中國式分權(quán)、標(biāo)尺競爭與財(cái)政農(nóng)業(yè)支出

李雪松

摘要：

文章將財(cái)政分權(quán)、政府競爭與財(cái)政農(nóng)業(yè)支出架構(gòu)在統(tǒng)一的分析框架下，利用1988-2010年省級面板數(shù)據(jù)模型計(jì)量分析得出：財(cái)政分權(quán)在樣本區(qū)間內(nèi)促進(jìn)了地方政府財(cái)政農(nóng)業(yè)支出，具有正效應(yīng)，但跨時(shí)與區(qū)域差異明顯。財(cái)政分權(quán)與政府競爭的交互項(xiàng)阻礙了地方財(cái)政農(nóng)業(yè)支出，在東部更加顯著，模型加入政府膨脹程度、城市化、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等變量后，回歸結(jié)論保持穩(wěn)健。另外，地方政府財(cái)政農(nóng)業(yè)支出具有明顯的累積效應(yīng)，受宏觀經(jīng)濟(jì)政策驅(qū)動(dòng)明顯，但是這種驅(qū)動(dòng)力正在減弱。

關(guān)鍵詞：財(cái)政分權(quán)；政府競爭；財(cái)政農(nóng)業(yè)支出；面板模型

中圖分類號：F812.8 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：

10085831（2013）04003806

一、問題與文獻(xiàn)綜述

中國的分權(quán)改革被普遍認(rèn)為是引致經(jīng)濟(jì)增長奇跡的一個(gè)關(guān)鍵性制度安排。國內(nèi)關(guān)于財(cái)政分權(quán)的研究，主要集中在財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長方面，已有大量學(xué)者對此進(jìn)行了研究[1-4]，但是將財(cái)政分權(quán)、政府競爭與地方政府財(cái)政農(nóng)業(yè)支出三者納入統(tǒng)一的分析框架進(jìn)行研究，成果較少，在少數(shù)幾項(xiàng)研究中，結(jié)論也不一致。傅勇、張晏[5]認(rèn)為中國的財(cái)政分權(quán)以及基于政績考核下的政府競爭，導(dǎo)致地方政府公共支出結(jié)構(gòu)“重基本建設(shè)、輕人力資本投資和公共服務(wù)”的明顯扭曲，1994年分稅制后的一系列重要改革并沒緩解這種情況。陳安平[6]指出如果在地方財(cái)政支出水平上升的同時(shí)，使科學(xué)教育和農(nóng)業(yè)支出，特別是科學(xué)教育支出在總支出中的比重得以增加，將有可能在保持經(jīng)濟(jì)高增長的同時(shí)，使城鄉(xiāng)收入差距縮小。續(xù)競秦[7]認(rèn)為財(cái)政分權(quán)對地方財(cái)政農(nóng)業(yè)支出具有顯著正效應(yīng)，但主要發(fā)生在東部和西部，政府竟?fàn)帉χ胁康貐^(qū)農(nóng)業(yè)支出具有負(fù)效應(yīng)。李曉嘉[8]研究表明，財(cái)政分權(quán)并未有效促進(jìn)地方政府預(yù)算內(nèi)財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的增長，受官員政績考核的影響，財(cái)政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)性支出的正向影響最為顯著，對社會性支出也有正向影響，但對轉(zhuǎn)移性支出影響不明顯。

財(cái)政農(nóng)業(yè)支出是地方政府促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，建設(shè)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的主要資金渠道。基于公共選擇學(xué)派的假設(shè)，政府完全有可能基于個(gè)體理性與追求自身利益的最大化目標(biāo)，通過預(yù)算軟約束[9]，將有限的財(cái)政資源配置到高產(chǎn)出、高收益的

