5）財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步體制改革需動(dòng)態(tài)發(fā)展。明確財(cái)政支農(nóng)績(jī)效計(jì)劃，建立財(cái)政支農(nóng)建設(shè)項(xiàng)目庫，并依據(jù)指標(biāo)和專家評(píng)審對(duì)項(xiàng)目進(jìn)行定期評(píng)估。改革財(cái)政支農(nóng)資金管理體制，推動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣體制進(jìn)一步深化改革。