財政農(nóng)業(yè)投入、農(nóng)業(yè)增產(chǎn)與農(nóng)民增收*——基于VAR模型對中國的經(jīng)驗分析

朱春奎 梁耀盛 耿 育

（復(fù)旦大學(xué)國際關(guān)系與公共事務(wù)學(xué)院，上海 200433）

財政農(nóng)業(yè)投入、農(nóng)業(yè)增產(chǎn)與農(nóng)民增收*
——基于VAR模型對中國的經(jīng)驗分析

朱春奎 梁耀盛 耿 育

（復(fù)旦大學(xué)國際關(guān)系與公共事務(wù)學(xué)院，上海 200433）

本文針對1983年-2006年我國財政農(nóng)業(yè)投入的總量狀況，建立財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)民收入的VAR模型，綜合運用協(xié)整分析、誤差修正模型、因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解等計量技術(shù)系統(tǒng)研究財政農(nóng)業(yè)投入的經(jīng)濟增長效應(yīng)，揭示了中國1983年-2006年間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值、農(nóng)民收入同財政農(nóng)業(yè)投入之間的關(guān)系，為財政支農(nóng)政策提供了理論分析和實證檢驗的科學(xué)依據(jù)。

財政農(nóng)業(yè)投入 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值 農(nóng)民收入 VAR模型

一、問題的提出

建設(shè)社會主義新農(nóng)村是我國現(xiàn)代化建設(shè)進程中的一項重大歷史任務(wù)，是一項惠及億萬農(nóng)民的系統(tǒng)工程。在這項龐大的系統(tǒng)工程中，政府公共財政支持是最直觀、有效、快捷的建設(shè)方式（李暉等，2007）。很多文獻說明了財政投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的重要影響，并分析了最優(yōu)投入規(guī)模。Chang（2001）指出財政農(nóng)業(yè)投入對經(jīng)濟增長來說有雙重影響，認(rèn)為財政農(nóng)業(yè)投入應(yīng)該有一個最優(yōu)規(guī)模；Matsuyama和Kiminori（1992）則通過財政支出在不同領(lǐng)域內(nèi)的比較優(yōu)勢，給出了農(nóng)業(yè)領(lǐng)域內(nèi)的最優(yōu)投入規(guī)模實證結(jié)果，并分析了財政資金投入農(nóng)業(yè)領(lǐng)域同投入其他領(lǐng)域相比的競爭優(yōu)勢。國內(nèi)大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為我國農(nóng)業(yè)財政支出的規(guī)模太小，不能保證我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的需要，建議要擴大我國農(nóng)業(yè)財政支出規(guī)模（沈淑霞等，2004；侯石安，2004；何振國等，2005；郭玉清，2006）。但我國是一個農(nóng)業(yè)大國，國家財力規(guī)模小，大規(guī)模增加農(nóng)業(yè)財政投入不太現(xiàn)實。在當(dāng)前農(nóng)業(yè)財政投入不足的情況下，如何提高我國農(nóng)業(yè)財政投入的使用效率才是當(dāng)務(wù)之急（丁亮等，2007）。

