南充市財政支農(nóng)支出的經(jīng)濟增長效應實證研究

倪香芹 羅文寶

摘要：最新財政支出理論認為，不同的財政支出規(guī)模和支出結構有著不同的經(jīng)濟產(chǎn)出效應。利用1995—2015年間南充市財政支農(nóng)支出和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟相關數(shù)據(jù)，從財政支農(nóng)支出總量和結構兩方面就南充市財政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的現(xiàn)狀進行描述性分析，通過構建向量自回歸模型，運用ADF、Johansen等檢驗方法對描述性分析結果進行經(jīng)驗檢驗，并對檢驗結果進行分析得出結論。

關鍵詞：財政支農(nóng)支出；規(guī)模；結構；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長；效應

中圖分類號：F812.8；F124.7；F323.8文獻標志碼：A

文章編號：2095-5383（2018）01-0098-07

農(nóng)業(yè)作為國民經(jīng)濟基礎產(chǎn)業(yè)，其產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢地位、產(chǎn)業(yè)經(jīng)營特點以及行業(yè)技術研發(fā)與推廣狀況決定了該行業(yè)具有顯著的正外部性特征，因此世界各國均制定相應財稅扶持政策，特別是財政資金支持政策以推動本國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。財政支農(nóng)支出，就是政府為推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展分配給農(nóng)業(yè)部門的財政資金，其規(guī)模和結構直接反映了政府支持農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的程度、范圍和方式。因此，規(guī)模和結構不同，其農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效應也有所不同。我國自2007年開始，財政支農(nóng)支出在各級統(tǒng)計年鑒中主要表現(xiàn)為政府對農(nóng)林水事務的支出。

財政支出的經(jīng)濟增長效應是公共財政理論和經(jīng)濟增長理論的重要組成部分之一，近年來，相關研究已成為學術界關注的焦點。當前，我國經(jīng)濟增速放緩，經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，在這種背景下，如何利用財政支農(nóng)支出政策繼續(xù)強化農(nóng)業(yè)基礎地位、促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟持續(xù)增長和農(nóng)民收入持續(xù)增加是各級政府面臨的重大課題。因此，本文以南充市財政支農(nóng)支出對其農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響為研究對象，探討地方財政支出水平和結構與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的關系，具有重大實踐意義。

本文利用1995—2015年間南充市財政支農(nóng)支出和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟相關數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)來自相關年份《中國統(tǒng)計年鑒》《四川省統(tǒng)計年鑒》《四川經(jīng)濟年鑒》和《南充統(tǒng)計年鑒》，所有數(shù)據(jù)均以2010年為基年，消除價格因素），首先從財政支農(nóng)支出總量和結構兩方面就南充市財政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的現(xiàn)狀進行描述性分析；其次，通過構建向量自回歸模型（VAR，A.Sims，1980），借助Eviews 6.0統(tǒng)計軟件，運用ADF、Johansen等檢驗方法進行經(jīng)驗檢驗，最后對檢驗結果進行分析并得出結論。

1 南充市財政支農(nóng)支出描述性分析

1.1 南充市財政支農(nóng)支出總額和增長速度變動情況

據(jù)圖1顯示，1995年財政支農(nóng)支出為0.962 1億元，2015年則增加至56.583 7億元，增長了55.623 7億元，21年間增加了57.94倍。其中，2004年，南充市財政支農(nóng)支出總額增幅最大，比2003年增長210.67%；其次，2007年比2006年增長81.22%。2008年后，南充市財政支農(nóng)支出總額持續(xù)增加，2008—2015年，財政支農(nóng)支出額分別為13.744 6億元、16.656 7億元、20.715 8億元、30.793 3億元、40.078 1億元、46.400 5億元、51.268 2億元、56.583 7億元；增長率分別為27.58%、21.19%、24.37%、48.65%、30.15%、15.78%、10.49%、10.37%。可見，近21年來，南充市財政支農(nóng)支出總額整體雖呈增長趨勢，但增長速度卻呈波動態(tài)勢，其中，2011年后增長速度呈下降態(tài)勢。

1.2 南充市財政支農(nóng)支出占地方一般預算支出的比重變動情況

據(jù)圖1和圖2顯示，1995—2015年，南充市財政支農(nóng)支出總額整體呈增長趨勢，但財政支農(nóng)支出占地方一般預算支出比重呈波動態(tài)勢。2004年，中央實施新一輪惠農(nóng)政策，大幅度增加對農(nóng)村基本建設費、救濟費和對農(nóng)戶的直接補貼，南充市財政支農(nóng)支出比重較2002年和2003年有很大的提高，高達15.52%。2008—2015年，南充市財政支農(nóng)支出占地方一般預算支出比重呈穩(wěn)定增長態(tài)勢，從10.18%穩(wěn)步增長至15.31%。

