財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)投資的效應(yīng)分析

摘要：應(yīng)用靈活加速投資模型實證分析農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對財政支農(nóng)支出政策的反應(yīng)強(qiáng)度。基于2007—2014年我國省際數(shù)據(jù)，運用動態(tài)面板方法（dynamic panel generalized moment method，簡稱GMM）分別估計財政支農(nóng)支出對所有農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體、農(nóng)戶、農(nóng)業(yè)企業(yè)等農(nóng)業(yè)投資行為的影響，同時討論財政支農(nóng)支出通過城鎮(zhèn)化路徑對農(nóng)業(yè)投資的影響。結(jié)果表明，財政支農(nóng)支出能較好地激勵農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資，而且其政策效果隨著城鎮(zhèn)化水平的提高而增強(qiáng)。從農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體來看，財政支農(nóng)支出對農(nóng)戶與農(nóng)業(yè)企業(yè)的農(nóng)業(yè)投資行為均有激勵作用，但是對農(nóng)戶的激勵作用弱于農(nóng)業(yè)企業(yè)；隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，財政支農(nóng)支出對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資的激勵作用減弱，但是對農(nóng)業(yè)企業(yè)的激勵作用有所增強(qiáng)。

關(guān)鍵詞：財政支農(nóng)支出；農(nóng)業(yè)投資；靈活加速投資模型；動態(tài)面板GMM

中圖分類號： F3239文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A

文章編號：1002-1302（2017）21-0356-04

收稿日期：2016-11-14

基金項目：廣西哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃課題（編號：15BTJ001）；廣西高等學(xué)校數(shù)理金融高水平創(chuàng)新團(tuán)隊及卓越學(xué)者計劃；廣西統(tǒng)計學(xué)重點學(xué)科開放性課題（編號：2015XK16）。

作者簡介：李靜（1972—），女，重慶江津人，博士，副教授，研究方向為國民經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計分析。E-mail：lijingsyw@126com。

近年來，隨著我國工業(yè)化城鎮(zhèn)化的快速推進(jìn)和人民生活水平的提高，生產(chǎn)和生活對農(nóng)產(chǎn)品的需求迅速增加。然而，我國農(nóng)業(yè)不僅面臨資源短缺、基礎(chǔ)設(shè)施落后、生態(tài)環(huán)境惡化等局面，且隨著農(nóng)村大量青壯年勞動力的轉(zhuǎn)移，農(nóng)業(yè)還面臨從業(yè)人員數(shù)量減少、整體素質(zhì)下降的趨勢。因此國家加大財政支農(nóng)投資力度，農(nóng)林水務(wù)支出從2007年的3 24469 億元增加到2014年 14 17383億元，占國家財政支出的比重由652%提高到934%，增加了近3百分點。財政支農(nóng)投資的目的是試圖通過改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，為民間資本提供更好的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施平臺，激勵和引導(dǎo)社會資本流向農(nóng)業(yè)領(lǐng)域。那么財政支農(nóng)支出能否激發(fā)農(nóng)業(yè)微觀經(jīng)營主體的積極性，帶動民間資本流入農(nóng)業(yè)呢，這一效果隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展會有什么變化，這一變化的影響因素主要是什么，目前是否應(yīng)繼續(xù)加大財政支農(nóng)支出？

