財政支農影響農業產業結構變遷的空間效應分析

摘要：農業產業結構調整既是生產力發展規律的體現，更是政府財政支農政策引導的結果。本文在厘清財政支農的結構調整效應基礎上，以1997—2016年中國31個省份為研究對象，將農業產業結構分解為合理化和高級化，并運用空間杜賓模型檢驗財政支農對二者的影響。結果發現：無論是農業產業結構合理化指數還是高級化指數，在空間上均存在明顯的依賴特征，且后者略強于前者;財政支農整體上對農業產業結構合理化的影響不顯著，但會推動農業產業結構向高級化發展，尤以鄰近地區財政支農對本地區農業產業結構高級化的影響最大;農業科技進步、經濟發展水平和工業化是影響農業產業結構調整的重要因素，且鄰近地區的財政支農、工業化、人力資本、經濟發展水平等也會顯著影響本地區農業產業結構調整。鑒于此，本文建議進一步優化財政支農投入結構，并發揮財政支農的“擠入效應”，以更好地推動農業內部細分產業的協調發展與合理布局，以及各產業的不斷優化升級。

關鍵詞：財政支農;農業產業結構合理化;農業產業結構高級化;空間杜賓模型

中圖分類號：F3238文獻標識碼：A文章編號：1000176X（2020）05008210

一、引言

農業產業結構是衡量一國農業經濟發展水平與競爭力的重要標志，也是社會各界關注的重點內容。經過改革開放四十余年的發展，中國農業產業結構發生了較大變化，從“以糧為綱”的單一結構轉變為“多種經營與農林牧漁業綜合發展”的結構[1]，農業產業結構日漸合理。探究農業產業結構不斷演進的動力來源可以發現，農業產業結構變遷不僅是生產力發展規律的體現，更是政府產業政策引導的結果，與政府的財政支農支出等密切相關。然而，由于財政支農資金配置規模不足和配置結構不合理的雙重矛盾，以及地域間本身存在的差異性，使得財政支農對農業發展與結構調整的影響具有明顯的不均衡性與異質性[2]。加之農業產業結構調整過程中存在的“羊群效應”，以及財政支農對農業供給結構調整具有的滯后效應，這在一定程度上也加劇了農業內部供給結構失衡的狀態[3-4]。當前，中國農業正處于轉變發展方式、優化產業結構與轉換增長動力的攻堅期，農業產業結構的優化升級已成為推動農業全面升級的關鍵所在。那么，如何在“質量興農”的背景下，通過有效的財政支農，促進不同類型的農業產業之間、不同的產品生產之間以及不同農業發展階段之間（如當前發展與長遠發展）的動態協調，是當前農業結構性變遷與實現高質量發展過程中必須考慮的重要問題。

二、文獻綜述與理論分析

（一）文獻綜述

從中國農業發展歷程來看，農業經濟增長、農業科技進步、財政支農、農業外商直接投資、農業對外貿易、制度變遷等是推動農業經濟增長和農業產業結構不斷調整的重要推力[5-6]。改革開放以后，隨著家庭聯產承包作用被激發，制度變遷的積極效應被給予重點關注，由此也造成在研究相關問題時財政支農這一變量常被忽略，而制度創新對農業經濟增長的效應被高估[7-8]。實際上，農業投入不足特別是農業公共物品投入不足，是制約農業快速發展與農業產業結構調整的重要因素[9]。

財政支農政策是影響對農業產業結構調整的重要誘因。整體而言，財政支農與農業產業結構優化之間存在著長期關聯性，且財政支農對農業產業結構優化具有一定的正向作用[10]。這是因為財政支農帶有較強的政府調控特征，其可通過經濟手段對農業生產要素和資源進行重新配置，能夠引導農業產業結構朝著合理的方向調整與轉型，并減輕由于競爭力不足所造成的其他不利影響，進而有利于農業產業結構優化[11]。就糧食作物而言，財政支農與糧食生產之間也存在明顯的同步波動的現象[12]。特別是隨著我國農產品需求壓力增大以及國家確保糧食安全目標等要求更加迫切，原有的“多取少予”的財政支農政策逐漸演變為“少取多予”“只予不取”“多予少取放活”的財政支農政策，這有效地推動了農業經濟增長與農業產業結構的優化[13]。而財政支農資金在農業領域的傾斜性投入，又能夠有效擴大優質高效特色作物種植規模，推動農業產業內部結構不斷優化，并促使農業朝著生態、綠色方向發展[14]。