國內(nèi)學(xué)者探討財政投入與經(jīng)濟增長關(guān)系的較多，但具體到農(nóng)業(yè)財政投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間關(guān)系的研究，則為數(shù)不多。從檢索的文獻看，研究主要從財政農(nóng)業(yè)投入各部分對經(jīng)濟增長的作用及其優(yōu)先次序兩大方面展開（樊勝根等，2002；錢克明，2003；李煥彰等，2004；李汝，2005；李琴等，2006）。在眾多對財政農(nóng)業(yè)投入效率評價的文獻中，常用來衡量國家財政對農(nóng)業(yè)支出效率的指標(biāo)是財政支農(nóng)效率，該指標(biāo)隱藏著這樣一個判斷，即農(nóng)業(yè)財政凈支出是外生變量，而農(nóng)業(yè)GDP是內(nèi)生變量，或者說財政凈支出是因，而農(nóng)業(yè)GDP是果。但在一個財政收入相當(dāng)大一部分來源于農(nóng)業(yè)的國家里，這樣的因果關(guān)系顯然難以成立（姚耀軍等，2004）。由于宏觀經(jīng)濟是一個動態(tài)的隨機系統(tǒng)，它是現(xiàn)在和過去各種沖擊的反應(yīng)，采用動態(tài)經(jīng)濟計量技術(shù)的向量自回歸模型顯然是分析財政支出效應(yīng)的理想工具（董秀良等，2006）。雖然已經(jīng)有學(xué)者開始運用協(xié)整分析技術(shù)或因果關(guān)系檢驗或脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解來探索農(nóng)業(yè)財政支出與農(nóng)村經(jīng)濟增長的關(guān)系（李煥彰等，2004；姚耀軍等，2004；劉旦，2006；楊燁軍，2006；李暉等，2007），但目前綜合運用VAR模型基礎(chǔ)上的協(xié)整分析、誤差修正模型、因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解等計量技術(shù)系統(tǒng)研究財政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和農(nóng)民增收影響效應(yīng)的研究尚不多見。

本文擬針對我國財政農(nóng)業(yè)投入的總量狀況，建立財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和農(nóng)民增收的VAR模型，綜合運用協(xié)整分析、誤差修正模型、因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解等計量技術(shù)系統(tǒng)研究財政農(nóng)業(yè)投入的經(jīng)濟增長效應(yīng)，系統(tǒng)評價我國農(nóng)業(yè)財政支出資金的使用效益，較準(zhǔn)確地核算出我國農(nóng)業(yè)財政支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻。

二、研究模型與方法

本文關(guān)于財政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)業(yè)增產(chǎn)、農(nóng)民增收影響效應(yīng)的研究主要采用向量自回歸（VAR）模型展開，VAR模型是近年來廣泛應(yīng)用于宏觀經(jīng)濟分析中的非結(jié)構(gòu)化模型，它通常用于相關(guān)時間序列系統(tǒng)的預(yù)測和隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響。本文在運用VAR模型分析財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和農(nóng)民增收的關(guān)系時，將主要采用以下分析方法：

（一）時間序列變量的平穩(wěn)性檢驗

一般來說，如果一個時間序列的均值和方差在任何時間保持恒定，并且兩個時期t和t+k之間的協(xié)方差（或自協(xié)方差）僅依賴于兩時期之間的距離（間隔或滯后）k，而與計算這些協(xié)方差的實際時期t無關(guān)，則該時間序列是平穩(wěn)的。只要這三個條件不完全滿足，則該時間序列是非平穩(wěn)的。單位根是表示非平穩(wěn)性的另一方式，單位根方法將對非平穩(wěn)性的檢驗轉(zhuǎn)化為對單位根的檢驗。若變量Xt的一階差分是穩(wěn)定的，則稱變量Xt有單位根，檢驗變量是否穩(wěn)定的過程稱為單位根檢驗。本文使用ADF法檢驗變量的穩(wěn)定性，即進行如下回歸：

并作假設(shè)檢驗：H0：α2=0；H1：α2<0。如果接受假設(shè)H0，而拒絕H1，則說明序列xt存在單位根，因而是非穩(wěn)定的；否則說明序列xt不存在單位根，即是穩(wěn)定的。方程（1）中加入k個滯后項是為了使殘差項變?yōu)榘自肼暋τ诜欠€(wěn)定變量，還需檢驗其一階差分（或增長率）的穩(wěn)定性。如果變量的一階差分是穩(wěn)定的，則稱此變量是I（1）的。所有變量都一階差分穩(wěn)定是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的必要條件。

（二）時間序列變量之間的協(xié)整檢驗

關(guān)于協(xié)整關(guān)系的檢驗與估計目前有許多具體的技術(shù)模型，如Engle-Granger兩步法、Johansen極大似然法、頻域非參數(shù)譜回歸法等。本文選用Johansen極大似然法進行變量間的協(xié)整關(guān)系檢驗。Johansen極大似然法能判定協(xié)整方程的個數(shù)，該數(shù)被稱為協(xié)整秩。協(xié)整似然比檢驗假設(shè)為：