關(guān)于財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)投資的影響，已有學(xué)者作了相關(guān)研究。楊美麗等認(rèn)為，政府投資農(nóng)村道路、水利、通信等公共投資對農(nóng)戶生產(chǎn)性投資具有積極的影響1]。李琴等認(rèn)為，支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出、農(nóng)林牧副漁事業(yè)費、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出對農(nóng)戶投資存在擠進(jìn)效應(yīng)，農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出存在著擠出效應(yīng)，稅費改革使地方財政支農(nóng)引導(dǎo)農(nóng)戶投資功能下降2]。冉光和等認(rèn)為，多元化農(nóng)業(yè)投資確實推動了我國農(nóng)業(yè)發(fā)展，但農(nóng)戶、政府、銀行三大主體的農(nóng)業(yè)投資行為卻表現(xiàn)出極大的非協(xié)同性3]。關(guān)于糧食補(bǔ)貼政策對農(nóng)戶種糧意愿的影響存在2種觀點，一種觀點認(rèn)為糧食補(bǔ)貼政策能調(diào)動農(nóng)戶種糧積極性4-5]；另一種觀點則認(rèn)為，糧食補(bǔ)貼政策幾乎沒有影響農(nóng)戶的糧食播種面積與農(nóng)資投入6-8]。而農(nóng)機(jī)具購置補(bǔ)貼對農(nóng)戶擴(kuò)大水稻種糧面積有顯著的正向影響9]。

可見，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要研究財政支農(nóng)支出對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資的影響，且結(jié)論存在爭議。關(guān)于財政支農(nóng)支出對不同農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體投資行為的影響、城鎮(zhèn)化對財政支農(nóng)支出效果的影響，這些方面還缺乏研究。近年來，隨著我國農(nóng)村勞動力的持續(xù)轉(zhuǎn)移、城鎮(zhèn)化進(jìn)程的持續(xù)推進(jìn)，勞動力從過去的絕對過剩向相對短缺轉(zhuǎn)變10]。在這個階段勞動力工資上漲、居民收入水平提高，居民對農(nóng)產(chǎn)品的需求也相應(yīng)增加，從而可以穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品的價格預(yù)期、提高農(nóng)業(yè)投資的預(yù)期收益、激發(fā)農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資。而且農(nóng)業(yè)勞動力成本的上升，也會誘導(dǎo)農(nóng)業(yè)向節(jié)約勞動的方向轉(zhuǎn)變，從而促使農(nóng)業(yè)投資增加。但農(nóng)業(yè)勞動力成本的上升，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會的增加，使農(nóng)業(yè)比較收益下降，農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性降低。那么城鎮(zhèn)化發(fā)展與財政支農(nóng)政策相結(jié)合對農(nóng)業(yè)投資究竟產(chǎn)生怎樣的影響呢，這一問題還待進(jìn)一步研究。近年來，我國農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體呈多元化發(fā)展趨勢，農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體仍以傳統(tǒng)家庭承包經(jīng)營農(nóng)戶為主體，但種養(yǎng)大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社、龍頭企業(yè)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體大量涌現(xiàn)11]。相應(yīng)地，我國農(nóng)業(yè)投資規(guī)模不斷增加，農(nóng)業(yè)投資主體正在發(fā)生變化。2007—2014年，我國農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額從3 40350億元增加到13 85530億元，年均增長22%。其中，農(nóng)業(yè)企業(yè)農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資總額從 1 46005 億元增加到12 18334億元，年均增長35%；農(nóng)戶農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額從1 94345億元下降到1 67176億元，年均下降2%。從兩大農(nóng)業(yè)投資主體所占的農(nóng)業(yè)投資比重的變化來看，2007年農(nóng)戶農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資占農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資的43%，企業(yè)農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資占比為57%，2大農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的投資占比相差不大；但在2014年，農(nóng)業(yè)投資占比發(fā)生了明顯變化，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資占比僅為12%，農(nóng)業(yè)企業(yè)農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資卻高達(dá)88% 。可見，農(nóng)業(yè)企業(yè)農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資規(guī)模明顯增加，而農(nóng)戶農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資卻有所減少。這可能是隨著經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，農(nóng)業(yè)不斷分工演化的結(jié)果；同時也說明廣大農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性并沒有被調(diào)動起來。因此，結(jié)合我國當(dāng)前城鎮(zhèn)化快速推進(jìn)的背景，評價財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)投資的影響效果和影響路徑，以及財政支農(nóng)支出對不同農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體投資行為的影響，對促進(jìn)我國農(nóng)業(yè)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展具有重要的意義。