1.3 南充市財政支農(nóng)支出結構分析

從財政支農(nóng)結構看，其主要包括：農(nóng)業(yè)基本建設支出、支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)村救濟費及農(nóng)業(yè)科技三項費用支出。由于2006年我國調(diào)整財政支出統(tǒng)計口徑，2007—2015年財政支出各子項數(shù)據(jù)為處理結果，其方法是先計算出1995—2006年財政支農(nóng)支出各子項所占平均比重，再以該比重同相關年份財政支農(nóng)支出總量相乘從而得到2007—2015年的各子項數(shù)據(jù)。

從圖3可以看出，1995—2015年，南充財政支農(nóng)各子項目支出呈逐年增長的態(tài)勢。農(nóng)村基本建設支出、支援農(nóng)村生產(chǎn)、農(nóng)村救濟費、農(nóng)村科技三項費用分別從1995年的0.067 3億元、0.423 3億元、0.452 2億元、0.019 2億元，增加至2015年的30.498 6億元、13.014 3億元、11.316 7億元、1.754 1億元。農(nóng)村基本建設支出一直位居首位，農(nóng)村科技三項費用支出極少。南充財政支農(nóng)支出結構不合理。

從圖4可以看出，南充市農(nóng)村基本建設支出占財政支農(nóng)支出的比重在1995—2002年間持續(xù)上升，從1995年的7%增至2001年52.19%，在之后的2002—2015年的14年間，該比重在52%到56%之間輕微波動；支援農(nóng)村生產(chǎn)支出所占比重和農(nóng)村救濟費支出所占比重呈現(xiàn)下降的態(tài)勢，但是在2002年以后，下降幅度很?。晦r(nóng)業(yè)科技三項費用支出所占比重一直在低位徘徊。2000年之前，農(nóng)村救濟費支出所占比重、支援農(nóng)村生產(chǎn)支出所占比重一直位居前兩位，農(nóng)村基本建設支出所占比重位居第三位。但是，自2001年，農(nóng)村基本建設支出所占比重迅速上升，位居第一位，而農(nóng)村救濟費支出所占比重、支援農(nóng)村生產(chǎn)支出所占比重則在降低，位于第二位和第三位。出現(xiàn)上述情況的原因是：按全國財政支農(nóng)政策的精神，由原先的直接支持變?yōu)殚g接支持，弱化農(nóng)村救濟費支出、支援農(nóng)村生產(chǎn)支出等，加大對農(nóng)村基礎建設的支出。

2 南充市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長情況分析

2.1 南充市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟總量情況

據(jù)圖5顯示，1995—2015年南充市第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值呈持續(xù)上升態(tài)勢。南充市第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值由1995年的44.7億元增加到2015年的335.46億元，總額增加了290.76億元，增加了6.5倍。另外，1995—2015年南充市第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長率呈較大波動性，增長率最高的是2007年，為38.11%，增長率最低的年份是2006年，僅為0.06%，最大增長率與最小增長率之間差38.05%。1995—2015年這21年間，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長率高于20%的有2個年份，2007的38.11%和2004年的23.61%；第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長率低于10%的有11個年份。

從圖5還可以看出，1995—2015年間，南充市第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)總產(chǎn)值比重總體呈下降態(tài)勢，從1995年的44.32%下降到2015年的22.13%，下降了22.19%。2000—2015年間，南充市第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值不斷上升，但第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)總產(chǎn)值比重卻下降的原因是同期第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的高速發(fā)展，在該地區(qū)總產(chǎn)值中所占的比重不斷上升有關。

2.2 南充市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的結構情況

據(jù)圖6顯示，1995—2015年，南充市農(nóng)林牧副漁產(chǎn)值總體呈上升態(tài)勢，其中牧業(yè)和農(nóng)業(yè)所占比重較大，林業(yè)、漁業(yè)和農(nóng)林牧漁服務業(yè)所占比重較小。1995—2015年，牧業(yè)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值分別從1995年的28.87億元和37.8億元增長到2015年的287.73億元和244.09億元，增加了258.86億元和206.29億元，增長了8.9倍和5.45倍；林業(yè)和漁業(yè)的產(chǎn)值從1995年的1.33億元和1.32億元增長到2015年的14.15億元和16.57億元，增長了9.64倍和11.55倍。1995—1998年，農(nóng)業(yè)的產(chǎn)值高于牧業(yè)、林業(yè)、漁業(yè)；1999—2015年，畜牧業(yè)產(chǎn)值最高，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值居于第二位。農(nóng)林牧漁服務業(yè)是2002年以后的新興產(chǎn)業(yè)，其產(chǎn)值一直較低，且增長緩慢。