H0：至多有r個協(xié)整關(guān)系；H1：有m個協(xié)整關(guān)系。

檢驗跡統(tǒng)計量

式中：λi為大小排第i的特征值；T為觀測期總數(shù)。

這不是獨立的一個檢驗，而是對應(yīng)于r的不同取值的一系列檢驗。從檢驗不存在任何協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)開始，然后是最多一個協(xié)整關(guān)系，直到最多m-1個協(xié)整關(guān)系，共進行m次檢驗，備擇假設(shè)不變。

Johansen極大似然法的分析框架包含以下五種可能的情況：序列有均值，協(xié)整方程沒有截距項；序列有均值，協(xié)整方程有截距項；序列有均值和線性趨勢項，協(xié)整方程沒有截距項；序列有均值和線性趨勢項，協(xié)整方程有截距項和線性趨勢項；序列有均值、線性和二次趨勢項，協(xié)整方程有截距項和線性趨勢項。對于給定的協(xié)整秩，上述五種檢驗的嚴(yán)格性遞減。

（三）誤差修正模型

協(xié)整分析亦可用于短期或非均衡參數(shù)的估計，按照Granger代表定理，如果兩變量Xt，Yt是協(xié)整的，則它們之間存在長期均衡關(guān)系。當(dāng)然在短期內(nèi)，這些變量可以是不均衡的，擾動項是均衡誤差εt。兩變量間的這種短期不均衡關(guān)系的動態(tài)結(jié)構(gòu)可以由誤差修正模型（errorcorrectionmodel，ECM）來描述。這一聯(lián)系兩變量的短期和長期行為的誤差修正模型由下式給出：

式中：Yt～I（1）；Xt～I（1）；Yt，Xt～CI（1，1）；εt=Yt-β0-β1Xt～I（0）；υt為白噪聲；λ為短期調(diào)節(jié)系數(shù)。

（四）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

在回歸分析中，回歸能夠度量變量之間的聯(lián)系程度，但不能證實因果關(guān)系，識別因果關(guān)系是在以檢驗為依據(jù)的研究中的一個重要問題。格蘭杰因果關(guān)系檢驗法的基本思想如下：如果變量X有助于預(yù)測變量Y，即根據(jù)Y的過去值對Y進行自回歸時，如果再加上X的過去值，能顯著地增強回歸的解釋能力，則稱X是Y的格蘭杰原因，否則，稱為非格蘭杰原因。變量X，Y之間的格蘭杰因果關(guān)系檢的過程如下：首先，檢驗“X不是引起Y變化的原因”的原假設(shè)，對下列兩個回歸模型進行估計：

用各回歸的殘差平方和計算F統(tǒng)計值，檢驗系數(shù)b1，b2，…，bm是否同時顯著不為零。如果是，就拒絕“X不是引起Y變化的原因”原假設(shè)。然后檢驗“Y不是引起X變化的原因”的原假設(shè)，進行同樣的回歸估計，但是交換X與Y，檢驗Y的滯后項是否顯著地不為零。如果是，就拒絕“Y不是引起X變化的原因”原假設(shè)。

（五）脈沖響應(yīng)與方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)就是基于VAR模型基礎(chǔ)上，刻畫在誤差項上加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值所帶來的影響，顯示任意一個變量的擾動如何通過模型影響所有的其它變量，最終又反饋到自身的過程。

方差分解表示的是當(dāng)系統(tǒng)的某個變量受到了一個單位的沖擊以后，變量的預(yù)測誤差方差百分比的形式反映變量之間的交互作用程度，它的基本思想是把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量的變動按其成因分解為與各方程隨機擾動項（新息）相關(guān)聯(lián)的各組成部分，以了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要性。