與此同時，財政支農與農業產業結構調整之間也存在著明顯的滯后效應[10]。這可以理解為，盡管財政支農對農業產業結構、農業種植結構以及糧食種植結構具有顯著的正向影響，但這種影響卻帶有明顯的滯后性。其原因主要在于，諸如糧食保護價收購、補貼政策等財政支農支出，會影響農民未來幾年的農業生產安排，并傾向于種植更多受政策補貼的谷物面積，致使糧食種植比例不斷提升，進而影響農業產業結構[4]。

上述研究在豐富相關領域成果方面具有重要貢獻，但同時也存在如下可拓展的方面：（1）針對財政支農對農業產業結構調整的研究仍相對較為缺乏，這為本研究順利開展提供可能。（2）既有研究大多僅考慮財政支農對農業產業結構調整的整體影響，未能較好地呈現農業產業結構變遷的具體情況，并區別財政支農對農業結構不同維度調整的差異化影響。（3）大多研究仍基于空間均質的假設展開，并未將區域間的異質性特征特別是鄰域間的溢出效應考慮在內，這使得其現實解釋力大打折扣。鑒于此，本文在將農業產業結構劃分為合理化和高級化兩個維度的基礎上，從理論上厘清財政支農對農業產業結構調整的作用機制，并借助空間面板模型進行檢驗，以更好地解釋二者之間的關系。

（二）理論分析

借鑒干春暉等[15]研究，本文將從農業產業結構合理化和高級化兩個維度刻畫農業產業結構的動態變遷過程，并從理論上分析財政支農對農業產業結構合理化和高級化的影響。

首先，財政支農通過改善農業與農村基礎設施建設，改善農業生產條件，進而推動農業產業結構的合理化。水利灌溉等基礎設施是農業生產的命脈所在，也是開展農業產業結構合理化的必要條件[16]。農業具有自然再生產與經濟再生產的雙重特性，加之其本身為弱質產業，這使得農業較其他產業更易受自然風險和市場風險的雙重約束。而農業基礎設施的不斷完善與生產條件的逐步改善，可有效降低這些風險，突破原有“以糧為綱”的農業生產結構，推動農業生產的商業化、多元化，而原有單一的“農業—種植業—糧食”的生產結構得到較大改善，在增加農業產出的同時，推動農業生產結構更加合理化。與此同時，財政支農的增加以及農業生產條件的改善，最直接的體現在于農業勞動生產率的提高，這將使眾多農業勞動力從種植業中轉移出來，使得勞動力向其他經濟部門流動與轉移，形成農、工、商綜合發展的產業結構[17]。與此同時，財政支農資金的增加，特別是對高產、優質、高效等農業投入比重的增加，有利于確保農業內部更多細分產業的正常生產，在推動非種植業部門產值不斷增加的同時，也起到優化結構的積極效應[18]。正是通過差異性地對農業細分產業配置財政資源，其將影響不同細分產業的成本收益結構，并構成了財政支農影響農業產業結構調整的重要機制[19]。此外，政府對交易市場（如批發市場等）、信息化設施的建設均會推動當地農業產業結構越來越趨向合理化[18]。

