中國式分權與農業經濟增長績效動態追蹤研究

■ 鐘 用 副教授（四川財經職業學院財稅金融系 成都 610101）

中國式分權的制度框架

（一）有限分權、財政激勵與農業部門的福利損失

無論是以二元經濟為代表的經典財政分權理論還是1994年開始實施的第二代財政分權理論，其發揮增加包括農村在內的社會福利作用的前提均是“以手投票”和“以足投票”機制的存在，即財政分權應該建立在完全尊重轄區人民的偏好設置和個人意愿的前提下進行。但就“中國式分權而言”，由于其分權的具體部門只限于政府，因此，地方政府所受到的財政投入的約束則主要來源于上級政府，而非轄區居民，在這種分權制度下的農業建設則與政府的政績具有極大的聯系，而又由于地方政府對當地農業的建設和對農民的激勵政策主要依靠中央政府對其自身的政績考核，因此，農民在農業建設中的個人偏好和主體地位長期以來并未得到相應的重視，嚴重阻礙了農民自身的生產積極性，而消極的生產行為和不合理的分權制度又大幅削減了農民的福利，從根本上阻礙了農業發展（唐明生、蒲莉，1990）。

（二）金融結構失衡與農村金融財政化

由于農業具有天然的弱質性和基礎性，這使其更加需要穩定而充足的資本積累，金融中介機構作為支持農業經濟發展的主要部門，對于促進農村金融產業的發展具有重要作用。但由于目前我國金融業的發展也具有穩固的二元結構，即城市金融化與農村金融化并存，這使得在農村與城市同時需要相關資金援助時，為了促進經濟快速發展，相關金融機構將毫不猶豫地將資金投入城市建設中，對農村建設的重視程度不足，使得我國的金融結構嚴重失衡。另一方面，由于缺乏有效的財政支持，地方政府則開始過度地控制金融資源，最終導致了農村金融的財政化，嚴重制約了我國農村的可持續發展（程默，2006）。

（三）晉升激勵制度與地方政府的策略性行為

現階段我國所形成的“中國式分權”體現的是由中央政府供給驅動的、自上而下的分權模式，因此，分權從本質上體現了中央政府的主體財政地位。中央政府要適當調動并維護地方政府財政工作的積極性，同時通過對地方政府進行定期的績效考核，從而給予其相應的激勵政策和財政投入，這種自上而下的激勵制度為地方政府官員帶來了較大動力的同時，也使其產生了較大壓力，這使得地方性政府間開始采取相應的策略實現中央所規定的目標，在導致了地方政府惡性競爭的同時，對以農業為基礎的整個城市的經濟發展產生了較大的阻力（金炳燮等，2008）。

中國式分權與農業經濟增長績效動態追蹤研究假說

由上文可知，在“中國式分權”模式下，雖然“以手投票”和“以足投票”機制所發揮的農村經濟調節作用并不充分，但中央政府的宏觀調控可以有效地防止地方政府的異變行為，并基于激勵制度和財政支持，可以使地方政府提高對農業建設的重視程度，從而促進農村的經濟發展。因此，基于上述的中國式分權制度框架，提出如下假設（史傳林、包國憲，2013）。

假設1：面對中央政府對地方政府政治晉升的動力與績效考核的壓力，地方政府對農業的發展具有激勵與壓力兩方面特性，且通過財政分權可以有效促進農業發展，但具有跨時差和跨區域的差異特證。

假設2：雖然處于“中國式分權”的財政模式下，但地方政府仍有可能過度控制農村的金融資源，從而降低農村金融資源的利用率，并影響農村金融對農村經濟發展的促進作用。

研究方案與研究模型

（一）模型建立與變量選擇

假設影響農業經濟增長的相關生產性要素的投入包括農業機械的總動力、農業從業人員的規模、轄區農作物播種總面積、農業化肥使用量以及農業生產的用電量等。將上述相關變量設定在總的變量控制集C內，則農村經濟增長的初始生產函數為：

根據中國式分權的制度框架與上述研究假設，將式（1）中，影響農業經濟總產值的其余因素α進行分解，可得：

對式（2）進行分析可知，其表示了在中國式分權的制度下，分權變量、生產性要素與資本投入三個變量之間的互相作用。因此，為了深入研究上述變量的交互作用，引入變量集T：FDLOAit，其表示在具體的中國式分權制度模式下，農村金融模式受地方性政府的控制程度，而Finloait則表示地方財政與農村金融具體發展水平的交叉項，該因素體現了地方政府的財務支農與農村金融制度的協調性。而將交叉項乘積引入到式（2）中，不僅能有效地反映出不同經濟變量對農業經濟發展的內在動力機制，同時對于解決不同變量間的內生性問題也具有重要的意義，因此，利用格里歷切斯生成函數對式（2）進行重新構造可得：

上式中，i代表了省市個數，t則代表了觀測時間，而LnYit則表示第i個省份處于第t年時的具體樣本觀測值，始終參數α表示截距項，β則表示了解釋變量的控制系數，μi為具體的地區效應，且不隨時間的變化而變化，vt則表示隨時間的變化而改變的影響農業經濟增長的時間效應，εit為計算誤差。設定模型中的被解釋量為Y，政府的宏觀政策虛擬變量為D，第一產業在國民經濟生產總值中的增長率為LnADGPit，PI則代表零售的商量價格總指數。因此，本次研究的最終模型為：

