財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長——基于超越對數(shù)函數(shù)的SFA模型

李普亮

（惠州學院經(jīng)濟管理系，廣東 516007）

一、引言

農(nóng)業(yè)作為國民經(jīng)濟的一個基礎性產(chǎn)業(yè)，其發(fā)展受制度和技術兩方面因素的影響，但制度變遷并非常態(tài)，在制度相對穩(wěn)定時期，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長主要取決于各種要素投入以及農(nóng)業(yè)技術效率的雙重增長（汪小琴和姜濤，2009）。農(nóng)業(yè)發(fā)展所需的各類要素不僅包括勞動、種子、化肥、農(nóng)業(yè)機械等常規(guī)投入，而且包括農(nóng)田水利灌溉、農(nóng)業(yè)信息服務以及農(nóng)業(yè)技術推廣等公共投入。由于財政農(nóng)業(yè)支出是滿足農(nóng)業(yè)公共投入的重要來源，因而財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的關系受到了理論界廣泛關注。許多學者基于不同的數(shù)據(jù)和方法實證分析了財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)GDP、農(nóng)民純收入以及糧食產(chǎn)量等的影響，并得出了見仁見智的結論。不過，這些文獻主要側重分析財政農(nóng)業(yè)支出規(guī)模增加對相關農(nóng)業(yè)經(jīng)濟指標的影響，而且假定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)單元都是完全有效的，對于財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)技術效率的影響關注明顯不足。農(nóng)業(yè)技術效率用來衡量農(nóng)業(yè)在既定的投入約束和技術水平下，生產(chǎn)最大可能產(chǎn)出的能力，它反映了農(nóng)業(yè)在現(xiàn)有技術條件下利用現(xiàn)有技術的有效程度。經(jīng)濟資源的稀缺和生態(tài)環(huán)境的壓力決定了我國農(nóng)業(yè)的持續(xù)增長不可能依賴于農(nóng)業(yè)要素投入的無限擴張，而應主要取決于生產(chǎn)效率的不斷提高（宋春光和那娜，2010）。因此，探討財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)技術效率的影響對于優(yōu)化財政支農(nóng)安排具有重要意義。

在為數(shù)不多的相關文獻中，鮑學東和鄭循剛（2008）利用四川省21個地區(qū)2000年-2006年農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)建立了隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)，對各地區(qū)農(nóng)業(yè)技術效率的影響因素進行了分析，結果發(fā)現(xiàn)，財政支農(nóng)比重對農(nóng)業(yè)技術效率的影響在統(tǒng)計上并不顯著。汪小勤和姜濤（2009）運用SFA方法和1994年-2007年中國省級面板數(shù)據(jù)，通過引入農(nóng)田水利灌溉面積和農(nóng)村電力消費作為農(nóng)業(yè)公共投資的代理變量，驗證了農(nóng)業(yè)公共投資對于農(nóng)業(yè)技術效率具有促進作用。黃金波和周先波（2010）利用1978年-2008年我國30個省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)，對改革開放以來糧食生產(chǎn)進行了隨機前沿分析，并以此為基礎對糧食生產(chǎn)技術效率的影響因素進行了實證分析，結果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)基礎設施建設是影響糧食生產(chǎn)技術效率的關鍵因素之一。值得注意的是，財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的作用機理具有雙重性：一是財政農(nóng)業(yè)支出作為一種要素投入可以直接影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，二是財政農(nóng)業(yè)支出通過改變農(nóng)業(yè)技術效率而間接影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。已有研究往往局限于其中一個方面的分析，而且選取的財政農(nóng)業(yè)支出口徑過小，難以全面反映其對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的影響。因此，如何在同一個分析框架內(nèi)實現(xiàn)財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長效應的全面分析有待進一步探討。