本研究利用靈活加速投資模型12]分析財政支農(nóng)支出及其他變量對農(nóng)業(yè)投資的影響，并且分別討論農(nóng)戶和農(nóng)業(yè)企業(yè)兩大農(nóng)業(yè)投資主體對國家財政支農(nóng)支出政策的反應(yīng)。同時結(jié)合城鎮(zhèn)化背景，研究財政支農(nóng)支出通過城鎮(zhèn)化路徑對農(nóng)業(yè)投資的影響效果。在實證分析方法上，考慮農(nóng)業(yè)投資具有滯后性的特點，采用動態(tài)面板方法（dynamic panel generalized moment method，簡稱GMM）對模型進(jìn)行參數(shù)估計。endprint

1農(nóng)業(yè)投資模型

11理論模型

由于投入的固定性、投資環(huán)境、心理因素等方面的限制，投資者不可能及時將實際資本存量調(diào)整到最優(yōu)資本存量。采用Koyck的靈活加速模型，假設(shè)相鄰2期實際農(nóng)業(yè)資本存量的變動量是本期最優(yōu)農(nóng)業(yè)資本存量與上一期實際農(nóng)業(yè)資本存量差的一定比例，模型形式如下：

Kt-Kt-1=λ（Kte-Kt-1）。JZ）]JY]（1）

式中：Kt表示第t期實際農(nóng)業(yè)資本存量；Kt-1表示第t-1期實際農(nóng)業(yè)資本存量；Kte表示第t期最優(yōu)農(nóng)業(yè)資本存量。λ為調(diào)整系數(shù)，反映農(nóng)業(yè)投資者根據(jù)市場需求、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的變化調(diào)整其農(nóng)業(yè)投資水平的能力。

而農(nóng)業(yè)投資量It與農(nóng)業(yè)資本存量Kt滿足以下動態(tài)關(guān)系：

It=Kt-（1-δ）Kt-1。JZ）]JY]（2）

其中δ為折舊率，將式（1）代入式（2）得：

It=λKte+（δ-λ）Kt-1。JZ）]JY]（3）

由式（3）得：

It-（1-δ）It-1=λKte-（1-δ）λKet-1+（δ-λ）Kt-1-（1-δ）Kt-2]。

而由式（2）可知，Kt-1-（1-δ）Kt-2=It-1，

于是It=λKte-λ（1-δ）Ket-1+（1-λ）It-1。JY]（4）

根據(jù)新古典投資理論，最優(yōu)的資本存量取決于資本租金成本和預(yù)期產(chǎn)量水平。農(nóng)業(yè)政策等因素影響到農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的資本收益和資本成本，因此最優(yōu)資本存量除受農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平的影響外，還受到農(nóng)業(yè)政策等因素的影響，最優(yōu)農(nóng)業(yè)資本存量表示如下：

Kte=α1Yt+Xt′α2。JZ）]JY]（5）

其中，Y表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)出；X′為農(nóng)業(yè)財政支出等解釋變量；α1、α2為影響系數(shù)。

式（5）代入式（4）得：

It=β1It-1+Xt′β2+X′t-1β3+β4Yt+β5Yt-1。JZ）]JY]（6）

其中，β1=1-λ、β2=λα2、β3=-λ（1-δ）α2、β4=λα1、β5=-λ（1-δ）α1。式（6）中的參數(shù)反映了各因素對農(nóng)業(yè)投資的影響程度和方向。