其次，農業產業結構高級化作為產業結構調整質量的重要體現，其能夠較好地從結構角度刻畫農業綜合生產能力提升的程度。而這又可以分解為產業生產率水平提高和內部細分產業比例關系的演進兩個維度[20]。故而財政支農對農業產業結構高級化的影響可表述為：一方面，財政支農通過差異化對農業內部細分產業間配置財政資源，從而擴大高生產效率產業的比例。隨著不同產業生產率與優勢的變化，財政支農支持會從生產效率相對低的產業轉向生產效率高的產業，在不同產業間的替代與協調中實現農業產業的高級化轉換。另一方面，財政支農通過加快農業科技進步，提升專業化與分工程度，進而推動農業產業結構不斷向高級化階段邁進。農業科技進步是推動農業產業結構高級化的重要驅動力，財政支農中科技三項費用等支出，不斷推動著農業科技進步與生產技術裝備革新，加快農業科技成果推廣的步伐與速度，加之農業分工與專業化程度提高所帶來的效率的提升與生產成本的降低，使得具有較大農業科技進步潛力的優質產業生產率明顯高于非優質產業。相應地，在同等的生產條件下，生產效率高的優質產業更有可能獲得更多的財政支農資金的支持，由此農業產業結構也逐漸向高級化階段邁進。此外，財政支農對私人部門投資還具有一定的“擠入效應”，諸如政府購買農業社會化服務等行為，直接形成對私人產品或勞務的需求，從而撬動私人部門對農業的投資，并激勵著外部資金向農業內部流入，推動農業生產效率的提升、產業的成長以及結構的高級化[21-19]。

最后，無論財政支農通過何種途徑影響農業產業結構，均是在一定的空間背景下展開的，且具有一定的空間溢出效應。理論上講，財政支農對農業產業結構調整的空間效應是通過多方面形成的。得益于良好的農業技術創新與技術擴散等“高級資源”，以及農業專業化分工與協作，鄰近地區的農業產業網絡聯系效應增強[22]。由此，農業產業結構在空間上也表現出明顯的一致性與聚類特征，這從長江中下游和山東等地的基本事實即可得知[23-24]。加之現階段中國財政支農增長本身就具有較強的地理相關性與溢出效應[25]，由此產生的后果是，一地區財政支農支出發生變化，不僅會引起本地區農業產業結構的變化，且其與鄰近地區內部形成的競合互動關系也會隨之改變[26]，進而鄰近地區農業產業結構也會發生變化。綜上，財政支農對農業產業結構的影響具有一定的空間溢出效應。

三、模型設定、變量界定與數據來源

（一）空間杜賓模型

相較于傳統面板模型，空間面板模型引入空間權重矩陣，將經濟事物間的空間異質性和關聯性考慮在內，與現實情況也更為貼合，故而在分析經濟問題時更具有解釋力與說服力。

本文擬采用空間杜賓模型（SDM）來檢驗財政支農對農業產業結構升級的各類影響效應。其主要原因在于，空間杜賓模型作為空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）的廣義形式，其不僅包含因變量的空間滯后項，也包括自變量的空間滯后項，故而較其他兩個模型更為適合捕捉其中的空間效應[27]。一般地，空間杜賓模型的基本表達式為：

Y=ρWY+βX+θWX+ε（1）

考慮到農業產業結構變化在時間上可能存在著較強的滯后效應，以及農業產業結構可能與經濟增長等因素存在雙向因果關系繼而會引發內生性問題，由此依據空間杜賓模型的基本形式，結合研究目的和研究內容，構建動態的空間杜賓模型，具體表達式為：

strit=β0+ρ∑nj=1Wijstrjt+αfisit+β1Wijfisjt+γiXit+λ∑nj=1WijXjt+ui+λt+εit（2）

其中，strit和strjt分別為t時期i地區和j地區的農業產業結構變動;fisit和fisjt分別為t時期i地區和j地區的財政支農變量;Wij為i地區和j地區空間權重矩陣;Xit為影響農業產業結構調整的其他因素;Wijstrjt、Wijfisjt和WijXjt分別為農業產業結構的空間滯后項、財政支農的空間滯后項和其他因素的空間滯后項;ui和λt為個體效應;εit為隨機擾動項;β0、ρ、α、β1、γ和λ為待估參數。當然，需要提及的是，在模型估計的過程中，需通過Wald檢驗和LR檢驗對空間杜賓模型是否可以簡化為另外兩種模型（即空間滯后模型或空間誤差模型）進行甄別，以確?？臻g面板模型設定的科學性。如果同時拒絕Wald檢驗和LR檢驗，說明應選擇空間杜賓模型;否則，應選擇空間誤差模型或空間滯后模型估計結果。