表1 全樣本與跨時差分析結果

表2 區域差異與動態面板回歸結果

（二）數據來源與計算方法

本次對農村經濟增長方式績效動態的研究采用了1988年到2010年我國30個省市的具體樣本觀測值，其中不包括港澳地區，因為重慶市從1997年變為直轄市，因此，將其從樣本中剔除。具體的數據來源來自《新中國六十年統計資料編》以及《中國財政年鑒》等。樣本的計算方法是用了Arellano（1995）推出的廣義系統矩陣法，該方法的特點是可以有效解決模型中變量存在的內生性問題，從而克服數據的動態版面偏差，進而提高數據模型的可靠性與穩定性（馬亮，2013）。

結果分析

（一）全樣本與跨時差分析

上述模型的全樣本與跨時差分析的具體結果如表1所示。由表1可知，所建立的三個函數中的Arellano與Hansen的檢驗計量均不顯著，這說明了所建立的三個研究模型中并不存在序列相關和工具變量的過度識別問題。由于模型1為聚焦核心的解釋變量，而模型2為農業經濟增長函數在加入了其他控制變量后的具體回歸結果，因此，就此次研究的全樣本而言，在1988-2010年間，我國的農業經濟增長呈現出明顯的滯后積累情況，而對于財政分權的控制變量FDit而言，由于其在全樣本區間中具有顯著的增長效應，因此，在對模型1加入相關變量后，其仍然具有較為顯著的增長統計性。另一方面，對于模型中的虛擬變量DUM而言，其在增長率為1%上的顯著水平也說明了面對中央績效考核的壓力與自身政治晉升的動力，地方政府也開始感受到了發展農業的迫切需要，同時，也較好地說明了中國式分權可以有效促進農業經濟的增長。最后，根據表1中的宏觀經濟變量DUM94和DUM95而言，由于其在1988-2010年期間的統計值均具有較強的統計性，所以，這種顯著農業生產的跨時差性充分說明了在中國式分權制度的大的經濟背景下，分稅制改革和建設新農村的戰略均為促進我國的農業經濟發展做出了較大的貢獻。

（二）區域差異分析

在中國式分權制度框架的背景下，農業生產除了受相關生產性要素和中央宏觀調控的影響而具有跨時差性之外，其也應具有明顯的區域差異。此次研究，通過對我國東部、中部和西部等具有較大地理差異的三個地區的農業經濟增長進行分析，得出農業經濟增長的區域差異與動態面板回歸的結果，如表2所示。由于中部地區農業經濟增長的回歸結果并不具有顯著性，因此，本次研究著重對東部和西部的農業經濟增長績效動態回歸進行具體解釋。通過對影響東部與西部農業經濟增長的具體參數進行分析可知，財政分權對農業經濟增長的促進作用僅在我國的東部地區較為顯著，在西部地區，相關的分權變量則并不顯著。即在中國式分權的時代背景下，我國的西部農業并未得到較好的發展，而對于新農村建設與財政分稅改革則也在東部地區影響較為顯著，雖然對西部地區也具有較為正面的影響，但是卻并不顯著。

研究結論與啟示

（一）農業經濟增長具有滯后積累效應與政策驅動效應

由表1、表2可知，我國分稅改革制與新農村建設對農村的經濟發展的促進作用較為顯著。因此，在今后的中國式分權中，中央政府應該加強對地方政府發展農業的政策激勵與制度導向，從而使地方政府建立起科學的財政支農政策。另一方面，財政分權的相關變量也應該根據農業經濟增長的具體情況進行相應的變動，從約束并規范地方政府財政支農行為的角度出發，促進我國農業經濟的全面增長。

（二）地方政府對農業的財政投入效率較低

在此次研究中發現，地方政府對農業的支持力度并不充足，具體表現在兩個方面：第一，地方政府對轄區農業的投資數目較低，從整體上阻礙了我國農業的經濟發展；第二，投入資金的使用效率不高是制約財政分權和新農村建設制度對農村經濟發展促進作用的根本原因，特別是對西部地區的農業資金的利用效率不高，導致我國西部地區的農業長期處于較低的發展水平，在阻礙了其經濟發展的同時，也阻礙了我國西部地區經濟的全面發展。

本次研究中全樣本與跨地區分析均驗證了上文所闡述的假設即：金融市場的城鄉分割嚴重失衡，農村金融體系的準入標準過高，且由于受到政府的過度控制，我國農民并不能按其自身的意愿和偏好去從事農業生產，嚴重阻礙了我國的農業發展。

綜上所述，本文通過對中國式分權的框架進行闡述，并通過提出中國式分權與農業經濟增長績效動態追蹤研究假說，對中國式分權與我國農業動態增長的函數關系進行了具體的研究，未來加強中國式分權對農業經濟增長的影響的研究力度對于促進我國農村經濟健康、穩定發展具有重要的歷史作用和現實意義。

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