22計量模型

隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)，我國大量農(nóng)村勞動力已轉(zhuǎn)移到非農(nóng)業(yè)部門，使農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量及比重下降，農(nóng)業(yè)勞動力成本上升，但我國土地資源又極其匱乏。在此背景下，提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力的關(guān)鍵是引入現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)，而不同的經(jīng)濟(jì)體應(yīng)根據(jù)自身的農(nóng)業(yè)資源稟賦特點，采用不同的農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新模式，由無彈性的土地供給帶來的制約可以通過生物技術(shù)來解決，由無彈性的勞動供給帶來的制約可以通過機(jī)械技術(shù)的進(jìn)步解決13]。生化技術(shù)的使用可以提高單位土地面積產(chǎn)量、節(jié)約勞動力，機(jī)械技術(shù)是以機(jī)械替代勞動來提高單位勞動生產(chǎn)率。現(xiàn)階段，我國可以同時采用2種農(nóng)業(yè)技術(shù)變遷模式，進(jìn)而提高土地產(chǎn)出率和勞動生產(chǎn)率，從而提高我國農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力。但無論是生化技術(shù)還是機(jī)械技術(shù)的使用，在土地資源極其有限的情況下，均意味著單位土地面積的資本投入量增加。而政府財政支農(nóng)支出的目標(biāo)是激勵民間資本進(jìn)入農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，以提高單位土地面積的資本投入量，達(dá)到提高農(nóng)業(yè)技術(shù)水平和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的目的。因此，研究政府財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)投資的影響效果，以單位土地面積的投入量和產(chǎn)出量作為衡量指標(biāo)。采用該相對指標(biāo)體系，也可以剔除不同省區(qū)土地面積差異的影響，真實反映各地區(qū)資本投入水平的變化。由于不同的農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對財政支農(nóng)支出政策的反應(yīng)有所差異，因此，分別建立財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)投資的總影響，以及對農(nóng)戶和農(nóng)業(yè)企業(yè)兩大農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體投資行為的影響。根據(jù)前面農(nóng)業(yè)投資理論模型中的式（6），得到財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)投資的影響模型如下：

Im，it=β0+β1Im，it-1+β2Fm，it+β3Fm，it-1+β4Ym，it+β5Ym，it-1+εm，it。JY]（7）

其中，i和t分別表示省份和年度；m=1，2，3分別表示所有農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體、農(nóng)戶、農(nóng)業(yè)企業(yè)；I表示單位農(nóng)業(yè)投資；F表示單位財政支農(nóng)支出；Y表示單位農(nóng)業(yè)產(chǎn)出；ε為隨機(jī)擾動項。

為反映城鎮(zhèn)化進(jìn)程對財政支農(nóng)支出效果的影響，在式（7）中引入城鎮(zhèn)化率（U）與財政支農(nóng)支出的交叉項，模型如式（8）所示：

Im，it=β0+β1Im，it-1+β2Fm，it+β3Fm，it-1+β4Um，itFm，it+β5Um，it-1Fm，it-1+β6Ym，it+β7Ym，it-1+εm，it。JY]（8）

在式（8）中，城鎮(zhèn)化率與財政支農(nóng)支出的交叉項，主要是考察城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)對政府農(nóng)業(yè)資助與農(nóng)業(yè)投資之間關(guān)系強(qiáng)度的影響。

23指標(biāo)說明與數(shù)據(jù)來源

由于自2007年起我國財稅制度實行改革，財政支農(nóng)支出的統(tǒng)計口徑也發(fā)生了變化，因此考察時期為2007—2014年。數(shù)據(jù)為我國大陸30個省（區(qū)）（不包括西藏）組成的省級面板數(shù)據(jù)。各指標(biāo)的選取如下：（1）單位農(nóng)業(yè)投資（萬元hm2）。用農(nóng)林牧漁業(yè)全社會固定資產(chǎn)投資農(nóng)作物播種面積來衡量。（2）農(nóng)戶單位農(nóng)業(yè)投資（萬元hm2）。首先從農(nóng)林牧漁業(yè)全社會固定資產(chǎn)投資中扣除農(nóng)林牧漁業(yè)全社會固定資產(chǎn)投資（不含農(nóng)戶）得到農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資額，然后用農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資額農(nóng)作物播種面積得到農(nóng)戶單位農(nóng)業(yè)投資。（3）農(nóng)業(yè)企業(yè)單位農(nóng)業(yè)投資（萬元hm2）。用農(nóng)林牧漁業(yè)全社會固定資產(chǎn)投資（不含農(nóng)戶）農(nóng)作物播種面積來衡量。（4）單位財政支農(nóng)支出（萬元hm2）。用地方農(nóng)林水務(wù)支出農(nóng)作物播種面積來衡量。（5）單位農(nóng)業(yè)產(chǎn)出（萬元hm2）。用第一產(chǎn)業(yè)增加值農(nóng)作物播種面積來衡量。（6）城鎮(zhèn)化率（%）=城鎮(zhèn)人口數(shù)（人）總?cè)丝跀?shù)（人）。

