财政分权、城市偏向与农业经济增长的关系研究

 中国1994年进行财政分权改革是中国经济增长的重要制度安排。长期的城市偏向政策导向下，财政支出结构内生于地方政府在追求政治晋升和维持社会稳定之间的权衡，发展农业往往被置于维持社会稳定的最低底限，在财政分权的体制下挤占农业财政支出的倾向更普遍，对农业经济增长具有抑制作用。而中央政府历年来重视"三农"问题，财政支农作为财政支出的一项重要内容，也是许多国家农业经济增长的重要因素，国内大量学者对财政支农的已有研究结果普遍表明财政支农能促进农业经济增长。因此，在财政分权体制下地方政府会通过财政支农以推进农业经济增长。这样就导致了在城市偏向政策导向下财政分权对农业经济增长的作用具有不确定性。 
　　由于中国各省市间的农业发展水平极不平衡，财政分权、城市偏向对处于不同发展阶段的农业具有更大的不确定性，需重新审视它们对农业经济增长的影响。为此，本研究利用1997-2013年中国30个省（直辖市、自治区）的面板数据，引入分位数回归思想，探讨现有财政分权、城市偏向是否有利于农业经济增长，最后提出政策建议。 
　　1 研究概况 
　　国内外学者对农业经济增长问题的研究做出了很大贡献。不可否认，劳动力、土地、资本及农业技术等基本要素对农业产出有重要影响，制度因素通过影响农业要素投入对农业经济增长也具有显著效应[1]。 
　　关于财政支农与农业经济增长之间的关系，已经有大量学者作了理论探讨和实证分析，对农业发展的促进作用已经有了共识。他们主要用两种方法进行实证分析：一是利用格兰杰因果检验、协整检验、向量自回归模型等方法的基础上，在国家层面或者省域运用时间序列数据测定财政支农的边际产出效应[2-8]；另一种是在省际层面利用面板数据模型测定财政支农的边际效应[9-13]。这些研究都得出了财政支农确实有利于农业经济增长，往往忽略了财政分权的财税制度和城市偏向的影响，本研究则把财政支农作为财政分权、城市偏向的间接影响因素来探讨对农业经济增长的影响。 
　　地方政府"为GDP增长而竞争"，财政分权政策加剧了地方政府间的竞争，扭曲了地方政府农业支出。宁满秀[14]基于省级面板数据对财政分权与农业经济增长进行实证分析，指出财政分权并没有促进农业经济增长。蔡忠燕[15]通过利用面板单位根及协整检验，得出财政支农可以显著促进农业经济发展，但财政分权对农业经济增长产生了不利影响。李晓嘉[16]也指出自1994年中国分税制改革以来，以经济增长为核心的地方政府官员政绩考核体系中，财政分权不能有效促进财政支农的增长。但"为GDP增长而竞争"并不意味着地方政府可以完全忽视农业，中央政府对农业、农村的发展也是其考量的目标之一，因此，地方政府可利用财政分权对农业作出积极反应。续竞秦[17]基于省际面板数据检验了财政分权与地方政府之间的竞争对地方财政支农的影响，结果表明财政分权对地方政府的预算内财政支农具有显著正效应。高彦彦等[18]指出中央转移支付带来的非本级财政收入可以缓解地方财政压力，进而对农业经济增长有促进作用。李雪松[19]利用省级面板模型计量分析得出，财政分权制度变量对农业经济具有显著的正面激励效应，但不同的时段和区域差异明显。

在中国长期实行的城市偏向政策下，农业生产效率一般难以充分发挥，间接促使农业经济增长的财政政策也难以有效推动农业经济增长。高彦彦[20]指出城市偏向政策导致物质和人力资本从农业部门向非农产业转移，从而对中国农业经济增长产生不利影响。然而杨良松[21]基于1994-2006年省级数据发现，财政分权减轻了城市偏向，且省内财政分权显著增加了农业支出尤其是农业农村生产支出。正是在这些种种因素的影响下，中国现有的财政分权是否有足够的激励增长财政支农力度，这是本研究的研究问题之一。 
　　这些文献通常假定了中央财政分权对农业经济增长的作用是一致的，这个假设条件明显存在一定的缺陷。一方面财政分权在城市偏向政策导向下加剧了地方政府的竞争，进而扭曲了公共支出中的财政支农，抑制了农业经济增长；另一方面，地方政府由于中央政治压力，特别是连续12年中央一号文件的发布，财政分权的机制更能有效加大农业支出，会对农业经济增长起到一定的促进作用。这两种对农业经济增长的影响路径均通过财政支出对农业产生影响，而针对农业发展水平的不同阶段，两者对农业的影响大小不一致，最终的影响取决于这两种效应的大小。为此，本研究将对财政分权、城市偏向与农业经济增长之间的关系利用分位数回归模型进行检验，旨在探讨现有的财政分权、城市偏向是否有利于农业经济增长。 