產(chǎn)業(yè)部門，進(jìn)而擠占農(nóng)業(yè)部門的支出，形成財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的扭曲效應(yīng)。在財(cái)政分權(quán)、政府競爭的影響下，地方政府是否有足夠的動(dòng)力和激勵(lì)增加財(cái)政農(nóng)業(yè)支出？這是一個(gè)富有研究價(jià)值、值得深入探討的論題。本文嘗試將以上問題作為研究主題。論文的內(nèi)容結(jié)構(gòu)設(shè)計(jì)安排如下：第二部分從制度層面，對財(cái)政分權(quán)、政府競爭與財(cái)政農(nóng)業(yè)支出進(jìn)行理論分析，構(gòu)建理論分析框架并提出研究假設(shè)；第三部分介紹模型設(shè)定、數(shù)據(jù)說明與回歸使用的方法；第四部分討論經(jīng)驗(yàn)分析的結(jié)果并進(jìn)行解釋；最后是研究結(jié)論與政策啟示。

二、理論框架與研究假設(shè)

經(jīng)典的財(cái)政分權(quán)理論是以蒂布特（Tiebout）、奧茨（Oates）和馬斯格雷（Musgrave）等為代表[10]，其主要觀點(diǎn)是中央政府與地方政府對居民的偏好存在信息上的不對稱，地方政府具有信息優(yōu)勢，由其來提供公共產(chǎn)品可以更好地滿足轄區(qū)居民的需求偏好。其次，在財(cái)政分權(quán)的制度安排下，地方政府因政治經(jīng)濟(jì)利益上的考量，在資源的爭奪上會展開激烈競爭，即財(cái)政競爭或政府競爭。通過財(cái)政分權(quán)、財(cái)政競爭、居民的流動(dòng)與“用腳投票”等機(jī)制，相對于中央政府，地方政府官員能夠更好地提供和滿足符合納稅人（投票者）偏好的公共產(chǎn)品。

傳統(tǒng)的財(cái)政分權(quán)理論假設(shè)政府是“仁慈的公共利益的守護(hù)者”，這種假設(shè)和推論或許過于理想化：其一，地方政府若基于個(gè)體理性，是否有足夠的動(dòng)力提供滿足地方居民偏好的公共產(chǎn)品；其二，轄區(qū)間公共產(chǎn)品的外溢性普遍存在，居民的流動(dòng)又不可能無成本，財(cái)政分權(quán)可能會導(dǎo)致地方政府間的惡性競爭。針對這些問題，第二代財(cái)政分權(quán)理論認(rèn)為既然政府官員是理性的經(jīng)濟(jì)人，就有可能從政治決策中追求政府規(guī)模的最大化，進(jìn)而產(chǎn)生尋租與腐敗行為，即政府行為也有私利，而不是無條件地最大化社會福利[11-12]。

中國自改革開放，特別是1994年分稅制改革以來，已經(jīng)表現(xiàn)出明顯的財(cái)政分權(quán)趨勢（圖1）。但是中國的財(cái)政分權(quán)制度與國外的財(cái)政分權(quán)存在較大差異。中國的財(cái)政分權(quán)是政治上高度集權(quán)與經(jīng)濟(jì)上適度分權(quán)的耦合，即一方面中央政府對地方政府在政治任命、官員考核上具有絕對的權(quán)威[13]，另一方面地方政府作為理性的經(jīng)濟(jì)人，在有限任期和以GDP為績效考核的壓力下，會展開“標(biāo)尺競爭”和“打到底線的競爭” [4，14]，特別注重招商引資、基礎(chǔ)設(shè)施、房地產(chǎn)等領(lǐng)域的投資。在地方政府官員與轄區(qū)居民之間缺乏有效的偏好顯示機(jī)制和公共選擇約束之下，財(cái)政分權(quán)很可能會造成地方政府自身規(guī)模的膨脹與政府間的“惡性競爭”，引致其行為出現(xiàn)異化與商業(yè)化。就本文的研究基點(diǎn)來看，地方政府間的標(biāo)尺競爭很可能通過預(yù)算的軟約束，將財(cái)政資源投入到周期短、見效快的高稅收部門，相對減少對農(nóng)業(yè)部門的投入，從而形成財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的弱農(nóng)化偏向。