數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2008—2015）。對以現(xiàn)價表示的名義變量均調(diào)整為按2007年不變價格計算的實際變量，其中投資數(shù)據(jù)均用固定資產(chǎn)價格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，第一產(chǎn)業(yè)增加值用第一產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。endprint

24模型估計

由于式（7）、（8）中解釋變量包含了因變量的滯后項，因此模型為動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。模型可能具有內(nèi)生性，如果用最小二乘法估計，估計量是有偏和不一致的，而Arellano 等提出的一階差分廣義矩估計法（first differenced generalized moment method，簡稱DIF-GMM）14]可以有效解決該問題。該方法的思路是首先對動態(tài)方程進(jìn)行一階差分，然后以因變量t-2階的滯后項或解釋變量作為差分方程相應(yīng)變量的工具變量，這樣可以得到一致且更有效的估計結(jié)果。因此，本研究選用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的二階段DIF-GMM 方法對式（7）、（8）進(jìn)行估計。財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)投資影響效果的DIF-GMM估計結(jié)果如表1所示，其中，表1中（1）和（2）列反映財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)投資的總影響，（3）和（4）列反映財政支農(nóng)支出對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資的影響，（5）和（6）列反映財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)企業(yè)農(nóng)業(yè)投資的影響。

由表1可知，各模型因變量的滯后一期均通過了1%的顯著性檢驗，說明以動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型來擬合財政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)投資的關(guān)系是合適的。Sargan 檢驗均無法拒絕GMM估計的“模型過度約束正確”的原假設(shè)，說明各模型工具變量的構(gòu)造是有效的，并且各模型的解釋變量都通過了5%的顯著性檢驗，說明各模型的擬合效果均較好。

3結(jié)果與分析

財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)投資有顯著的正向影響。表1中（1）列F的系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗，系數(shù)為0778 9，說明財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)投資有顯著的正影響。這是因為財政支農(nóng)支出為農(nóng)業(yè)資本提供更好的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施平臺，改善了農(nóng)村道路、水利、市場等農(nóng)業(yè)投資環(huán)境，從而降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本和農(nóng)產(chǎn)品交易成本、農(nóng)業(yè)自然風(fēng)險和市場風(fēng)險，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)投資預(yù)期收益、農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的投資積極性。