（二）變量界定與數據來源

1被解釋變量

如上文所述，本文將從農業產業結構合理化和高級化兩個維度表示農業產業結構變遷。

農業產業結構合理化（tl）。農業產業結構合理化反映的是農業產業結構內部（如農、林、牧、漁等）間的協調度和生產要素有效利用狀況，通常采用結構偏離度（也稱“泰爾指數”）等指標進行測度[28]。一般地，結構偏離度的具體公式可表達為：

tl=∑ni=1yiylnyi/yli/l（3）

其中，y為農林牧漁業產值;yi為農業各細分產業產值;l為農林牧漁業勞動力數量;li為農業細分產業部門勞動力數量。由式（3）可知，tl越大，說明農業各細分產業間的協調度越差，即農業生產結構越不合理;反之，則趨向合理。特別地，當農業各細分產業部門的勞動生產率與農業平均勞動生產率一致時，tl=0，達到均衡狀態。

需要說明的是，由于中國官方統計資料并未公布農業部門各細分產業的勞動力數量數據，故而采用學術界常用的做法，以各年農業各細分產業產值占農林牧漁業總產值比重與農林牧漁業勞動力乘積表示。由于2012年后，農林牧漁業從業人員數量并不公布，采用移動平均法對其進行補充。上述相關數據主要來自于《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》，其中，產值等指標以1997年為基期作不變價處理。

農業產業結構高級化（ei）。目前，對農業產業結構高級化的測度方面通常使用第三產業與第二產業產值比值進行衡量[15]。而在農業領域，農牧產值比、糧經作物面積比、林牧漁業產值與農林牧漁業總產值比、農產品加工業與農林牧漁業之比成為度量農業產業結構高級化的主要指標[29]-[31]?？紤]到2003年中國將原本屬于第三產業的農林牧漁服務業歸為第一產業的做法，而單一指標又難以較為科學、全面地體現農業產業結構高級化內容，本文將采用熵值法從農牧產值比、糧經作物面積比、林牧漁業產值與農林牧漁業總產值比三方面對其進行衡量。相關指標數據均出自《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國農業年鑒》。

而之所以采用熵值法，其原因主要在于：首先，該方法能夠將上述內容盡可能全面地包含在內，較為客觀地體現農業產業結構高級化的過程;其次，相較于其他方法，該方法能夠根據各構成指標自身的變化賦權，避免人為主觀賦權等弊端 [32]。熵值法的具體操作過程如下：

若存在I個決策單元（如省份）J項待評指標（如農牧產值比等），那么，對于i省份第j個指標的原始數值eij（i=1，2，3，…，I;;j=1，2，3， …，J）而言：（1）對原始數據eij進行標準化處理：e′ij=（eij-j）/sj。其中，j和sj分別為待評指標j的均值和標準差。（2）對標準化后數值e′ij進行線性變化，即zij=aeiij+b（a=10，b=60），以保證其非負取值。（3）計算i省份第j項待評指標的比重pij，即pij=zij/∑ii=1zij。（4）計算待評指標j的熵值sj，即sj=-k∑Ii=1pijlnpij，k=lnI。（5）計算待評指標j的差異性系數cj，即cj=1-sj。（6）計算待評指標j的權重wj與省份i的最終得分fi，即wj=cj/∑Jj=1cj，fi=∑Jj=1wjpij。

2解釋變量

財政支農資金（fis）。財政支農資金是指財政支出中用于支援農業生產或與農業生產緊密相關的資金，其反映的是政府對農業的扶持力度。一般地，財政支農資金包含支援農村生產支出、農林水利氣象等事業費、農業綜合開發支出、農業基本建設支出、農業科技三項費用、政策性補貼支出等。考慮到數據的可獲得性，本文借鑒李谷成[33]的做法，從支援農業生產、農林水利、農業綜合開發等三個方面估算財政支農資金，并以各地區財政支農支出占財政總支出比重表示。相關數據主要來源于《中國統計年鑒》《中國農業年鑒》等。