三、樣本數(shù)據(jù)與平穩(wěn)性檢驗

本文樣本數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計年鑒》（2007年），其他相關(guān)各期年鑒為補充。樣本區(qū)間為1983年-2006年，樣本數(shù)據(jù)取1983年到2006年的年度數(shù)據(jù)。其中財政支農(nóng)資金總量用G表示，農(nóng)村居民家庭平均每人純收入用TI表示，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值用TO表示。原始數(shù)據(jù)均用以1978年為基數(shù)的商品零售價格指數(shù)P進行物價平減。為了消除異方差的影響，對所有數(shù)據(jù)都取自然對數(shù)。

在建立VAR模型和進行協(xié)整分析之前，首先需要對變量的平穩(wěn)性進行檢驗。本文采用Dickey-Fuller的ADF檢驗方法，由表1所示結(jié)果可知，雖然時間序列變量LNPG、LNPTI和LNPTO是非平穩(wěn)的，但其一階差分變量是平穩(wěn)序列。由此可知，LNPG、LNPTI和LNPTO均為一階單整序列，這樣就可以建立協(xié)整方程和VAR模型，也能夠進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。

四、財政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與農(nóng)民收入的影響效應(yīng)

（一）財政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響效應(yīng)

1.協(xié)整分析與誤差修正模型

本文選用Johansen極大似然法進行變量間的協(xié)整關(guān)系檢驗。財政農(nóng)業(yè)投入總量與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果表明：在5%的顯著性水平下，變量LNPTO和LNPG之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，即兩者之間存在長期的穩(wěn)定均衡關(guān)系。經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量（LNPTO，LNPG，C）為（1.000，-0.1167，-6.7826），因此財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之間的長期均衡方程為：

描述農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值隨財政農(nóng)業(yè)投入改變的短期波動向長期均衡調(diào)整的誤差修正模型為：

以上分析結(jié)果表明：

（1）在1983年-2006年間，財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值之間存在長期動態(tài)均衡關(guān)系。從反映財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值長期均衡關(guān)系的協(xié)整方程可知，財政農(nóng)業(yè)投入每增長1%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值將增長0.12%。

（2）EC-1是誤差修正項，系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。在描述農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值隨財政農(nóng)業(yè)投入變化的短期波動向長期均衡調(diào)整的誤差修正模型中，當(dāng)修正系數(shù)為1時，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值和財政農(nóng)業(yè)投入的當(dāng)年均衡誤差在下一年就可調(diào)整到均衡狀態(tài)。此模型中的系數(shù)僅為0.0232，說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的增加受到多種其它因素的影響，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值和財政農(nóng)業(yè)投入之間的均衡關(guān)系對當(dāng)期非均衡誤差調(diào)整的自身修正能力不是很強。

2.因果關(guān)系檢驗

財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的格蘭杰因果檢驗結(jié)果表明：在滯后期為1到6年時，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值構(gòu)成財政農(nóng)業(yè)投入變化的格蘭杰原因；而財政農(nóng)業(yè)投入構(gòu)成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值變化的格蘭杰原因并不顯著。

3.脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解

基于協(xié)整約束的VAR模型，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值對財政農(nóng)業(yè)投入一個標(biāo)準(zhǔn)差新信息的動態(tài)響應(yīng)程度，結(jié)果見圖1。由圖1可知，財政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的影響并不顯著。

基于協(xié)整約束的VAR模型，利用方差分解方法可將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的單位增量分解為一定比例的自身貢獻和財政農(nóng)業(yè)投入的貢獻，具體結(jié)果見表2。由方差分解結(jié)果可知，隨著預(yù)測期的增加，財政農(nóng)業(yè)投入的新息對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值各期預(yù)測誤差的貢獻度逐漸增大，但總體上說，其貢獻度很小。

（二）財政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)民收入的影響效應(yīng)