從以上描述性分析結果來看，1995—2015年，南充市財政支農(nóng)支出從0.9621億元增長到56.5837億元，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值從44.6987億元增長到335.46億元，因此，南充市財政支農(nóng)支出和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出無論就總量考察還是從結構來看，均維持了同步增長的趨勢。這種趨勢特征初步表明，南充市財政支出的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效應較為明顯。

3 南充市財政支農(nóng)支出的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效應檢驗

本部分實證檢驗分兩步進行：一是從財政支農(nóng)支出總量上對南充市財政支農(nóng)支出的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效應檢驗，二是從財政支農(nóng)支出結構上對南充市財政支農(nóng)支出的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效應檢驗。

3.1 財政支農(nóng)支出總量的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效應檢驗

3.1.1 檢驗方法

本部分采用向量自回歸模型（VAR，A.Sims，1980）來檢驗南充市財政支農(nóng)支出規(guī)模的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長效應。VAR的建模思路是把某一系統(tǒng)中的若干內(nèi)生變量視為所有內(nèi)生變量的滯后項以及其他外生變量和殘差項的函數(shù)，從而將傳統(tǒng)的單變量自回歸模型擴展為由多變量組成的“向量”自回歸模型。其數(shù)學表達式如下：

維矩陣Φ1，…，Φp和k×d維矩陣H是待估計的系數(shù)矩陣。εt是k維擾動列向量，它們相互之間可以同期相關，但不與自己的滯后值相關；模型中所有方程的右側僅含有內(nèi)生變量的滯后項，εt也不與這些內(nèi)生變量的滯后項變量相關。由于模型右側僅僅出現(xiàn)內(nèi)生變量的滯后值，所以不存在同期相關性問題，用普通最小二乘法（OLS）依次估計每個方程可以得到向量自回歸（VAR）模型的一致且有效的參數(shù)估計量。

3.1.2 變量選擇

該部分以農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長、財政支出、農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)、農(nóng)業(yè)資本投入等4變量為基礎構建VAR模型，考察南充市財政支農(nóng)支出總量對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響：1）GDP代表南充市農(nóng)業(yè)產(chǎn)出狀況，以南充市農(nóng)業(yè)產(chǎn)值表示；2）LAB代表南充市農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)；3）CAP代表南充市農(nóng)業(yè)資本投入狀況，以南充市農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投入量表示；4）FIS代表南充市財政支農(nóng)支出。

3.1.3 數(shù)據(jù)處理

樣本區(qū)間為1995—2015年，數(shù)據(jù)源于《中國統(tǒng)計年鑒》《四川省統(tǒng)計年鑒》《四川經(jīng)濟年鑒》和《南充統(tǒng)計年鑒》。由于2007年我國調(diào)整財政支出統(tǒng)計口徑，2007—2015年財政支出各子項數(shù)據(jù)為處理結果，其方法是先計算出1995—2006年財政支農(nóng)支出各子項所占平均比重，再以該比重同相關年份財政支農(nóng)支出總量相乘從而到2007—2015年的各子項數(shù)據(jù)。所有農(nóng)業(yè)產(chǎn)出數(shù)據(jù)和財政支出數(shù)據(jù)以2010年為基年，消除價格因素；所有農(nóng)業(yè)產(chǎn)出數(shù)據(jù)以歷年農(nóng)業(yè)從業(yè)人口為準，消除其勞動力因素。

3.1.4 實證檢驗

1）ADF單位根檢驗

本文采用Eviews 6.0軟件進行檢驗。為防止所檢驗變量之間的偽回歸，本文采用ADF方法對VAR模型中的各個時間序列數(shù)據(jù)GDP、LAB、CAP和FIS等4個變量進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結果如表所示。

從檢驗結果可以看出，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出GDP、財政支農(nóng)支出FIS、農(nóng)業(yè)資本投入CAP和農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)LAB等變量的ADF統(tǒng)計量都在5%臨界值以內(nèi)全部拒絕原假設，這表明上述4個序列本身是平穩(wěn)的，符合VAR建模要求。