　　2 计量模型与数据说明 
　　2.1 模型设定与变量定义 
　　参考已有研究农业经济增长模型的文献，农业经济增长指标用农林牧渔业增加值（亿元）来表示，假定影响农业经济增长的生产性要素投入包括第一产业就业人员（万人）、农业机械总动力（万kW）、农作物总播种面积（万hm2）、化肥使用量（万t）。将上述投入指标设定为控制变量集C，则农业经济增长模型变为： 
　　核心变量集K中各变量定义如下：财政分权测度（FD）借鉴郭庆旺等[22]的做法，FD=fdn/（fdf+fdp+fdn），其中fdf、fdp、fdn分别代表中央、省级和农业的人均预算内财政支出。城市偏向（UB）借鉴李普亮等[23]的做法，利用农业支出在财政总支出中的比重与农业GDP在地区GDP比重中的比值来表示，即 
　　该系数< 1表明政府存在优先发展城市的偏向，即农业相对于其他产业部门而言没有获得应有的财政支持。由于它们同时对财政支农有一定的影响，故引入它们的交互项来检验两者对农业经济增长的影响。 
　　2.2 计量方法 
　　由于中国各省市间的农业发展水平极其不平衡，直观上，财政分权、城市偏向对处于不同发展阶段的农业具有不等的作用。为了验证财政分权、城市偏向是否有利于农业经济增长，本研究采用面板分位数回归模型分析两者对农业发展的影响。 
　　本研究利用Koenker[25]的面板分位数模型的固定效应回归技术，分析不同分位数水平下财政分权、城市偏向对农业发展的影响。 
　　2.3 数据来源 
　　本研究样本区间为1997-2013年中国31个省（直辖市、自治区）的面板数据。所有数据来自于历年《中国统计年鉴》、《中国农业年鉴》，同时对相关数据按照GDP平减指数进行平减。 
　　3 实证分析 
　　3.1 面板分位数回归结果分析 
　　首先利用传统面板数据的固定效应模型进行分析，并作为面板分位数回归结果的参照。面板分位数回归模型中，本研究选取5个分位点10%、25%、50%、75%与90%，结果见表1。 
　　首先，分析核心自变量对农业发展的影响。第一，财政分权在各分位数水平上的估计值均大于零，且通过了显著性检验。这说明1997年以来，面对政治晋升与中央政府政治的压力，地方政府具有发展农业的激励和压力，使得中央及省市级的农业财政支出对农业发展有积极的影响。从各个分位数水平上的估计值来看，财政分权对农业经济增长的高分位数比低分位数有更大的正作用。在财政分权的机制下，地方政府通过基础设施建设、城乡互动等措施，能有效发挥农业生产效率提升机制，并且间接促使农业生产效率提升的财政支农也可以有效地推动农业生产效率提升。第二，分析城市偏向对农业发展的影响系数，各分位数水平上的财政支农强度均通过检验，估计系数均小于零，不显著。从各个分位数水平来看，城市偏向对农业经济增长高分位数比低分位数更不利于农业经济增长。在追求GDP增长的发展模式下，地方政府为了获得较快的晋升，倾向于把财政支出投资于那些对GDP增长贡献更大的非农领域，如工业、城市等部门，使得农业财政支出与农业发展不对称；而财政支农资金也在城市化的理念下用于全社会受益的公共品支出，对直接支持农业生产的财政支出变得更少，加之农村中大部分要素流向城市与工业，在某种程度上城市偏向阻碍了农业发展。第三，分析财政分权与城市偏向的交互项对农业发展的影响系数，各分位数水平上的财政支农强度的系数均大于零，但在10%分位数水平上不显著。说明尽管城市偏向不利于农业经济增长，地方政府在中央考核体制下，城市偏向、财政分权的共同作用对农业经济增长仍具有促进作用。 
　　其次，分析控制变量对农业发展的影响。农业总播种面积系数估计值在10%、25%分位数水平没有通过显著性检验，在其他分位数水平下为正值。在目前家庭分散经营的体制下，提高土地经营规模能促进高分位数的农业经济增长。农业劳动力通过显著性检验，其系数估计值均大于零。但在低分位数水平上劳动力的系数估计值反而比较大，这可能是因为在低水平分位数时劳动力的增加可以有效促进农业发展。农业机械动力通过显著性检验，且系数估计值均大于零，但在各个分位数水平上的估计值差异不大。农业施用化肥量的系数估计值通过显著性检验，且系数估计值均大于零，但化肥施用量系数估计值存在倒U现象，说明在高分位数水平的农业发展已经受到过量的化肥施用量的限制。 