同時(shí)，中國的分權(quán)又具有獨(dú)特的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)特征，戶籍制度、教育、醫(yī)療等公共產(chǎn)品供給差異與擁擠性在某種程度上又嚴(yán)格限制著居民流動(dòng)，特別是農(nóng)村居民基于福利偏好的自由流動(dòng)，即中國式分權(quán)制度供給失衡，缺乏真正意義上的“用腳投票”“用手投票”機(jī)制[15]。在中國，農(nóng)業(yè)總體上是弱質(zhì)產(chǎn)業(yè)，但同時(shí)又是國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)與戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)在農(nóng)民增收、勞動(dòng)力遷移和就業(yè)、物價(jià)與宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定等方面發(fā)揮著決定性的基礎(chǔ)作用。基于此，中央政府歷來重視農(nóng)業(yè)，將“三農(nóng)工作”、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、新農(nóng)村建設(shè)等作為考核地方政府及其官員政績的重要指標(biāo)。考慮到中央政府政績考核的壓力和創(chuàng)造標(biāo)尺競爭的有利條件，地方政府及其官員也有可能對農(nóng)業(yè)給予特別的關(guān)注與保護(hù)，如在任期內(nèi)擴(kuò)大農(nóng)業(yè)財(cái)政投資，積極推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，以期做出更多“政績”，獲得上級政府的“垂青”。

通過以上理論框架與內(nèi)在機(jī)理的分析，本文擬提出以下研究假設(shè)。

假設(shè)1：面對政治晉升與中央政府績效考核的壓力，地方政府具有發(fā)展農(nóng)業(yè)的激勵(lì)與壓力，財(cái)政分權(quán)能夠促進(jìn)地方政府的財(cái)政農(nóng)業(yè)支出，但具有跨時(shí)與區(qū)域差異特征。

假設(shè)2：在財(cái)政分權(quán)與高稅收的刺激下，地方政府間具有激烈競爭FDI的沖動(dòng)。財(cái)政分權(quán)與標(biāo)尺競爭的交叉影響造成財(cái)政支農(nóng)支出不具有穩(wěn)定性。

假設(shè)3：地方政府的財(cái)政農(nóng)業(yè)支出與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在倒U型曲線關(guān)系。

下文嘗試通過建立動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型對上述假說進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)驗(yàn)證，進(jìn)而揭示財(cái)政分權(quán)、地方政府競爭對財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的動(dòng)態(tài)影響效應(yīng)。

三、模型設(shè)定、數(shù)據(jù)說明與回歸方法

（一）模型設(shè)定

在理論分析基礎(chǔ)之上，構(gòu)造如下動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型：

計(jì)量模型中i和t分別表示第i個(gè)省份第t年的樣本觀測值。參數(shù)αit表示模型的截距項(xiàng)，βit表示對應(yīng)于解釋變量的系數(shù)向量，εi，t為誤差擾動(dòng)項(xiàng)，滿足相互獨(dú)立、零均值、等方差為σ2ε的假設(shè)[16]。被解釋變量RARG是第i省第t年省級預(yù)算內(nèi)財(cái)政支出中農(nóng)業(yè)支出所占的比重，因上一期的支出會對下一期產(chǎn)生影響，為使模型設(shè)定更加符合經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的實(shí)際，解釋變量中引入被解釋變量的滯后項(xiàng)。選取測度中國財(cái)政分權(quán)程度的指標(biāo)存在一定爭議，鑒于目前研究并未取得一致意見，為提高模型的穩(wěn)健性，本文使用兩項(xiàng)指標(biāo) 財(cái)政分權(quán)指標(biāo)也可以使用預(yù)算外與預(yù)算內(nèi)的財(cái)政支出規(guī)模來衡量，但是鑒于財(cái)政農(nóng)業(yè)支出在《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國財(cái)

政年鑒》各省預(yù)算外資金分類項(xiàng)目中并未反映，所以未使用該指標(biāo)。 ，一是國際通行的標(biāo)準(zhǔn)FD1 喬寶云（2002），殷德生（2004），周業(yè)安，張泉（2008）也使用了類似的做法。