2） Johansen協(xié)整檢驗

采用Johansen做協(xié)整分析以判斷GDP、FIS、CAP和LAB等4變量之間是否存在長期均衡關系。根據(jù)AIC準則和SC準則同時最小值法則確定VAR模型結構，最優(yōu)滯后期Ω=2，再對VAR進行自相關檢驗（LM test）和正態(tài)性檢驗（JB test），VAR方程特征根絕對值小于1，即位于單位圓內(nèi)，這表明所建VAR模型均滿足穩(wěn)定性要求。

3）Granger因果檢驗

上面對GDP、FIS、CAP和LAB等4變量構建的VAR模型進行協(xié)整檢驗表明，南充市農(nóng)業(yè)產(chǎn)出GDP、財政支農(nóng)支出規(guī)模FIS、農(nóng)業(yè)資本投入CAP和農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)LAB等4變量之間存在長期穩(wěn)定關系，但這種均衡穩(wěn)定關系是否構成因果關系則需要進一步檢驗。本文采用Granger因果檢驗方法進行檢驗，根據(jù)AIC和SC同時最小準則判斷VAR模型滯后期lags=2，Granger因果檢驗結果見表2所示。

上面因果檢驗結果可知：第一，在10%的顯著性水平下，南充市農(nóng)業(yè)產(chǎn)值既不是財政支農(nóng)支出的原因，也不是南充市農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)和農(nóng)業(yè)資本投入的原因，南充市農(nóng)業(yè)財政支出、南充市農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)和以及南充市農(nóng)業(yè)資本投入量與南充市農(nóng)業(yè)產(chǎn)值在統(tǒng)計上沒有關系，或者關聯(lián)度較弱，這表明南充市農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的多少對南充市農(nóng)業(yè)財政支出、農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)以及農(nóng)業(yè)資本投入量的影響不大。第二，再從南充市財政支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)以及農(nóng)業(yè)資本投入量對南充市農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響來看，南充市財政支農(nóng)支出和農(nóng)業(yè)資本投入是農(nóng)業(yè)產(chǎn)值變化的原因，而農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)對南充市農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響較小，并不具有統(tǒng)計學意義。

4）脈沖響應分析

為了進一步測度VAR模型中FIS、CAP和LAB等內(nèi)生變量對GDP的影響程度，需要進一步對VAR模型的變量做脈沖響應分析，即當給FIS、CAP和LAB等內(nèi)生變量一個標準差的沖擊時，南充市農(nóng)業(yè)產(chǎn)出GDP的反應強度。脈沖響應分析結果如表3所示，表中數(shù)值表示樣本間農(nóng)業(yè)產(chǎn)值GDP對該樣本時段政府財政支農(nóng)支出FIS、農(nóng)業(yè)資本投入CAP以及農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)一個標準差的沖擊下10期反應情況的累積值。

從上表的脈沖響應10期累計值可以看出，南充市政府財政支農(nóng)支出FIS和南充市農(nóng)業(yè)資本投入CAP對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響為正向沖擊，累計值分別達3.254 070和2.136 471，且財政支農(nóng)支出FIS對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的正向影響大于農(nóng)業(yè)資本投入CAP，農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的影響為負向沖擊。這進一步表明，擴大財政支農(nóng)支出規(guī)模和增加私人對農(nóng)業(yè)固定資本的投入有助于推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長，但增加農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)卻并不能促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長。

3.2 財政支農(nóng)支出結構的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效應檢驗

3.2.1 模型構建及數(shù)據(jù)說明

結構檢驗采用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)作為基本模型?？紤]到在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟活動中，勞動力、土地面積相對穩(wěn)定，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出影響較大的是農(nóng)業(yè)資本投入（主要包括以家庭為主的農(nóng)業(yè)經(jīng)營組織的投入和政府財政支農(nóng)支出）和農(nóng)業(yè)技術開發(fā)（以政府農(nóng)業(yè)科技三項費用支出為主），據(jù)此本部分構建如下計量經(jīng)濟模型：

其中，GDP表示南充市農(nóng)業(yè)產(chǎn)出狀況，以1995—2015年南充市農(nóng)業(yè)產(chǎn)值計入模型；解釋變量PRO，INF，TEC，REL和CAP分別代表支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)村基本建設支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用、農(nóng)村救濟費支出和農(nóng)業(yè)經(jīng)營組織資本投入；β為常數(shù)項，α1、α2、α3、α4、α5為各變量系數(shù)，即各個支出項的產(chǎn)出彈性；ε為隨機誤差項。樣本區(qū)間為1995—2015年，數(shù)據(jù)來自相關年份《中國統(tǒng)計年鑒》《四川省統(tǒng)計年鑒》《四川經(jīng)濟年鑒》和《南充統(tǒng)計年鑒》。