3控制變量

本文還控制了如下變量：經濟發展水平（gdp），采用各地區人均GDP表示。自然災害（dis），以農作物受災面積占農作物播種面積比重表示。人力資本（edu），以農村平均受教育年限表示。農業科技進步（tech），借鑒程莉和劉志文[34]與張寬等[35]的做法，以農業機械總動力與農林牧漁業從業人員的比值表示。工業化（ind），以工業增加值占國內生產總值的比重表示。農產品進出口貿易（open），采用各省份農產品進出口總額占農業增加值的比重表示。其中，農產品進出口總額由各省份各年人民幣對美元的匯率計算而得。城鎮化（urban），采用人口城鎮化度量，以非農人口占總人口的比重表示。上述變量中，所有涉及國內生產總值和產值的指標均以1997年為基期作不變價處理。各變量指標主要出自《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國農業年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》等。需要說明的是，由于部分指標（如農產品進出口總額）出自《中國農業年鑒》（實際值目前僅統計到2016年），為保持各指標統計口徑與時間跨度的一致性，本研究的時間跨度為1997—2016年，而研究范圍僅包括中國大陸（或內陸）31省份，暫不涉及港、澳、臺三地。各變量的描述性統計如表1所示。

四、檢驗結果與分析

（一）空間自相關檢驗結果分析

在進行空間杜賓模型估計前，本文先進行了空間自相關檢驗，結果發現，農業產業結構變化存在著較為明顯的空間自相關性，因此，可采用空間面板模型進行估計，如圖1所示。

圖11997—2016年產業結構合理化和高級化的Morans I指數變動趨勢由圖1不難發現，1997—2016年中國省份農業產業結構存在著較為明顯的空間依賴性，即產業結構調整過程中存在著一定趨同現象。換言之，中國農業產業結構的合理化和高級化指數分別具有明顯的局域聚類現象，呈現農業產業結構合理化（或高級化）程度較高（低）與較高（低）省份團塊分布的現象。

（二）空間杜賓模型估計結果分析

1模型選擇

首先，采用拉格朗日乘子檢驗判斷是否適合采用空間面板模型估計。從空間依賴性檢驗結果來看，無論是SLM的LM檢驗和Robust LM檢驗，還是SEM的LM 檢驗和Robust LM 檢驗均在1%水平下顯著。這說明應拒絕原假設，若仍采用傳統OLS經典模型估計則易產生偏差，故而應采用空間面板模型估計。其次，對于農業產業結構合理化相關模型而言，進行Wald檢驗和LR檢驗后發現，Wald_spatial_lag和LR_spatial_lag分別為168522和164882，Wald_spatial_error和LR_spatial_error分別為164263和162184，且均在5%水平下顯著，說明應拒絕原假設，即空間杜賓模型不可簡化為SLM或SEM。同時，農業產業結構高級化模型的結果也顯示，Wald_spatial_lag和LR_spatial_lag分別為703901和676877，Wald_spatial_error和LR_spatial_error分別為743622和710780，且均在1%水平下顯著，說明應拒絕原假設，即空間杜賓模型不可簡化為SLM或SEM。最后，由不同模型的Hausman檢驗結果來看，應采用固定效應模型相對較佳，在分析空間固定效應、時間固定效應和時空雙固定效應模型的R2和LogL值等后，認為雙固定效應模型略優于其他模型。因此，下文對于農業產業結構合理化和高級化的解釋也將圍繞此結果展開分析。

2農業產業結構合理化結果分析

農業產業結構合理化空間杜賓模型估計結果如表2所示 。

由表2可看出，農業產業結構合理化的空間滯后項系數為01080，并在10%的水平下顯著。這表明農業產業結構合理化指數在空間上存在著一定的依賴性與局部聚類現象。實際上，在國家推進農業可持續發展過程中，農業內部產業結構的合理布局在省份之間通常存在較強的同質性，故而也就出現了上述現象。