，將人均各省本級財(cái)政支出占總財(cái)政支出（人均各省份本級財(cái)政支出與人均中央本級財(cái)政支出總和）的比值作為財(cái)政分權(quán)水平。二是采用傅勇、張晏[5]的財(cái)政分權(quán)指標(biāo)FD2，即各省預(yù)算內(nèi)人均本級財(cái)政支出與中央預(yù)算內(nèi)人均本級財(cái)政支出的比值。根據(jù)瓦格納法則（Wagner's Law），政府支出規(guī)模與人口數(shù)量兩者之間可能存在正向關(guān)系，為剔除人口規(guī)模的影響，對上述指標(biāo)進(jìn)行了人均化處理。關(guān)于刻畫政府標(biāo)尺競爭指標(biāo)COM的選取，本文考慮如下：地方政府使用財(cái)政政策工具（稅收減免、稅收優(yōu)惠等）吸引外商直接投資FDI是地方政府間的主要競爭行為，所以使用各省級政府吸引的FDI占全國當(dāng)年FDI的比重來表示政府競爭程度[17-18]，并利用人民幣匯率（年平均價(jià)）進(jìn)行了換算。另外，地方政府財(cái)政農(nóng)業(yè)支出可能受到財(cái)政分權(quán)與政府競爭的雙重影響，產(chǎn)應(yīng)疊加效應(yīng)，為捕捉這種效應(yīng)，在模型中引入兩者的交互項(xiàng)FDCOM。引入交叉乘積項(xiàng)不僅能夠反映經(jīng)濟(jì)變量之間的內(nèi)在互動(dòng)機(jī)制，而且有助于消除變量間的內(nèi)生性問題[19]。FD，COM和FDCOM為本文主要關(guān)注的核心解釋變量。

考慮到各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是影響財(cái)政農(nóng)業(yè)支出規(guī)模的重要因素，兩者可能呈現(xiàn)倒U型特征，于是在X中引入各省實(shí)際人均PGDP和PGDP2作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代理變量，以檢驗(yàn)財(cái)政農(nóng)業(yè)支出與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間是否具有非線性特征。

M為影響財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的其他控制變量組，根據(jù)公共選擇理論政府理性經(jīng)濟(jì)人的假設(shè)，地方政府除了參與追求更高稅收的標(biāo)尺競爭外，還有可能追求自身更高預(yù)算支出的偏好，例如“三公經(jīng)費(fèi)”。由于政府財(cái)政支出項(xiàng)目之間具有此消彼長的競爭性，政府自身消費(fèi)支出增加，勢必相對減少支農(nóng)支出。為了考察這種機(jī)制，研究引入政府膨脹程度變量（INF），使用各地區(qū)的行政管理費(fèi)支出占財(cái)政支出的比重來反映 2007年以后為"一般公共服務(wù)"支出。

因各省財(cái)政支農(nóng)數(shù)據(jù)的可得性與保證平衡面板數(shù)據(jù)，所以樣本區(qū)間為1988-2010年。

系統(tǒng)GMM的Stata命令為：xtdpdsys depvar[indepvars]，lag（P） maxldep（q） twostep vce（robust） pre（varlist） endogenous（varlist） inst（varlist）

，預(yù)計(jì)有負(fù)向影響。

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出明顯的轉(zhuǎn)型特征，各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差別可以集中體現(xiàn)這種經(jīng)濟(jì)體制的變革。同時(shí)，這種差別可能使地方政府的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)發(fā)生程度不同的偏向[5]。本文使用國有經(jīng)濟(jì)單位職工占總職工人數(shù)的比重（SOU）反映各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)體制變革狀況。另外，隨著城市化水平（URB）的提高，地方政府可能實(shí)行城市傾向的經(jīng)濟(jì)政策，進(jìn)而影響財(cái)政支農(nóng)支出，使用非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诘谋戎刈鳛槌鞘谢降拇碜兞浚A(yù)計(jì)有負(fù)向影響[20]。研究增加時(shí)間虛擬變量DUM94（1994年以后設(shè)置為1，其他設(shè)置為0）和DUM05 （2005年以后設(shè)置為1，其他設(shè)置為0），分別表示分稅制改革、新農(nóng)村建設(shè)宏觀經(jīng)濟(jì)政策變量對地方政府財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的影響，也可反映地方政府落實(shí)中央政策導(dǎo)向的執(zhí)行績效。