1.協(xié)整分析與誤差修正模型

財政農(nóng)業(yè)投入總量與農(nóng)民收入的協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果表明：在5%的顯著性水平下，變量LNPTI和LNPG之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，即兩者之間存在長期的穩(wěn)定均衡關(guān)系。經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量（LNPTI，LNPG，C）為（1，-0.4507，-3.4364），因此財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)民收入之間的長期均衡方程為：

描述農(nóng)民人均收入隨財政農(nóng)業(yè)投入改變的短期波動向長期均衡調(diào)整的誤差修正模型為：

以上分析結(jié)果表明：

（1）在1983年-2006年間，財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)民收入之間存在長期動態(tài)均衡關(guān)系。從反映財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)民收入長期均衡關(guān)系的協(xié)整方程可知，財政農(nóng)業(yè)投入每增長1%，農(nóng)民收入將增長0.45%。

（2）在描述農(nóng)民收入隨財政農(nóng)業(yè)投入變化的短期波動向長期均衡調(diào)整的誤差修正模型中，誤差修正項的系數(shù)為0.1048，說明農(nóng)民收入受到多種其它因素的影響，農(nóng)民收入和財政農(nóng)業(yè)投入之間的均衡關(guān)系對當(dāng)期非均衡誤差調(diào)整的自身修正能力不是很強。

2.格蘭杰因果關(guān)系檢驗

財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)民收入的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果表明：在滯后期為1年、2年、3年時，農(nóng)民收入增加構(gòu)成財政農(nóng)業(yè)投入增加的格蘭杰原因；而財政農(nóng)業(yè)投入構(gòu)成農(nóng)民收入變化的格蘭杰原因并不顯著。

3.脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解

基于協(xié)整約束的VAR模型，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析農(nóng)民收入對財政農(nóng)業(yè)投入一個標(biāo)準(zhǔn)差新信息的動態(tài)響應(yīng)程度，結(jié)果見圖2。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果表明，農(nóng)民收入對財政農(nóng)業(yè)投入一個標(biāo)準(zhǔn)差的擾動產(chǎn)生持續(xù)的負(fù)向響應(yīng)。

基于協(xié)整約束的VAR模型，利用方差分解方法可將農(nóng)民收入的單位增量分解為一定比例的自身貢獻和財政農(nóng)業(yè)投入的貢獻，具體結(jié)果見表3。由方差分解結(jié)果可知，隨著預(yù)測期的增加，財政農(nóng)業(yè)投入的新息對農(nóng)民收入各期預(yù)測誤差的貢獻度逐漸增大，并且呈現(xiàn)穩(wěn)中有升態(tài)勢，但從總體上說，其貢獻度較低。

五、結(jié)論與建議

1983年-2006年，我國財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和農(nóng)民增收之間存在著較強的相關(guān)關(guān)系，盡管各自的增長是非穩(wěn)定的，但就長期而言，財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和農(nóng)民增收之間穩(wěn)定地存在著某種協(xié)同互動的均衡關(guān)系，財政農(nóng)業(yè)投入每增長1%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值將增長0.12%，農(nóng)民收入將增長0.45%。但從短期因果關(guān)系來看，財政農(nóng)業(yè)投入并不是農(nóng)業(yè)增產(chǎn)與農(nóng)民增收的格蘭杰原因，而農(nóng)業(yè)增產(chǎn)與農(nóng)民增收則是財政農(nóng)業(yè)投入變化的格蘭杰原因。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果表明，財政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的影響并不顯著，而農(nóng)民收入對財政農(nóng)業(yè)投入一個標(biāo)準(zhǔn)差的擾動則產(chǎn)生持續(xù)的負(fù)向響應(yīng)。方差分解結(jié)果表明，財政農(nóng)業(yè)投入的新息對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值和農(nóng)民收入各期預(yù)測誤差的貢獻度逐漸增大，但從總體上說，其貢獻度較低。這說明，總體上看，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展會有助于財政農(nóng)業(yè)投入的增加，但是財政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和農(nóng)民增收的效益不高。因此，政府應(yīng)對目前財政農(nóng)業(yè)投入的政策目標(biāo)進行科學(xué)調(diào)整，注重提高財政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和農(nóng)民增收的效益。考慮到我國目前的發(fā)展?fàn)顩r和國家財政的支出能力，財政農(nóng)業(yè)投入無論是絕對數(shù)量還是相對規(guī)模都無法在短期內(nèi)達到發(fā)達國家的水平。在財政收入總規(guī)模有限的條件下，片面強調(diào)大幅度提高財政農(nóng)業(yè)投入比例的做法并不可取。因此，通過完善相關(guān)立法來保證財政農(nóng)業(yè)投入規(guī)模持續(xù)穩(wěn)定增長，將更具操作性和現(xiàn)實意義。