財政支農資金對農業產業結構合理化的影響系數為01267，但并不顯著。這說明，本文并未找到財政支農資金有利于農業產業結構合理化調整的證據。產生上述現象的原因可能在于，財政支農資金的增加，其直接帶來農業基礎設施的不斷完善與生產條件的改進，會推動農業生產效率的提升。但由于確保糧食安全始終是中國戰略性目標，為確保糧食安全而采取的產業政策使得農業生產中特別是糧食等種植業低水平生產規模擴張趨勢明顯而高質量產品供給明顯不足。這種過度關注數量增長而忽視質量提升的增長方式，也造成了農業產業結構的不合理發展。而上述這些也均可從中國農業領域目前存在的結構性失衡問題以及低質量發展水平等基本現實即可看出。

農業科技進步的回歸系數為03670，并通過10%的顯著性檢驗，表明農業科技進步并不利于農業產業結構合理化。這主要是由于技術的革新，將會推動農業各種要素利用效率和生產效率提高，特別地諸如勞動節約型等技術能夠直接提供勞動生產率，并將勞動力從傳統的種植業等部門解放出來，以從事更多與之相關的高附加值產業，并帶來產業的更加合理化。經濟發展水平對農業產業結構合理化的影響系數為04898，并通過10%的顯著性檢驗，表明經濟發展水平提高的直接后果是對農產品需求數量的增加與質量的提升，隨之帶來的是對除傳統口糧消費外的肉蛋奶以及加工品需求的增加，這會推動農業產業內部其他產業（如養殖與農產品加工業等）的快速發展，并使得幾者之間的非均衡化發展。工業化的回歸系數為-02921，并通過10%的顯著性檢驗，這表明工業化的推進有利于農業產業結構合理化。實際上，隨著工業化進程的推進，其可為農業提供機械裝備并提高農業生產效率，推動農業內部產業間的勞動生產率差距縮小，產業間協調發展的程度更高。

工業化的空間滯后項和人力資本的空間滯后項的回歸系數分別為11246和25536，分別通過10%和5%的顯著性檢驗。說明鄰近地區的工業化會推動本地區農業內部產業之間的勞動生產率出現非均衡化發展，這主要是由于人才的跨區流動與區域間的外溢效應所致。鄰近地區城鎮化和經濟發展水平對農業產業結構合理化的影響系數依次為-14209和-10731，分別在5%和10%水平下顯著。這可能是由于鄰近地區人口向城鎮的集聚以及人均消費水平的提升，其會推動糧食剛需的上升，并帶動鄰近地區對本地區農產品消費的增加，特別是由于消費需求升級等所帶來間接增加糧食需求等現象，亦會推動農業內部產業勞動生產率差異的縮小及各產業的協調發展。

3農業產業結構高級化結果分析

農業產業結構高級化空間杜賓模型估計結果如表3所示。

由表3可看出，農業產業結構高級化的空間滯后項系數為02620，且在1%水平下顯著，這表明農業產業結構高級化存在著較強的空間依賴性，即局部區域內省份間的農業產業結構在高級化的過程中具有趨同的跡象。實際上，對此并不難理解。對于那些地理區位因素等較為類似的省區來講，它們的農業產業結構同質程度較高，故而其高級化的調整過程往往也具有較強的一致性。

財政支農資金的影響系數為-00263，且在10%水平下顯著，即隨著財政支農資金的增加，農業產業結構高級化的程度反而在降低，與預期相反。造成此種現象的原因主要是與中國仍以種植業為主體的農業不合理產業結構并未發生實質變化有較大關系[36]。近十余年來，特別是自2004年之后，中國農業財政支農規模是在不斷擴大的，但隨著中國糧食剛性需求的增加（如工業用糧等）以及糧食消費模式發生改變等，國家將提高糧食綜合生產能力再次作為農業結構調整的重心與基礎，2010年將糧食安全提升到新的戰略高度[18]，進一步推動種植業在農業中占據更加重要的地位。當然，上述現象也可從中國糧食生產的“十二連增”等基本事實得知。