（二）數(shù)據(jù)來源與回歸方法

摘取1988-2010年省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國財(cái)政年鑒》《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，數(shù)據(jù)缺失部分由相關(guān)省份統(tǒng)計(jì)年鑒補(bǔ)足 王守坤、任保平（2009）也做了類似的Onestep-System-GMM回歸。

。1997年重慶直轄，通常的做法是將四川和重慶數(shù)據(jù)進(jìn)行合并，這會造成四川數(shù)據(jù)估計(jì)非真實(shí)有效，故直接將兩省數(shù)據(jù)剔除。同時(shí)因西藏?cái)?shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，所以研究樣本是中國大陸28個(gè)省區(qū)市的平衡面板數(shù)據(jù)，不包括港澳臺地區(qū)，使用Stata軟件進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。面板回歸方法使用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（System-GMM） 由模型（1）到（7）為提高穩(wěn)健性，分別進(jìn)行了FD1和FD2回歸，因加入控制變量后，回歸結(jié)果差別不大，實(shí)證分析報(bào)

告主要依據(jù)FD1 進(jìn)行說明；模型（5）到模型（7）FD2回歸結(jié)果備索。

，該方法可以很好地解決模型中存在的變量內(nèi)生性問題，克服動(dòng)態(tài)面板偏差（dynamic panel bias），提高估計(jì)效率。由于本文動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)樣本容量相對較少，為克服小樣本偏差，采取Onestep-System-GMM回歸。

四、實(shí)證結(jié)果與解釋

（一）財(cái)政分權(quán)、標(biāo)尺競爭及其交互項(xiàng)

表1各方程AB（2）檢驗(yàn)和Sargan檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都不顯著，說明模型不存在序列相關(guān)與工具變量的過度識別問題，回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。模型（1）和模型（3）聚焦核心解釋變量，從全樣本來看，地方政府的財(cái)政農(nóng)業(yè)支出呈現(xiàn)顯著的累積效應(yīng)，即上一期的投入對下一期具有重要影響。財(cái)政分權(quán)指標(biāo)FD1與FD2 具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性，說明財(cái)政分權(quán)對地方財(cái)政農(nóng)業(yè)支出具有明顯的正效應(yīng)，模型（2）在加入控制變量后，財(cái)政分權(quán)度這個(gè)變量在10%的顯著性水平下仍然拒絕了原假設(shè)，部分證實(shí)了研究假設(shè)1。說明在多重控制變量的影響下，地方政府并沒有忽視財(cái)政農(nóng)業(yè)投入。虛擬變量DUM94的顯著性也再次證明了分稅制后的財(cái)政分權(quán)制度促進(jìn)地方財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的有效性。

對此可能的解釋是，農(nóng)業(yè)是基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，地方政府加強(qiáng)對農(nóng)業(yè)的財(cái)政投入，有助于農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定與發(fā)展，有利于促進(jìn)就業(yè)，穩(wěn)定物價(jià)和緩解城鄉(xiāng)收入差距。同時(shí)，中央政府一直重視農(nóng)業(yè)，特別是減免農(nóng)業(yè)稅、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展、建設(shè)新農(nóng)村和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)等重要戰(zhàn)略措施實(shí)施以來，加大了對農(nóng)業(yè)的持續(xù)投入，可能對地方政府的財(cái)政農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)生了引導(dǎo)、擠入效應(yīng)。同時(shí)，中央政府歷來將農(nóng)業(yè)作為地方政府績效考核的重要指標(biāo)，實(shí)行“米袋子”省長負(fù)責(zé)制、“菜籃子”市長負(fù)責(zé)制，三農(nóng)工作的成效在很大程度上影響地方官員的升遷。總之，中央政府重視農(nóng)業(yè)的激勵(lì)機(jī)制與政績考核使地方政府和官員既有“動(dòng)力”又有“壓力。

AB（2）0.18850.24340.22250.25570.13360.12560.1479 注：（1）為解決擾動(dòng)項(xiàng)自相關(guān)問題，被解釋變量為三階滯后，表1只報(bào)告了一階滯后的數(shù)據(jù)，二階和三階滯后數(shù)值都通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。（2）括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤Std.Error；***、**、*分別表示在1%，5%，10%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，常數(shù)項(xiàng)略去。（3）Sargan檢驗(yàn)使用P值；AB（2）為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)是否存在二階序列相關(guān)的Arellano-Bond檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的P值，GMM估計(jì)只要求變量不存在二階序列相關(guān)，一階序列相關(guān)不影響估計(jì)的有效性。