模型中PRO，INF，TEC，REL和CAP等變量均以億元為單位，均用2010年GDP平減指數(shù)消除各變量的價格影響。為保證變量的平穩(wěn)性及減小異方差影響，本部分所有指標均以對數(shù)形式進入模型。由于2007年我國調(diào)整財政支出統(tǒng)計口徑，2007—2015年財政支出各子項數(shù)據(jù)為處理結果，其方法是先計算出1995—2006年財政支農(nóng)支出各子項所占平均比重，再以該比重同相關年份財政支農(nóng)支出總量相乘從而到2007—2015年的各子項數(shù)據(jù)。

3.2.2 實證分析

1）變量平穩(wěn)性檢驗

要考察南充市財政支農(nóng)支出中支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)村基本建設支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用和農(nóng)村救濟費支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的關系，需要防止財政支出結構變量之間出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。為此，本部分依然先采用ADF對擬建回歸模型的GDP，PRO，INF，TE，REL和CAP等6個時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果如表4。

從檢驗結果可以看出，構建財政支農(nóng)支出的支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出、農(nóng)業(yè)基本建設支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用和農(nóng)村救濟支出費用等4個變量在5%臨界值以內(nèi)全部拒絕原假設，結合x檢驗結果，表明財政支農(nóng)支出的各個支出項時間序列本身是平穩(wěn)的，符合建模要求。

2）回歸分析

使用Eviews 6.0計量軟件，利用最小二乘法，得出回歸結果見表5。

根據(jù)上表檢驗結果得出如下回歸方程：

ln GDP=9.126 784-0.028 278ln PRO+0.099 824 ln INF+0.094 727 ln TEC-0.024 614 ln REL+0.037 602 ln CAPR2=0.992 768D-W=1.884 326F=354.236 8

由該回歸方程可知，1995—2015年，南充市財政支農(nóng)支出中，農(nóng)業(yè)基本建設支出和農(nóng)村科技三項費用支出對南充市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有正向效應，二者對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性分別為0.099 824和0.094 727，即南充市財政支農(nóng)支出用于農(nóng)業(yè)基本建設支出和農(nóng)業(yè)科技三項費用支出每增加1%，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)出分別增加0.099 824%和0.094 727%。但是，南充市財政支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)村救濟費用支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長卻具有負向效應，二者對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性分別為-0.028 278和-0.024 614，即南充市財政支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)村救濟費用支出每增加1%，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)出分別減少0.028 278%和0.024 614%。此外，以家庭為主的農(nóng)業(yè)經(jīng)營組織對農(nóng)業(yè)的資本投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長成正相關。

3）檢驗結果分析

財政農(nóng)業(yè)基本建設支出和農(nóng)村科技三項費用支出同農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長正相關，這是因為：雖然農(nóng)村基礎設施和農(nóng)業(yè)科技開發(fā)與創(chuàng)新等農(nóng)村公共品是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長所必備的重要前提條件，但因市場機制在公共品供給問題上的失靈導致農(nóng)村公共品的供給不足，無法充分保障市場主體對農(nóng)村公共品的需求，因此，政府擔負起農(nóng)村公共產(chǎn)品的供給責任，采用財政、金融或稅收手段推動農(nóng)村基礎設施建設和農(nóng)業(yè)科技開發(fā)與創(chuàng)新，從而推動了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長和發(fā)展。因此，近年來，南充市政府加大對農(nóng)業(yè)基礎建設和農(nóng)業(yè)科技開與創(chuàng)新對推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有重要意義。

支援農(nóng)村生產(chǎn)支出主要是指對小型農(nóng)田水利、打井、噴灌、水土保、小水電站、特大抗旱、農(nóng)村開荒、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)扶持、農(nóng)技推廣、農(nóng)村草場、畜禽保護、植樹造林、林木保護、水產(chǎn)糧食生產(chǎn)等補助，這些專項資金或補助直接用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，屬于生產(chǎn)性支出，對推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有重要作用。但從1995—2015年南充市的財政支出統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，由于其支出規(guī)模較小，尚未達到規(guī)模水平，無法實現(xiàn)規(guī)模效應，因此南充市財政支援農(nóng)村生產(chǎn)支出同農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長負相關。