工業化的回歸系數為00514，并通過1%的顯著性檢驗，即工業化有利于農業產業結構的高級化，這主要得益于工業化能夠為農業生產提供更加先進的技術與生產設備，能夠較好地提高農業生產效率，并推動農產品加工業等產業發展。農業科技進步和經濟發展水平的影響系數分別為00321和00486，并都在1%的水平下顯著，表明農業科技進步和經濟發展水平均會對農業產業結構高級化產生積極的推動作用。農業科技進步是推動農業產業結構變遷的主要力量，其可為農業提供更為優良的品種與生產技術和工藝，突破原有資源的利用范圍與限制，推動農業產業結構的合理化與高級化。經濟發展水平的提高往往帶來的是人均消費水平的提高，以及對農產品消費的多樣化與優質化，從而會明顯帶動牧業、經濟作物以及農產品加工業等快速發展，即由日益擴大的中高端或高品質農產品社會需求，會推動農業產業結構向高級化邁進。

城鎮化的影響系數為-00411，并在5%水平下顯著，即城鎮化不利于農業產業結構的高級化。城鎮化最主要的特征為人口向城鎮的聚集，其帶來的直接影響是對農產品消費量的增加，而在中國確保糧食安全的基本要求下，種植業生產規模的穩定以及擴張仍是主要方面，故而盡管其他細分產業亦有一定的擴張與發展，但相比之下，種植業仍占到較大比重，也就出現了城鎮化對農業產業結構高級化具有負向影響的結果。需要提及的是，隨著人們對肉蛋奶等產品需求的增加，這也會間接增加農作物種植規模的擴張，以滿足日益增長的畜禽養殖等飼料需求。

財政支農資金的空間滯后項系數為00750，并在1%的水平下顯著，說明鄰近地區財政支農資金的增加有利于本地農業產業結構邁向高級化。這主要是由于鄰近地區財政支農投入的增加，會帶來農業生產條件的不斷改善，這也會對鄰近地區農業生產具有一定的溢出效應，有利于本地發展附加值更高的農業產業。農產品進出口貿易、城鎮化和自然災害的空間滯后項系數依次為-00487、-01770和-00158，均通過5%的顯著性檢驗，即三者均不利于農業產業結構的高級化。鄰近地區農業進出口貿易規模的擴張，其更大程度上代表的是農業產業競爭力的增強，這會對本地區農業產生不利影響。鄰近地區城鎮化進程的加快，帶來的是人口與農產品消費規模的擴張，亦會增加對本地類似產品的消費與需求，而在糧食消費剛性需求增長明顯與國家糧食安全目標情況下，其最直接的后果即是帶來種植業及其相關產業的擴展要明顯快于其他產業。鄰近地區自然災害的發生特別是農作物受災率的提高，其最直接的后果可能是促使本地農作物播種面積的增加，由此并不利于農業產業結構的高級化。

4各類效應分解分析

空間杜賓模型效應的分解結果如表4所示。

由表4可看出，就農業產業結構合理化而言，財政支農資金的直接效應為01131、溢出效應為01225、總效應為02356，均不顯著。人力資本和工業化的溢出效應為26297和11659，分別通過5%和10%的顯著性檢驗，這意味著鄰近地區人力資本和工業化會推動本地區農業產業間勞動生產率的分化與非協調化發展。而城鎮化的直接效應和溢出效應分別為-06983和-14006，均通過5%的顯著性檢驗，即城鎮化無論對本地還是鄰近地區的農業產業結構合理化都有著相反的負面效應。從農業產業結構高級化的各類效應分解情況來看，財政支農資金的溢出效應和總效應分別為00881和00653，依次通過1%和10%的顯著性檢驗。這說明財政支農資金整體上有利于推動農業產業結構邁向高級化階段，且這一積極作用對鄰近地區具有較強的外溢性。工業化的直接效應和總效應為00558和01363，并分別通過1%和5%顯著性檢驗，即工業化更大程度上是對本地和全國農業產業結構高級化有利。而農業進出口貿易、城鎮化和自然災害則會對鄰近地區和全國農業高級化產生不利影響。此外，農業科技進步和經濟發展水平的直接效應為00307和00457，并分別通過1%和5%顯著性檢驗，表明農業科技進步和經濟發展水平有利于本地區農業產業結構高級化發展。