模型（1）與（2）加入了政府競爭變量COM，雖然政府的標(biāo)尺競爭對地方財(cái)政農(nóng)業(yè)支出具有負(fù)向影響，遺憾的是該變量并未通過顯著性檢驗(yàn)。但是財(cái)政分權(quán)與政府競爭的交互項(xiàng)FDCOM通過了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)（5%和1%），與地方財(cái)政農(nóng)業(yè)支出RARG呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng)，即在財(cái)政分權(quán)與政府競爭的雙重疊加影響下，地方政府相對減少了財(cái)政農(nóng)業(yè)投入。這說明從長期趨勢來看，地方政府在標(biāo)尺競爭的壓力之下，本質(zhì)上還是具有減少農(nóng)業(yè)支出，轉(zhuǎn)而投向那些高產(chǎn)出、高稅收行業(yè)部門的行為偏向。這也說明在中央政府唯GDP政績考核的激勵(lì)下，地方政府出于有限任期內(nèi)迅速做出“政績”的沖動(dòng)，政府間的良性競爭極易異化，形成“競爭競標(biāo)賽”式的惡性標(biāo)尺競爭。這些因素在很大程度上誘使地方政府輕視對農(nóng)業(yè)的保護(hù)與支持，進(jìn)而引致財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的弱農(nóng)非農(nóng)化扭曲。

（二）倒U型檢驗(yàn)和控制變量的影響

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量PGDP對RARG具有顯著的負(fù)效應(yīng)，這符合產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的演進(jìn)規(guī)律。同時(shí)，本文的研究假設(shè)是PGDP對地方財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的影響呈現(xiàn)倒U型特征，即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平比較落后的情況下，隨著人均實(shí)際GDP的提高，地方政府將增加農(nóng)業(yè)支出的比重，而當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平達(dá)到和超過某一門限值之后，地方政府將會減少財(cái)政農(nóng)業(yè)支出。但是從全樣本（模型2和模型4）的分析來看，PGDP對RARG的影響并未出現(xiàn)假設(shè)中的倒U型特征。可能的原因是由于中國作為農(nóng)業(yè)大國，雖然第一產(chǎn)業(yè)比重在不斷減小，但其宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的重要作用不可忽視，特別是2004年以來，中央多個(gè)一號文件要求重視和發(fā)展農(nóng)業(yè)，持續(xù)增加農(nóng)業(yè)投入。虛擬變量DUM05顯著，說明中央新農(nóng)村建設(shè)的政策指引對地方政府支農(nóng)支出具有重要影響。

政府膨脹程度INF與農(nóng)業(yè)支出雖然具有負(fù)效應(yīng)，但不具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性。城市化水平（URB）的系數(shù)為負(fù)（在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著），表明隨著城市化水平的不斷提高，農(nóng)業(yè)人口的逐步較少，地方政府的財(cái)政農(nóng)業(yè)支出也會減少，并表現(xiàn)出城鎮(zhèn)傾向，這與理論預(yù)期基本一致。經(jīng)濟(jì)體制改革SOU對地方財(cái)政農(nóng)業(yè)支出也具有明顯的負(fù)效應(yīng)，說明各地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，特別是農(nóng)業(yè)比重下降是影響地方財(cái)政支農(nóng)支出減少的重要因素之一。