　　3.2 稳健性分析 
　　本研究考虑了不同时间段对检验结果的影响。2004年中央重新开始实施一号文件，为了检验中央一号文件对地方政府发展农业的影响，为了节省篇幅，分为1997-2003年、2004-2013年两个阶段主要分析财政分权、城市偏向对农业发展的影响（表2）。

从财政分权系数估计值来看，除了1997-2003年的财政分权系数在10%分位数水平上没有通过显著性检验，其他均通过显著性检验。由此可以发现，1997-2003年的财政分权系数估计值为负值。中央没有对农业发展施加政治压力时，地方政府压缩财政农业支出的倾向就越严重，并且还会通过农业税费等获取农业剩余价值，导致财政分权不利于农业经济增长。而自2004年后中央一号文件连续发布实施，地方政府考虑到中央对农业、农村发展的新要求，采用财政分权机制增强了其对新农村建设、基础设施投入及对农产品市场流通等渠道的促进作用，提高了农业资源配置效率，进而对农业经济增长起到了加速推进的作用。 
　　从城市偏向系数估计值来看，除了1997-2003年城市偏向系数在10%分位数水平上没有通过显著性检验，其他均通过显著性检验。城市偏向系数估计值在两个时间段均为负值，且分位数水平高的估计值比分位数水平低的估计值要小。这与前面的结论分析是一致的。 
　　从财政分权与城市偏向的交互项来看，在1997-2003年估计系数在各分位数水平下均没有通过显著性检验，在2004-2013年估计系数在各个分位数水平下均通过显著性检验。在城乡二元结构下，财政分权、城市发展不能共同发挥作用。而在2004年后，中国开始突破城乡二元化的发展瓶颈，通过新农村建设、基础设施投入、农产品市场流通等城乡一体化措施，使得财政分权机制与城市发展机制共同发挥了作用，提升了农业生产效率，促进了农业经济增长。这意味着城乡一体化能破除城市偏向阻碍农业经济增长的各种制度，并且与财政分权共同发挥着促进农业经济增长的作用。 
　　4 结论 
　　本研究在考虑第一产业就业人员、农业机械总动力、农作物总播种面积、化肥使用量的基础上，运用面板分位数回归方法实证研究了1997-2013年中国财政分权、城市偏向对农业经济增长的影响效应，其实证研究结果如下。 
　　第一，财政分权总体上对农业经济增长具有促进作用，财政分权对农业经济增长的高分位数比低分位数有更高的正作用。但如果分时间段考虑，2004年前各省市的财政分权阻碍了农业经济增长，但自2004年以来中央一号文件的实施则强化了财政分权对农业经济增长的促进作用。对于农业发展处在不同水平的省市而言，应充分利用财政分权体制，提高财政支农效率、完善农业补贴制度，在城乡一体化框架下促进农业基础设施建设，方能有效提升农业生产效率。 
　　第二，城市偏向对农业发展具有负面的影响，城市偏向对农业经济增长的高分位数比低分位数有更大的负作用。针对城市化水平较低的省市，适当增加财政农业支出将会大幅度减少城市偏向给农业带来的阻碍作用；而对于城市化水平较高的省市，比如北京、上海、江苏等省市，则需要更多的财政农业支持使得这些地区城市偏向系数大于1，以保持农业的比较效益。 
　　第三，两者的交互项对农业发展具有正面影响。对处于不同农业发展水平的地方而言，应该关注财政分权与城市偏向共同作用给农业经济增长带来的宏观效应。根据中国实际发展情况，城乡一体化的推进能促使农业经济增长的各种财政与金融制度运行顺畅，更要关注它们对农业经济增长的影响。当前中国已具备了支撑城乡发展一体化的物质技术条件，到了工业反哺农业、城市支持农村的发展阶段，应有序推进城乡一体化进程，同时完善财政支农制度设计、优化财政支农结构、推动保险制度，使财政、金融制度与农业经济增长相适应。 
　　第四，农作物总播种面积的回归结果表明，中国农业的发展需要适度提高土地经营规模，即由家庭分散经营向家庭农场规模化经营发展，应加大对适度规模经营的支持力度。农业劳动力的回归结果表明，农业劳动力需要进一步转移，提高人均农业收益，以提高农业从业者的积极性。而农业施用化肥量回归系数的倒U现象说明，化肥的施用确实促进了农业经济增长，但过量施用、盲目施用化肥已经对农业的发展起到了阻碍作用，应大力推进化肥减量提效技术的应用，改进施肥方式，提高肥料利用效率，从而保障农业安全持续发展。