二、理論分析、模型設定與數(shù)據(jù)來源

（一）財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的作用機理分析

由于財政農(nóng)業(yè)支出的用途復雜多樣，因此，其對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的內(nèi)在作用機制也呈現(xiàn)多元化特征。前面指出，財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的作用機理具有雙重性。在第一種情形下，財政農(nóng)業(yè)支出可以通過多種渠道推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長：（1）由于部分財政農(nóng)業(yè)資金直接用于農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額的增加直接推動了農(nóng)業(yè)GDP增長；（2）部分財政農(nóng)業(yè)支出用于對農(nóng)戶和集體的生產(chǎn)補助，有助于降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，從而促進農(nóng)民增收，同時農(nóng)民收入增加又可推動農(nóng)村居民消費增長，從而進一步帶動GDP增長；（3）財政農(nóng)業(yè)支出提供的農(nóng)村公共產(chǎn)品和公共服務不僅有助于增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)量或減少農(nóng)業(yè)損失，而且還可通過吸納農(nóng)村富裕勞動力參與這些公共產(chǎn)品和服務的生產(chǎn)而促進農(nóng)民增收，農(nóng)民收入的增加又可進一步帶動農(nóng)村居民消費和GDP的增長。在第二種情形下，一方面，由于提供農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品是財政農(nóng)業(yè)支出的基本職能，這些公共產(chǎn)品（如農(nóng)田水利設施、病蟲害防治、農(nóng)業(yè)技能培訓等）可以滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的公共需要，與其他農(nóng)業(yè)要素投入形成有效互補，而不同生產(chǎn)要素之間協(xié)同作用恰好有利于投入要素潛能的釋放，從而提高了既定數(shù)量投入要素的產(chǎn)出水平。另一方面，財政農(nóng)業(yè)支出增加不僅可以推動農(nóng)業(yè)技術推廣體系的建立和健全，促使現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)技術能夠得到更廣泛的應用，有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者更好地掌握現(xiàn)有技術的操作技巧，進而提高利用現(xiàn)有技術的有效程度，而且有利于更充分地發(fā)揮財政資金的規(guī)模經(jīng)濟效應，提高單位投入要素的產(chǎn)出水平。當然，以上為定性推測，財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的具體效應有待實證檢驗。

（二）模型設定

本文試圖運用超越對數(shù)函數(shù)的隨機前沿模型探討財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的雙重影響。隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)最初由Aigner，Lovell and Schmidt（1977）和 Meeusen and Van den Broeck（1977）分別提出，他們將“生產(chǎn)前沿”定義為“對于給定要素投入及其組合所能獲得的最大產(chǎn)出水平”。這種函數(shù)的最大優(yōu)點是通過估計生產(chǎn)函數(shù)對個體的生產(chǎn)過程進行了描述，從而對技術效率的估計得到了控制，同時能較好地處理測度誤差。但隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的主要缺陷在于對模型的設定形式比較敏感。為了盡可能減小因模型設定偏誤對估計結果造成的不利影響，本文選取了超越對數(shù)函數(shù)的隨機前沿模型，原因在于超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型是一種易估計和包容性很強的變彈性生產(chǎn)函數(shù)模型，可以較好研究生產(chǎn)函數(shù)中投入的相互影響、各種投入技術進步的差異及技術進步隨時間而發(fā)生的變化。當然，隨機前沿分析法具有不同的模型設定形式，結合研究需要，本文選取了Battese and Coelli（1995）的隨機前沿模型，模型形式可表達為：

其中，i=1，2，3，…，N；t=1，2，3，…，T，Yit代表第i個省區(qū)在t時期農(nóng)業(yè)GDP的對數(shù)，Xit代表第i個省區(qū)在t時期各種投入要素的對數(shù)，Vit代表第i個省區(qū)在t時期生產(chǎn)過程的隨機誤差，并假定Vit～iidN（0，σv2），Uit代表第 i個省區(qū)在 t時期的技術非效率，為獨立分布的非負隨機變量，在0處服從截斷正太分布 N（mit，σu2），mit=zitδ（其中，zit為影響各省區(qū)農(nóng)業(yè)技術效率的p×1階向量，δ為待估參數(shù)的1×p階向量，Vit獨立于Uit。復合誤差項的方差σ2=σu2+σv2，定義∈[0，1]，如果 γ=0，表明實際產(chǎn)出偏離前沿產(chǎn)出完全是由白噪聲引起的，技術無效率項為一個常數(shù)，此時可將Uit從模型中剔除，利用OLS即可得到一致估計，如果γ=1，表明實際產(chǎn)出偏離前沿產(chǎn)出完全是由技術無效率引起的，而和隨機誤差不相關。γ越趨近于1，說明誤差主要來源于技術非效率，采用隨機前沿模型就越合適。