（三）跨時(shí)與區(qū)域差異分析

虛擬時(shí)間變量DUM94和DUM05具有統(tǒng)計(jì)顯著性，說明中央政府1994年以來的分稅制改革和2005年的新農(nóng)村建設(shè)等宏觀政策變量對地方財(cái)政農(nóng)業(yè)支出具有激勵(lì)效應(yīng)，但是通過彈性系數(shù)（0.085 0；0.062 1），說明宏觀政策的激勵(lì)效力正在減弱。財(cái)政分權(quán)變量FD在東、中、西都具有正效應(yīng)（中部不顯著），西部地區(qū)的正效應(yīng)最明顯。僅在東部，PGDP與RARG呈現(xiàn)倒U的非線性特征，但是不顯著。交互項(xiàng)FDCOM在東部和中部顯著，這可能源于東部地區(qū)具有競爭FDI的資源稟賦與政策優(yōu)勢，中部可以更好地承接?xùn)|部的FDI資源轉(zhuǎn)移，西部在FDI的標(biāo)尺競爭中處于劣勢，可能“破罐子破摔”了。政府膨脹系數(shù)INF的負(fù)效應(yīng)僅在西部顯著。另外，城市化URB在東部顯著為負(fù)，在中部顯著為正。經(jīng)濟(jì)體制改革SOU僅在東部顯著，比較樂觀的解釋就是隨著東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整，第一產(chǎn)業(yè)比重減小，第二、三產(chǎn)業(yè)比重增加，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)逐步向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型，地方政府相對減少了對傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的投入。

五、結(jié)論與政策建議

本文構(gòu)建了中國式分權(quán)、地方政府間競爭與財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的理論分析框架，利用28省（區(qū)、市）的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行了實(shí)證分析，研究結(jié)果如下。

其一，地方政府財(cái)政農(nóng)業(yè)支出具有明顯的累積性，受宏觀經(jīng)濟(jì)政策驅(qū)動(dòng)明顯，但是這種驅(qū)動(dòng)效力正在減弱。1994年分稅制改革以來，財(cái)政分權(quán)制度顯著促進(jìn)了地方政府財(cái)政農(nóng)業(yè)支出，具有正效應(yīng)，但跨時(shí)與區(qū)域差異明顯，財(cái)政分權(quán)的正向激勵(lì)在西部最顯著。

其二，財(cái)政分權(quán)與政府競爭的交互項(xiàng)阻礙了地方財(cái)政農(nóng)業(yè)支出，即在財(cái)政分權(quán)與政府競爭的雙重疊加影響下，地方政府減少了財(cái)政農(nóng)業(yè)投入，這在東部更加顯著。加入政府膨脹程度、城市化、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等變量后，回歸結(jié)論保持穩(wěn)健。

其三，基于有限任期內(nèi)做出“政績”與“競爭競標(biāo)賽”式的政府間標(biāo)尺競爭，這些因素在很大程度上誘使地方政府出現(xiàn)行為異化，導(dǎo)致財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的弱農(nóng)非農(nóng)化扭曲，進(jìn)而減少對農(nóng)業(yè)的保護(hù)與支持。

在此基礎(chǔ)上，本文提出如下政策建議。

第一，中國式財(cái)政分權(quán)制度的演進(jìn)體現(xiàn)出明顯的路徑依賴，為了促進(jìn)農(nóng)業(yè)又好又快發(fā)展，中央政府應(yīng)對財(cái)政分權(quán)制度進(jìn)行優(yōu)化與創(chuàng)新，形成地方政府農(nóng)業(yè)財(cái)政投入的“預(yù)算硬約束”，探索促進(jìn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的財(cái)政資金支持機(jī)制與實(shí)施模式。

第二，增強(qiáng)地方政府的活力與“自生能力”，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，在穩(wěn)步推進(jìn)城鎮(zhèn)化的同時(shí)，注重城鄉(xiāng)統(tǒng)籌，促進(jìn)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。另外，中央政府應(yīng)改變單純的唯“GDP”論，落實(shí)科學(xué)發(fā)展觀，革新績效考核機(jī)制，控制政府規(guī)模，提高行政效能，矯正地方官員“高污染、高耗能、政績工程”的投資沖動(dòng)與行為異化。

第三，地方政府重視農(nóng)業(yè)投入不但要有上級政府政績考核的約束，更要受到來自最基層，擁有信息優(yōu)勢的納稅人——農(nóng)民“用手投票”“以足投票”機(jī)制的約束。中央政府與地方政府應(yīng)逐步建立起真正意義上的公共財(cái)政框架體制和運(yùn)行機(jī)制，以實(shí)現(xiàn)對農(nóng)民的承諾。參考文獻(xiàn)：

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