財政支農(nóng)支出效果隨著城鎮(zhèn)化水平的提高而增強(qiáng)。表1中（2）列城鎮(zhèn)化與財政支農(nóng)支出交叉項滯后一期的系數(shù)在5%顯著性水平上為正。說明城鎮(zhèn)化水平不同的地區(qū)，財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)投資的影響存在顯著差異，城鎮(zhèn)化水平越高的地區(qū)，財政支農(nóng)支出效果越好。從表1中（2）列的回歸結(jié)果可知，F(xiàn)（-1）項的系數(shù)為-0952 6，說明單位面積財政支農(nóng)支出增加1萬元，單位面積農(nóng)業(yè)投資將會平均降低095萬元；但由U（-1）×F（-1）的系數(shù)可知，城鎮(zhèn)化水平增加1百分點，單位面積農(nóng)業(yè)投資將會增加161萬元。可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化水平對財政支農(nóng)支出效果存在“門檻效應(yīng)”。當(dāng)城鎮(zhèn)化水平低于059由表1（2）列數(shù)據(jù)計算可得]時，財政支農(nóng)支出增加將顯著降低農(nóng)業(yè)投資水平；而當(dāng)城鎮(zhèn)化水平高于059時，財政支農(nóng)支出增加將顯著提高農(nóng)業(yè)投資水平。其主要原因是當(dāng)城鎮(zhèn)化水平較低時，大量的農(nóng)村剩余勞動力由于缺乏非農(nóng)就業(yè)機(jī)會，只能滯留在有限的土地上，因此，農(nóng)業(yè)部門缺乏投資機(jī)會。但當(dāng)城鎮(zhèn)化水平超過臨界值時，財政支農(nóng)支出就起到了引導(dǎo)與激勵社會資本向農(nóng)業(yè)投資的作用。這是因為城鎮(zhèn)化往往是和工業(yè)化過程同步的，在此過程中，大量的勞動力從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，使人們的收入水平大幅度提高。這會引起居民對農(nóng)產(chǎn)品需求的上漲，從而積極向農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體傳遞良好的市場信號，提高農(nóng)業(yè)投資預(yù)期收益。同時，政府農(nóng)業(yè)的資助提高了接受資助主體投資活動的預(yù)期收益率，降低了農(nóng)業(yè)投資成本，從而引致更多的農(nóng)業(yè)配套投入。

財政支農(nóng)支出能較好地激勵農(nóng)戶和農(nóng)業(yè)企業(yè)進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資，但是比較而言，財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)企業(yè)的激勵作用更強(qiáng)。表1中第（3）、（5）列F的系數(shù)均通過了顯著性水平為1%的檢驗，且系數(shù)均顯著為正，說明財政支農(nóng)支出能較好地激勵農(nóng)戶和農(nóng)業(yè)企業(yè)進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資。但從F系數(shù)的大小來看，農(nóng)戶投資模型中F的系數(shù)為0128 5，而農(nóng)業(yè)企業(yè)投資模型中F的系數(shù)卻高達(dá)0558 6。說明與財政支農(nóng)支出對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資的激勵作用相比，財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)企業(yè)的農(nóng)業(yè)投資激勵作用更強(qiáng)。這是因為農(nóng)業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模大，較容易獲得規(guī)模效益；農(nóng)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新能力強(qiáng)、管理水平高，其產(chǎn)品質(zhì)量較高、經(jīng)營效益要好；而且其開拓市場能力和融資能力更強(qiáng)。因為農(nóng)業(yè)企業(yè)抗風(fēng)險能力較強(qiáng)、產(chǎn)品競爭力較高，農(nóng)業(yè)投資邊際收益高，而政府資金的支持能有效降低其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營成本，分擔(dān)其生產(chǎn)經(jīng)營風(fēng)險，所以農(nóng)業(yè)支持政策的杠桿效應(yīng)較強(qiáng)。相反，農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模小、管理水平低、技術(shù)水平不高、信息缺乏、容易受農(nóng)業(yè)自然風(fēng)險和市場風(fēng)險沖擊，因此導(dǎo)致財政支農(nóng)支出的增加對其的激勵作用較小。