農(nóng)村救濟費用支出同農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長成負相關，可能原因在于農(nóng)村救濟費用支出對象主要是農(nóng)村貧困家庭。因受生存條件影響，貧困農(nóng)戶投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的救濟資金只是其中的一小部分，而大部分救濟資金是用于抗災救災、扶持貧困農(nóng)戶、幫助受災群眾恢復正常生產(chǎn)生活等，這部分資金不具有生產(chǎn)性，無法直接形成能夠推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)。因此對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的作用有限。

4 主要結論與建議

基于1995—2015年間南充市財政支農(nóng)支出和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟相關數(shù)據(jù)，分別從財政支農(nóng)支出總量和結構兩方面就南充市財政支農(nóng)支出對南充市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響進行實證分析，我們可以得出以下結論：從財政支農(nóng)支出總量來看，南充市財政支農(nóng)支出和農(nóng)業(yè)資本投入是農(nóng)業(yè)產(chǎn)值變化的原因，而農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)對南充市農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響較小，并不具有統(tǒng)計學意義；從財政支農(nóng)支出結構來看，農(nóng)業(yè)基本建設支出和農(nóng)村科技三項費用支出對南充市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有正向效應，南充市財政支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)村救濟費用支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長卻具有負向效應。

根據(jù)以上的研究過程，結合實證分析得出的結論，本文對南充市財政支農(nóng)支出提出如下建議。

第一，南充地方政府應加大財政支農(nóng)支出的總量規(guī)模和對農(nóng)業(yè)資本投入。由于南充市財政支農(nóng)支出和農(nóng)業(yè)資本投入是農(nóng)業(yè)產(chǎn)值變化的原因，因此，應在財政支農(nóng)支出規(guī)模允許范圍內(nèi)，加大南充市財政支農(nóng)支出的投入總量，不斷擴大財政支農(nóng)支出占地方一般預算支出的比重。從統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，1995—2015年，財政支農(nóng)支出占地方一般預算支出比重呈波動態(tài)勢，其中2008—2015年，南充市財政支農(nóng)支出占地方一般預算支出比重呈穩(wěn)定增長態(tài)勢，從10.18%增長至15.31%。為促進地方農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的持續(xù)健康發(fā)展，對比同期的四川其它城市，南充市財政支農(nóng)支出占地方一般預算支出的比重仍有擴大的空間。

第二，調(diào)整和優(yōu)化南充市財政支農(nóng)支出結構。上述研究結論表明，南充市財政支農(nóng)支出結構中的各項目對南充市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長貢獻差異很大，農(nóng)業(yè)基本建設支出和農(nóng)村科技三項費用支出對南充市農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有正向效應，南充市財政支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)村救濟費用支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長卻具有負向效應。所以要積極調(diào)整和優(yōu)化財政支農(nóng)支出結構，增加使農(nóng)業(yè)受益的農(nóng)業(yè)基本建設支出和農(nóng)村科技三項費用支出，降低不能使農(nóng)業(yè)受益的支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)村救濟費用支出。

最后，財政支農(nóng)資金管理體制需進一步完善。財政支農(nóng)支出資金分屬不同部門管理，因相互之間的協(xié)調(diào)配合不夠密切，導致財政支農(nóng)資金分散，效率低下。為保障財政支農(nóng)支出的有效配置，需完善財政支農(nóng)資金管理體制。

參考文獻：

[1]張海燕， 鄧剛. 財政支農(nóng)支出對四川農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長貢獻的實證研究[J]. 經(jīng)濟問題， 2012（6）：78-81.[2]汪含. 四川省財政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長關系的實證研究[D]. 重慶：重慶大學， 2013.

[3]李煥彰， 錢忠好. 財政支農(nóng)政策與中國農(nóng)業(yè)增長：因果與結構分析[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟， 2004（8）：38-43.

[4]李暉， 孫長青. 提高公共財政農(nóng)業(yè)支出效益 建設社會主義新農(nóng)村：我國財政農(nóng)業(yè)支出效益分析[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟， 2007（2）：53-54.

[5]魏朗. 財政支農(nóng)支出對西部農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻[J]. 財經(jīng)科學， 2006（4）：111-118.

[6]劉躍. 財政支農(nóng)支出影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的效應研究[J]. 中國農(nóng)業(yè)信息， 2015（14）：43-44.

[7]蔡瑋. 成都市財政支出結構與經(jīng)濟增長關系的實證研究[J]. 特區(qū)經(jīng)濟， 2015（1）：80-83.