氣候變化、財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響研究

□黃筱玥，吳青林

（江西農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)管學(xué)院 江西 南昌 330045）

1 研究背景

我國(guó)是農(nóng)業(yè)大國(guó)，農(nóng)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中占據(jù)非常重要的地位，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是否穩(wěn)定，直接關(guān)系到農(nóng)民收入、經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定和國(guó)家安全。但是，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有一定的脆弱性，會(huì)受氣候、國(guó)家政策等多種因素的影響?，F(xiàn)階段，全球變暖的趨勢(shì)日益明顯，再加上工業(yè)生產(chǎn)對(duì)生態(tài)環(huán)境造成的污染，給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來(lái)很大影響。

為了確保糧食生產(chǎn)的穩(wěn)定和安全，我國(guó)出臺(tái)了一系列政策措施，提高對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的支持，例如實(shí)施“四減免”（農(nóng)業(yè)稅、牧業(yè)稅、農(nóng)業(yè)特產(chǎn)稅和屠宰稅4 種稅）、“四補(bǔ)貼”（種糧直補(bǔ)、農(nóng)資綜合補(bǔ)貼、良種補(bǔ)貼和農(nóng)機(jī)具購(gòu)置補(bǔ)貼等4 個(gè)方面的補(bǔ)貼）的支農(nóng)惠農(nóng)政策，尤其是2004—2020 年國(guó)家連續(xù)17 年發(fā)布以“三農(nóng)”為主題的中央一號(hào)文件，更加凸顯了國(guó)家對(duì)“三農(nóng)”問(wèn)題的高度關(guān)注。

在相關(guān)政策逐步落實(shí)過(guò)程中，我國(guó)財(cái)政農(nóng)林水事務(wù)支出數(shù)額逐年提升，財(cái)政支農(nóng)支出力度不斷加大，其對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響也日益增大。深入研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響因素，并采取切實(shí)有效的措施，極大地推動(dòng)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展有非常重要的意義。

2 文獻(xiàn)綜述

關(guān)于氣候變化對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響的文獻(xiàn)，總體來(lái)說(shuō)可以分為3 個(gè)方面：一是氣候變化會(huì)增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的不穩(wěn)定性，同時(shí)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響存在較為顯著的地區(qū)差異[1]；二是氣候變化會(huì)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的結(jié)構(gòu)和布局[2]；三是氣候變化提高了農(nóng)業(yè)防災(zāi)減災(zāi)的成本[3]。

國(guó)內(nèi)學(xué)者在氣候變化、財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的關(guān)系實(shí)證方面的研究如下。

李穎等（2013）[4]利用化肥施用量、農(nóng)藥施用量等4 個(gè)主要投入要素計(jì)算我國(guó)農(nóng)業(yè)碳排放量，并分析了農(nóng)業(yè)碳排放與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值之間的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果顯示，二者之間存在正相關(guān)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出每增加1 個(gè)單位，能夠推動(dòng)農(nóng)業(yè)碳排放增長(zhǎng)0.69 個(gè)單位。

朱鐵輝等（2013）[5]基于2000—2009 年的山東省17 地市面板數(shù)據(jù)，對(duì)山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響因素進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)降水和財(cái)政支出對(duì)于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率較大，氣溫對(duì)于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率較為穩(wěn)定，并且不受地域因素影響。

石成玉（2015）[6]基于1999—2012 年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，研究農(nóng)業(yè)水利投資與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，實(shí)證結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)水利投資能夠顯著降低我國(guó)各地區(qū)耕地產(chǎn)出效率的損失。

李泉和陳?。?019）[7]基于2007—2016 年我國(guó)西北5 省份的面板數(shù)據(jù)，研究財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響，發(fā)現(xiàn)結(jié)構(gòu)合理的財(cái)政支農(nóng)支出能夠有效推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展。

綜合以上相關(guān)文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，不同學(xué)科領(lǐng)域?qū)r(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響因素的研究有很多，在研究過(guò)程中無(wú)法綜合考慮所有因素，因此關(guān)于氣候?qū)r(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生的影響分析存在一定誤差。

在研究過(guò)程中引入了公共經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)理論，在研究氣候變化如何影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的同時(shí)，加入了財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響，采用回歸分析、多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)及修正等定量方法探究上述三者間的關(guān)系。