實際上，從表4 中變量的效應分解情況來看，各變量的溢出效應要明顯大于直接效應，這也從側面反映出本文采用空間杜賓模型進行估計是適宜的，模型設定也是相對科學的，這在一定程度上也會增加本文的現實解釋力。

五、結論與啟示

本文在厘清財政支農的產業結構調整效應基礎上，以1997—2016年中國31個省份為研究對象，考慮空間異質性，運用空間杜賓模型檢驗了財政支農對農業產業結構合理化和高級化的影響。研究結果發現：（1）無論是農業產業結構調整的合理化指數，還是農業產業結構調整的高級化指數均在空間上存在較為明顯的依賴性特征，且后者略強于前者。（2）財政支農整體上對農業產業結構合理化的影響不顯著，但卻會推動農業產業結構邁向高級化。特別地，鄰近地區財政支農亦會對本地區農業產業結構高級化產生顯著影響。（3）農業科技進步、經濟發展水平、工業化是影響農業產業結構調整的重要因素，且鄰近地區的財政支農、工業化、人力資本、經濟發展水平、城鎮化、農業進出口貿易等亦會顯著影響本地區農業產業結構變遷。

基于上述研究，本文提出如下建議：

第一，從財政支農難以有效推動農業產業結構合理化和高級化的基本結論來看，現階段，政府的財政支農政策仍需優化與調整。鑒于財政支農規模不斷擴大而實際效果仍待改善的現實情況，應在現有財政支農資金水平上，建立財政支農穩定增長機制，在發揮財政支農資金“四兩撥千斤”的“擠入效應”的同時，更應鼓勵通過不斷引導社會資本進入農業領域投資的形式，為農業持續發展提供充足資金，支持農業轉型升級與結構優化發展。

第二，針對當前農業領域出現的結構性矛盾以及財政支農中農業基礎設施建設和科技投入比重偏低的基本事實，應進一步優化財政支農結構，增加基礎設施建設投入與農業科技投入等，提高財政支農資金使用效率，繼續發揮財政支農在完善基礎設施建設、改善農業生產條件與推進農業技術進步等方面的積極作用，穩定糧食生產和促進特色農業發展，不斷鞏固農業綜合生產能力，提高農業生產效率，提供更加優質的農產品，推動各產業的合理發展并向高級化邁進。

第三，考慮到鄰域農業產業結構變遷所具有的明顯依賴性以及鄰域財政支農資金對本地農業產業結構變遷具有的積極溢出效應，應合理調配財政支農資金并優化其區域分配結構。對于財政支農外溢效應較強的地區，國家應加大扶持的力度與強度，給予額外的補償與支持，為其農業產業結構變遷提供導向與條件，進而實現財政支農資金的合理配置與農業產業結構變遷的協調與一致。當然，當前省域間農業產業結構變遷所具有的同步性與一致性，也需要各地更加注意應根據本地農業發展階段與農業比較優勢，合理配置財政支農資金，避免盲目跟風與模仿行為，進而推動農業產業結構更加合理，并邁向高級化階段。

最后，需要指出的是，本文嘗試性從空間視角對財政支農與農業產業結構變遷的關系進行解釋，并未對財政支農結構等進行細分，故而也并不涉及財政支農支出結構對農業產業結構高級化和合理化的差異化影響分析等內容，這是后續研究需進一步細化與深化的地方。

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（責任編輯：于振榮）

[DOI]1019654/jcnkicjwtyj202005010

[引用格式]金芳，金榮學財政支農影響農業產業結構變遷的空間效應分析 [J]財經問題研究，2020，（5）：82-91

收稿日期：20200122

基金項目：教育部哲學社會科學研究重大課題攻關項目“政府債務預算管理與績效評價研究”（15JZD024）;中南財經政法大學2019年度交叉學科創新研究項目“中國地方政府債務績效評價體系構建研究”（2722019JX001）

作者簡介：金芳（1992-），女，湖北十堰人，博士研究生，主要從事農業產業結構方面的研究。Email：554581358@qqcom

金榮學（通訊作者）（1973-），男，湖北十堰人，教授，博士，主要從事政府預算管理、績效評價與政府債務研究。Email：2208174548@qqcom