隨機前沿模型的估計方法主要包括兩步回歸法和一步回歸法兩種。早期的實證研究多采用兩步回歸法，即首先估計出隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)，然后對分解出來的無效率項與外生解釋變量建立回歸方程重新估計。但兩步回歸法存在一定的計量問題，①首先，要假定解釋無效率項的外生變量和投入要素之間不存在相關性，否則會造成第一步估計結果的有偏，這樣估計出的有偏無效率項會導致第二步回歸的效率方程結果也是有偏的；其次，第二步回歸中用來解釋技術效率的外生變量在第一步回歸時，往往被假定與技術效率無關，因而這種對技術效率的兩步回歸法就存在著內(nèi)在的假設沖突，違背了無效率部分同分布的假定（周曉艷，韓朝華，2009）。由此不可能得出與一步估計法一樣有效的結果（Coelli，1996）。相比之下，一步回歸法可以直接得到生產(chǎn)函數(shù)和技術效率影響因素的參數(shù)估計結果，全面克服了兩步回歸方法的理論矛盾。Wang and Schmidt（2002）利用蒙特卡羅模擬方法證實了一步估計優(yōu)于兩步估計法。Wang（2002）放松了生產(chǎn)無效率項隨時間單調(diào)變化的假定，同時對生產(chǎn)無效率的均值和方差分別建立回歸方程，可以考察那些影響生產(chǎn)效率的經(jīng)濟變量的顯著性及其隱含的經(jīng)濟意義。

基于上述分析原理，本文設定了如下形式的超越對數(shù)函數(shù)的隨機前沿模型：

技術無效率方程為：

其中，i和t分別代表省份和時期，Yit代表第i省第t年的農(nóng)業(yè)GDP②農(nóng)業(yè)GDP是度量農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的一個比較綜合性的指標，學界在研究農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率時通常選取這一指標作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的代理變量。，Kit為農(nóng)業(yè)資本存量為勞動投入，fexpit為財政農(nóng)業(yè)支出，mit代表技術無效率項，其值越大意味著技術效率越低，east和middle均為地區(qū)虛擬變量：

t為時間變量，wit表示技術無效方程的隨機誤差項，服從在 -zitδ截尾的正態(tài)分布 N（0，σu2），這一假定與“Uit在 0 處服從截斷正態(tài)分布 N（mit，σu2）”是一致的。Battese and Coelli（1995）指出，只要非效率效應是隨機的，技術無效率方程中的解釋變量可能會包括隨機前沿函數(shù)中的一些解釋變量，由于本文旨在分析財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的雙重影響，因此回歸方程（2）和（3）中均包含了 lnfexpit。

（三）數(shù)據(jù)來源及說明

本文關注的財政農(nóng)業(yè)支出主要包括支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費、農(nóng)業(yè)基本建設支出、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出以及農(nóng)業(yè)科技三項費用。其中，支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出來源于相關年度《中國統(tǒng)計年鑒》，各省農(nóng)業(yè)基本建設支出和農(nóng)業(yè)科技三項費用來源于相關年度《地方財政統(tǒng)計資料匯編》。其余變量的原始數(shù)據(jù)來源如下：各省農(nóng)業(yè)GDP、農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)、各省農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資來源于相關年度《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》，各省農(nóng)村居民受教育年限來源于相關年度《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。各個變量數(shù)據(jù)所屬期間為1996年-2006年③自2007年起，我國政府收支科目分類進行了大幅度調(diào)整，按照新的收支分類標準，農(nóng)業(yè)財政支出轉變?yōu)椤稗r(nóng)林水事務支出”，這一支出口徑與2006年及以前的農(nóng)業(yè)財政支出口徑不具有直接可比性，考慮到實證分析的嚴謹性，本文在對模型進行估計時沒有考慮2007年及以后的數(shù)據(jù)。，涉及全國31個?。ㄊ校?。其中，由于重慶自1997年變?yōu)橹陛犑校瑸楸３謹?shù)據(jù)可比性，對重慶和四川的相關數(shù)據(jù)進行了歸并處理。為了消除物價變動的影響，本文運用以1996年為基期的價格指數(shù)對相關變量進行了調(diào)整，其中各省財政農(nóng)業(yè)支出利用農(nóng)村商品零售價格指數(shù)進行了調(diào)整，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額利用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行了調(diào)整。各變量的描述性統(tǒng)計需要說明的是，農(nóng)業(yè)資本存量的測算采用了學界廣泛使用的永續(xù)盤存法，其基本公式為：

根據(jù)公式（4）估計各省農(nóng)業(yè)資本存量需要解決兩個關鍵問題：一是確定δ的數(shù)值，二是確定基期的農(nóng)業(yè)資本存量。對于δ的數(shù)值，本文采用了王小魯和樊綱（2000）的估計結果，將其確定為5%，對于基期的農(nóng)業(yè)資本存量測算，本文采用了與Hall and Jones（1999）類似的估計方法，即：

其中，δ即為選取的經(jīng)濟折舊率5%，gi為各省1996年-2006年實際農(nóng)業(yè)增加值的幾何平均增長速度。根據(jù)上述分析思路，結合各省每年農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額可以估算出各省相應的農(nóng)業(yè)資本存量。

各個變量的數(shù)值特征如表1所示。

?