3 模型構(gòu)建

結(jié)合前人的研究成果，構(gòu)建如下時(shí)間序列回歸模型的基本方程。

選取的研究區(qū)間為2000—2018 年，公式中各變量解釋如下。

（1）被解釋變量：農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（y）。

（2）核心解釋變量：年均溫度（temp），即全國(guó)年度平均氣溫，由各主要城市年平均氣溫的均值表示，單位為℃；年降水量（prec），即全國(guó)年度降水量，由我國(guó)各主要城市的年均降水量的均值表示；財(cái)政支農(nóng)支出（cc），由于2007 年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒對(duì)財(cái)政支出項(xiàng)目進(jìn)行了重新劃分，2006 年前財(cái)政支農(nóng)支出變量采用統(tǒng)計(jì)年鑒中財(cái)政支農(nóng)支出指標(biāo)，2007 年后采用財(cái)政用于農(nóng)林水事務(wù)支出的指標(biāo)。

（3）其他解釋變量：勞動(dòng)力投入（laber），采用第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量為指標(biāo)；播種面積（pa），采用農(nóng)作物總播種面積為指標(biāo)；有效灌溉面積（ia），指具有一定水源、地塊比較平整、灌溉工程或設(shè)備已經(jīng)配套且在一般年景下能夠正常灌溉的耕地面積；化肥投入量（F），采用農(nóng)用化肥施用折純量為指標(biāo)；機(jī)械動(dòng)力投入（Em），采用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力為指標(biāo)。

以上各個(gè)解釋變量的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于我國(guó)歷年的統(tǒng)計(jì)年鑒。

4 實(shí)證分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

模型（1）中各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。通過(guò)對(duì)表1 的分析，發(fā)現(xiàn)被解釋變量（農(nóng)業(yè)產(chǎn)出）呈逐年上升的趨勢(shì)，標(biāo)準(zhǔn)差不斷擴(kuò)大。在解釋變量中，勞動(dòng)力投入呈先下降后增加的U 型趨勢(shì)，播種面積、有效灌溉面積、財(cái)政支農(nóng)投入、化肥投入都呈逐年上升趨勢(shì)，而機(jī)械動(dòng)力投入呈逐年下降的趨勢(shì)。

表1 中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出各變量的統(tǒng)計(jì)描述（2000—2018 年）

4.2 回歸分析

根據(jù)表2 的回歸結(jié)果，可以得到回歸方程，具體見(jiàn)下式。

表2 回歸結(jié)果

根據(jù)回歸方程（2）有如下發(fā)現(xiàn)。

第一，laber 系數(shù)為-1.08，表示勞動(dòng)力投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出呈反向變動(dòng)關(guān)系，每多投入1 單位的勞動(dòng)力，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出反而減少1.08 個(gè)單位，這與基本的生產(chǎn)知識(shí)和日常認(rèn)知不符；pa 系數(shù)為-0.34，表示播種面積與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出呈反向變動(dòng)關(guān)系，即每多投入1 單位的播種面積，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出減少0.34 個(gè)單位，這與基本的生產(chǎn)知識(shí)和日常認(rèn)知不符；Em 系數(shù)為-0.49，表示機(jī)械動(dòng)力投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出呈反向變動(dòng)關(guān)系，即每多投入1 單位的機(jī)械動(dòng)力，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出降低0.49 個(gè)，這也與基本的生產(chǎn)知識(shí)和日常認(rèn)知不符。部分變量回歸系數(shù)的符號(hào)與通常的認(rèn)知相悖，參數(shù)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)意義并不合理。

第二，重要解釋變量平均溫度temp 和年降水量prec 的t值分別為-0.411 2 和0.537 1，都較低，通過(guò)查表可得，二者t值均低于顯著臨界值，無(wú)法拒絕原假設(shè)，因此重要解釋變量temp 和prec 均不顯著，即年降水量和平均溫度對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出并沒(méi)有顯著影響。

第三，回歸方程的R2較高，表明方程的擬合程度較好，可以認(rèn)為該回歸方程的解釋程度較好。綜上可知，方程（1）很可能存在多重共線(xiàn)性。

4.3 多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)

使用相關(guān)系數(shù)矩陣檢驗(yàn)多重共線(xiàn)性，具體見(jiàn)表3。

表3 檢驗(yàn)多重共線(xiàn)性的系數(shù)矩陣

表3 是各個(gè)變量之間的相關(guān)系數(shù)，可以看出，laber、pa、ia、F、Em、cc、temp、prec 等變量之間相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均接近1，表明這些變量之間的相關(guān)性較高，所以模型（1）存在多重共線(xiàn)性，還需要進(jìn)行模型的修正。