〔1〕 丁亮.中國國家財政支農(nóng)支出的時間序列分析.統(tǒng)計與咨詢,2006.5，第12-13頁.

〔2〕 董秀良，薛豐慧，吳仁水.我國財政支出對私人投資影響的實證分析.當(dāng)代經(jīng)濟研究.2006.5，第65-68頁.

〔3〕 樊勝根，張林秀，張曉波.中國農(nóng)村公共投資在農(nóng)村經(jīng)濟增長和反貧困中的作用.華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報.2002.1，第1-13頁.

〔4〕 郭玉清.中國財政農(nóng)業(yè)投入最優(yōu)規(guī)模實證分析.財經(jīng)問題研究.2006.5，第68-72頁.

〔5〕 何振國，王強.中國財政支農(nóng)支出最優(yōu)規(guī)模及其約束.財政研究.2005.5，第14-16頁.

〔6〕 侯石安.中國財政農(nóng)業(yè)投入的目標(biāo)選擇與政策優(yōu)化.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題.2004.3，第40-43頁.

〔7〕 李煥彰，錢忠好.財政支農(nóng)政策與中國農(nóng)業(yè)增長：因果與結(jié)構(gòu)分析.中國農(nóng)村經(jīng)濟.2004.8，第38-43頁.

〔8〕 李暉，孫長青.提高公共財政農(nóng)業(yè)支出效益建設(shè)社會主義新農(nóng)村——我國財政農(nóng)業(yè)支出效益分析.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟.2007.2，第 53-54頁.

〔9〕 李琴，熊啟泉，李大勝.中國財政農(nóng)業(yè)投入的結(jié)構(gòu)分析.中國農(nóng)村經(jīng)濟.2006.8，第10-16頁.

〔10〕李汝.我國財政對“三農(nóng)”投入效益的實證分析.鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟.2005.1，第5-8頁.

〔11〕劉旦.財政支農(nóng)結(jié)構(gòu)與農(nóng)民收入增長的關(guān)系.北方經(jīng)濟.2006.23，第 35-37頁.

〔12〕錢克明.中國“綠箱”措施的效果及投資優(yōu)先序.經(jīng)濟研究參考.2003.31，第27-28頁.

〔13〕沈淑霞，秦富.財政農(nóng)業(yè)投入性支持的規(guī)模效率分析.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟.2004.4，第45-51頁.

〔14〕楊燁軍.我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長與農(nóng)業(yè)財政支出關(guān)系的實證分析.統(tǒng)計教育.2006.12，第44-46頁.

〔15〕姚耀軍，和丕禪.農(nóng)業(yè)財政支出與農(nóng)業(yè) GDP（1978～2001）：一個實證分析.中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報.2004.1，第24-27頁.

〔16〕JIANGJUN CHANG.2001.Agriculture Productivity，GovernmentExpenditure and EconomicGrowth.American Journal of Agriculture Economics，4：269-278.

〔17〕MATSUYAMA and KIMINORI.1992.Agriculture Productivity，Comparative Advantage，and Economic Growth.Journal of Economic Theory，58：317-334.

F812.8

A

1672-9544（2010）12-0023-06

*本文系教育部人文社會科學(xué)研究項目07JA790085的階段性研究成果。

【責(zé)任編輯 陸成林】