三、估計結果

運用Frontier4.1軟件通過一步估計法①由于本文既要考慮農(nóng)業(yè)財政資金作為一種要素投入對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響，同時還要考察其對農(nóng)業(yè)技術效率的影響，也即財政農(nóng)業(yè)投入會同時出現(xiàn)在生產(chǎn)函數(shù)和技術無效率方程中，顯然會違背兩步估計法的基本假定，因此，必須采用一步回歸法才能解決這一問題。對前沿生產(chǎn)函數(shù)和技術無效率方程進行聯(lián)合估計，估計結果見表2。

表2的回歸結果顯示，γ的值為0.816，并在統(tǒng)計上高度顯著，這表明模型確實存在復合誤差結構，技術非效率因素占復合擾動項方差變動的比重達81.6%，采用隨機前沿模型比較合適。

從前沿生產(chǎn)函數(shù)的估計結果看，lnfexpit的系數(shù)為0.667，并且在統(tǒng)計上顯著，也即財政農(nóng)業(yè)支出增長1%會推動農(nóng)業(yè)GDP增長0.667%，表明財政農(nóng)業(yè)支出顯著推動了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，符合理論預期。在技術無效率方程中，由于因變量代表技術無效率，其值越大表示技術效率越低，如果某個解釋變量的符號為負，表明這一變量有利于提高技術效率。從表2不難看出，lnfexpit、east×lnfexpit以及 middle×lnfexpit的符號均顯著為負，并且east×lnfexpit系數(shù)的絕對值明顯大于 middle×lnfexpit，這表明：（1）財政農(nóng)業(yè)支出顯著增進了農(nóng)業(yè)技術效率，這與理論預期吻合；（2）財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)技術效率的影響存在區(qū)域性差異，其中東部地區(qū)的財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)技術效率的促進效應最大，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最小。由于中國疆域廣闊，不同地區(qū)的經(jīng)濟社會環(huán)境存有較大差異，等量的財政農(nóng)業(yè)支出往往會獲得不同數(shù)量和質量的農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品，農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品數(shù)量和質量的差異進一步導致了農(nóng)業(yè)技術效率的不同。與東部地區(qū)省份相比，我國中西部地區(qū)多數(shù)省份經(jīng)濟社會發(fā)展相對落后，農(nóng)村市場化程度和信息化水平較低，生態(tài)環(huán)境比較脆弱，農(nóng)村居民人力資本水平偏低，地方政府在落實財政支農(nóng)政策以及農(nóng)業(yè)財政資金的分配、使用和管理方面問題更加突出，農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品（如農(nóng)田水利設施、防汛抗旱監(jiān)測預警系統(tǒng)、農(nóng)村飲水安全、農(nóng)業(yè)技術服務等）供給短缺，致使生產(chǎn)要素之間的協(xié)同效應難以得到充分發(fā)揮，現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)技術難以得到更廣泛的推廣和應用，所有這些都不利于提高現(xiàn)有技術的有效利用程度，這也就不難理解為什么中西部地區(qū)財政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)業(yè)技術效率的積極效應明顯低于東部地區(qū)了。此外，t的系數(shù)顯著為負，說明農(nóng)業(yè)技術效率呈現(xiàn)出隨時間下降的趨勢，這與全炯振（2009）的估計結果一致。

?