城鎮(zhèn)化水平的提高增強(qiáng)了財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)企業(yè)投資的激勵作用，但削弱了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資的積極性。表1中（4）列U與F交叉項考察城鎮(zhèn)化與財政支農(nóng)支出的交互作用對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資的影響，其交叉項的系數(shù)為-1854 0，且通過了1%的顯著性水平檢驗，說明城鎮(zhèn)化水平越高的地區(qū)，其財政支農(nóng)支出對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資的激勵作用越弱。這是因為城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)，農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會較多，非農(nóng)就業(yè)成本較低；與此同時，由于受土地的限制，農(nóng)戶家庭經(jīng)營的土地面積較小，而且大多數(shù)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)經(jīng)營管理水平不高，這些因素綜合起來使農(nóng)戶投資農(nóng)業(yè)所獲得收益的不確定性增大，農(nóng)業(yè)比較效益低。因此，城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)，農(nóng)戶更傾向于從事非農(nóng)活動，而缺乏投資農(nóng)業(yè)的積極性，相應(yīng)地，財政支農(nóng)對農(nóng)戶的激勵效果較差。相反，城鎮(zhèn)化水平較低的地區(qū)，農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)機(jī)會相對較少，一部分農(nóng)戶只能選擇從事農(nóng)業(yè)以獲取收入，因此財政支農(nóng)支出對農(nóng)戶的激勵效果較好。表1中（6）列U×F 交叉項及交叉項滯后一期U（-1）×F（-1）的系數(shù)均通過了顯著性水平為1%的檢驗，且系數(shù)之和為1027 7，說明城鎮(zhèn)化水平越高的地區(qū)，財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)企業(yè)投資的激勵作用越強(qiáng)。這是因為：一是城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)，工業(yè)化程度較高，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會較多，大量農(nóng)村勞動力已經(jīng)轉(zhuǎn)移到非農(nóng)部門就業(yè)，這有利于推動土地流轉(zhuǎn)，實現(xiàn)土地的規(guī)模化、專業(yè)化經(jīng)營，為資本進(jìn)入農(nóng)業(yè)創(chuàng)造了好的條件。二是城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)往往是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，這些地區(qū)不僅城鎮(zhèn)人口多而且居民的收入水平也較高，相應(yīng)地居民對農(nóng)產(chǎn)品的需求量大、需求種類也多，因此農(nóng)業(yè)企業(yè)的投資機(jī)會較多，投資預(yù)期收益率較高。三是城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)市場體系比較完善，交通信息等基礎(chǔ)實施比較發(fā)達(dá)、民間資本比較活躍、農(nóng)產(chǎn)品加工能力較強(qiáng)，那么這些地區(qū)的農(nóng)業(yè)企業(yè)融資相對容易，投資風(fēng)險相對較低。因此城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)農(nóng)業(yè)企業(yè)投資的預(yù)期邊際收益率較高，而政府對農(nóng)業(yè)企業(yè)的資助進(jìn)一步提高了接受資助企業(yè)投資預(yù)期收益率，降低了農(nóng)業(yè)投資預(yù)期邊際成本，從而引致更多的農(nóng)業(yè)投入。endprint

4結(jié)論與討論

應(yīng)用2007—2014年省際動態(tài)面板模型估計財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)投資的總影響，以及對農(nóng)戶和農(nóng)業(yè)企業(yè)農(nóng)業(yè)投資行為的影響，同時討論財政支農(nóng)支出通過城鎮(zhèn)化路徑對農(nóng)業(yè)投資的影響。實證結(jié)果表明，財政支農(nóng)支出能較好地激勵農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資，而且其政策效果隨著城鎮(zhèn)化水平的提高而增強(qiáng)。從農(nóng)戶與農(nóng)業(yè)企業(yè)兩大農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對財政支農(nóng)支出的反應(yīng)來看，財政支農(nóng)支出能激勵農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資，但是，與對農(nóng)業(yè)企業(yè)的激勵作用相比，其政策效果較差。隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，財政支農(nóng)支出對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資的激勵作用減弱，但是對農(nóng)業(yè)企業(yè)農(nóng)業(yè)投資的激勵作用有所增強(qiáng)。