綜上所述，財政農(nóng)業(yè)支出不僅可以直接推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，而且還可以通過提升農(nóng)業(yè)技術效率間接推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，有利于實現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的集約式發(fā)展。因此，加大財政對農(nóng)業(yè)投入力度是加快農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的客觀要求。但長期以來，我國財政對農(nóng)業(yè)的投入力度不僅低于多數(shù)發(fā)達國家，而且低于許多發(fā)展中國家，與農(nóng)業(yè)在國民經(jīng)濟中的重要地位很不相稱。圖1顯示了1978年以來國家財政用于農(nóng)業(yè)支出份額以及農(nóng)業(yè)GDP份額的變動趨勢①在計算國家財政用于農(nóng)業(yè)支出的份額時，2006年及以前的農(nóng)業(yè)財政支出包括支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費、農(nóng)業(yè)基本建設支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用和農(nóng)村救濟費，2007年及以后的農(nóng)業(yè)財政支出是指農(nóng)林水事務支出。，總體來看，國家財政用于農(nóng)業(yè)支出的份額明顯低于農(nóng)業(yè)GDP份額，前者歷年最高水平為13.6%，最低水平為6.84%，平均水平為9.02%，后者歷年最高水平為33.9%，最低水平為10.35%，平均水平為21.33%。這表明，即便相對于農(nóng)業(yè)對國家的經(jīng)濟貢獻而言，國家財政對農(nóng)業(yè)的投入力度明顯不足，況且農(nóng)業(yè)對國家的貢獻并不局限于經(jīng)濟層面。不僅如此，財政農(nóng)業(yè)支出的績效也亟待提升，近幾年國家審計署發(fā)布的財政支農(nóng)資金審計報告顯示，財政農(nóng)業(yè)支出結構不合理、農(nóng)業(yè)財政資金流失浪費以及使用效率偏低等頑疾一直未能得到根治。因此，盡快打破財政農(nóng)業(yè)支出規(guī)模不足與績效偏低并存的格局是今后做好“三農(nóng)”工作的內(nèi)在要求。

四、結論性評述

農(nóng)業(yè)發(fā)展受制于多重因素，其中財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響不容忽視。本文基于超越對數(shù)函數(shù)的隨機前沿模型實證分析了財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的雙重影響，結果發(fā)現(xiàn)，財政農(nóng)業(yè)支出一方面作為一種要素投入直接促進了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，另一方面，它還通過提升農(nóng)業(yè)技術效率間接促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，不過，財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)業(yè)技術效率的促進作用存在一定的區(qū)域性差異，呈現(xiàn)出“東部>中部>西部”的特點。這表明，適當調(diào)整財政支出結構，強化各級政府對農(nóng)業(yè)的投入是推動農(nóng)業(yè)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的重要動力。但在增加財政農(nóng)業(yè)支出規(guī)模的同時，應進一步提升財政農(nóng)業(yè)支出的績效，根據(jù)各地農(nóng)業(yè)發(fā)展的實際需要優(yōu)化財政農(nóng)業(yè)支出結構，堅持農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品的數(shù)量和質量并重，尤其是要健全農(nóng)業(yè)技術的研發(fā)體系與推廣體系，注重發(fā)揮財政農(nóng)業(yè)支出與其他農(nóng)業(yè)投入要素的協(xié)同效應，推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的內(nèi)涵式增長，這對于廣大中西部地區(qū)而言顯得尤為迫切。

〔1〕 汪小勤，姜濤.基于農(nóng)業(yè)公共投資視角的中國農(nóng)業(yè)技術效率分析.中國農(nóng)村經(jīng)濟，2009（5）：79-86.

〔2〕 李普亮，賈衛(wèi)麗.中國財政對農(nóng)業(yè)投入績效研究綜述.經(jīng)濟縱橫，2009（4）：122-125.

〔3〕 宋春光.農(nóng)村金融支持對農(nóng)業(yè)技術效率影響的實證研究.學術交流，2010，2：92-98.

〔4〕 鮑學東，鄭循剛.基于SFA的四川農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術效率分析.科技管理研究，2008，9：80-82.

〔5〕 周先波，黃金波.中國糧食生產(chǎn)的技術效率與全要素生產(chǎn)率增長：1978-2008，2010，9：40-52.

〔6〕王小魯，樊綱，等.《中國經(jīng)濟增長的可持續(xù)性——跨世紀的回顧與展望》，經(jīng)濟科學出版社，2000.

〔7〕 李普亮.財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)村居民消費：理論與實證分析.廣東商學院學報，2010，5：55-63.

〔8〕 全炯振.中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的實證分析：1978～2007年——基于隨機前沿分析（SFA）方法.中國農(nóng)村經(jīng)濟，2009，9：36-47.

〔9〕 李普亮，賈衛(wèi)麗，陳銳.中國財政農(nóng)業(yè)投入“悖論”探析，南方經(jīng)濟，2010，10：17-34.

〔10〕 COELLI，T.J..A Guide to Frontier Version 4.1：A Computer Program for Stochastic Frontier Production and Cost Function Estimation”CEPA working papers，No 7/96，Department of Econometrics，University of New England，Armidale，1994.

〔11〕WANG，HUNG-JEN.Nominal Data and the Production Smoothing Hypothesis，Economics Letters，2002，76（2）：245-250.