基于上述結(jié)論，可以得到如下啟示：（1）繼續(xù)加大財政支農(nóng)支出。盡管近年來，國家加大了財政對農(nóng)業(yè)的支持力度，而且財政支農(nóng)支出也起到了激勵農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資的作用，但我國農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)仍然很薄弱，農(nóng)業(yè)投資仍然不足，今后國家還應(yīng)繼續(xù)加大財政對農(nóng)業(yè)的支持力度。（2）在對農(nóng)業(yè)進(jìn)行財政支持的同時，繼續(xù)促進(jìn)城鎮(zhèn)化建設(shè)。城鎮(zhèn)化的發(fā)展能吸收農(nóng)村勞動力非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)，吸納農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，這可以增加農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的人均農(nóng)業(yè)資源占有量，促進(jìn)農(nóng)業(yè)向規(guī)模化和機(jī)械化方向發(fā)展，提高財政支農(nóng)支出的績效。（3）調(diào)整財政支持農(nóng)業(yè)的政策。隨著我國城鎮(zhèn)化水平的逐步提高和農(nóng)村勞動力的持續(xù)轉(zhuǎn)移，在傳統(tǒng)家庭承包戶的基礎(chǔ)上將分化出更多種養(yǎng)大戶、家庭農(nóng)場等。但由于我國人口多，傳統(tǒng)家庭承包經(jīng)營戶還將長期存在，因此今后國家還應(yīng)繼續(xù)對傳統(tǒng)家庭承包經(jīng)營戶進(jìn)行財政支持，同時增加對種養(yǎng)大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)民專業(yè)合作社等農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的財政支持；鼓勵和引導(dǎo)工商資本投資農(nóng)業(yè)，鼓勵農(nóng)業(yè)企業(yè)主要從事農(nóng)業(yè)產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后服務(wù)、規(guī)模化養(yǎng)殖和農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。

HS23]參考文獻(xiàn)：

1]ZK（#]楊美麗，周應(yīng)恒，王圖展 農(nóng)村公共事業(yè)發(fā)展對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資的影響——基于地區(qū)面板數(shù)據(jù)的實證分析J] 財貿(mào)研究，2007（3）：38-44

2]李琴，李大勝，余建斌 地方財政支農(nóng)、農(nóng)村稅費改革與農(nóng)戶投資——基于26個省動態(tài)面板數(shù)據(jù)的實證分析J] 南開經(jīng)濟(jì)研究，2008（1）：133-142

3]冉光和，王建洪 中國多元化農(nóng)業(yè)投資的宏觀績效及協(xié)同效應(yīng)研究J] 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2010（1）：98-103

4]陳慧萍，武拉平，王玉斌 補(bǔ)貼政策對我國糧食生產(chǎn)的影響——基于2004—2007年分省數(shù)據(jù)的實證分析J] 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2010（4）：100-106

5]劉克春 糧食生產(chǎn)補(bǔ)貼政策對農(nóng)戶糧食種植決策行為的影響與作用機(jī)理分析J] 中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2010（2）：12-21

6]黃季焜，王曉兵，智華勇，等 糧食直補(bǔ)和農(nóng)資綜合補(bǔ)貼對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響J] 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2011（1）：4-12

7]張淑杰，孫天華 農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策效率及其影響因素研究——基于河南省360戶農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)的實證分析J] 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2012（12）：68-74

8]李韜 糧食補(bǔ)貼政策增強(qiáng)了農(nóng)戶種糧意愿嗎？——基于農(nóng)戶的視角J] 中央財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2014（5）：86-94

9]洪自同，鄭金貴 農(nóng)業(yè)機(jī)械購置補(bǔ)貼政策對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)行為的影響——基于福建的實證分析J] 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2012（11）：41-48

10]ZK（#]蔡昉 劉易斯轉(zhuǎn)折點后的農(nóng)業(yè)發(fā)展政策選擇J] 中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2008（8）：4-15

11]錢克明，彭廷軍 關(guān)于現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的調(diào)研報告J] 理論參考，2013，34（6）：4-7

12]Koyck L M Distributed lags and investment analysisM] Amsterdam：North-Holland Publishing Company，1954

13]Hayami Y，Ruttan V M Agricultural development：an international perspectiveM] Chicago：The Johns Hopkins University of Chicago Press，1985

14]Arellano M，Bond S Some tests of specification for panel data：monte carlo evidence and application to employment equationsJ] The Review of Economics Studies，1991，58（2）：277-297endprint