4.4 多重共線(xiàn)性修正

當(dāng)從共線(xiàn)性變量的回歸中得到了高度不可靠的結(jié)果時(shí)，一般的解決方法是設(shè)定一個(gè)解釋變量個(gè)數(shù)更少的模型，主要采用減少模型當(dāng)中變量個(gè)數(shù)的逐步回歸法進(jìn)行分析。逐步回歸法的基本思路是：采用OLS對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行逐一回歸，根據(jù)最終結(jié)果以及經(jīng)濟(jì)學(xué)的意義，選出擬合效果最好的雙變量回歸方程，然后再增加其他的變量，直到選出最佳的回歸模型。具體的操作步驟如下。

第一，對(duì)y分別關(guān)于laber、pa、ia、F、Em、cc、temp、prec 進(jìn)行兩變量的最小二乘回歸，比較各個(gè)回歸結(jié)果的，其中，y對(duì)ia 回歸的R2最大，因此，選擇ia 為重要的解釋變量。

第二，對(duì)y和ia，以及l(fā)aber、pa、F、Em、cc、temp、prec中的任一解釋變量做三變量的最小二乘回歸，按照相同的規(guī)則確定cc 是重要的解釋變量。

第三，重復(fù)相關(guān)操作，最終得到重要的解釋變量為ia、cc、prec、temp、F。

5 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)以上實(shí)證檢驗(yàn)的分析，最終應(yīng)舍棄解釋變量laber、pa、Em，得到y(tǒng)關(guān)于ia、cc、prec、temp、F 的回歸方程。

通過(guò)對(duì)模型進(jìn)行多重共線(xiàn)性的修正后，各個(gè)變量的系數(shù)都變的較為顯著，同時(shí)系數(shù)的符號(hào)也符合通常的認(rèn)知，雖然變量之間仍然存在一定程度的多重共線(xiàn)性，但是對(duì)最終的結(jié)果并沒(méi)有產(chǎn)生太大影響，因此該模型是較好的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出方程。

由方程（3）可知，影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的因素主要有年均氣溫（temp）、年均降水量（prec）、財(cái)政支農(nóng)支出（cc）、有效灌溉面積（ia）、化肥投入量（F）。另外，氣溫與降水量的變化都同農(nóng)業(yè)產(chǎn)出呈反向變動(dòng)，每單位的氣溫上升會(huì)降低1 206.84 單位的農(nóng)業(yè)產(chǎn)量；財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)呈同方向變動(dòng)，每增加1 單位的財(cái)政支農(nóng)支出會(huì)增加2.69 單位的農(nóng)業(yè)產(chǎn)量。因此，應(yīng)當(dāng)嚴(yán)格控制CO2排放量，降低溫室效應(yīng)對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所造成的負(fù)面影響，同時(shí)加強(qiáng)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的扶持力度，提高財(cái)政支農(nóng)支出，借此增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。

6 政策建議

6.1 減緩氣候變化，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)氣候變化的適應(yīng)能力

實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果顯示，溫度與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)呈反向變動(dòng)關(guān)系，即由于溫室效應(yīng)引致氣溫升高，給農(nóng)業(yè)造成不利的影響。2015 年12 月通過(guò)的《巴黎氣候協(xié)定》，為我國(guó)積極應(yīng)對(duì)氣候變化指明了方向。作為最大的發(fā)展中國(guó)家，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入了新常態(tài)，要改變之前高投入、高排放的粗放型發(fā)展方式，向集約型的發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，逐步降低第二產(chǎn)業(yè)在GDP 中所占的比重，增加第三產(chǎn)業(yè)比重，改變過(guò)去全球產(chǎn)品加工廠(chǎng)的地位[8]。

除了減緩氣候變化，還要適應(yīng)氣候變化，全球氣候變暖的趨勢(shì)近期內(nèi)難以改變，因此，應(yīng)選擇合適的方式為適應(yīng)氣候變化籌集資金，進(jìn)行技術(shù)轉(zhuǎn)讓?zhuān)⒈ＷC透明度。

建議將減排納入地方政府的績(jī)效考核指標(biāo)。我國(guó)過(guò)去長(zhǎng)期以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心，GDP 是政府最重要的績(jī)效考核指標(biāo)，帶動(dòng)了地方政府追求GDP 的“晉升錦標(biāo)賽”，這在一定程度上促進(jìn)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)，也反映了在我國(guó)特殊的財(cái)政分權(quán)體制下，績(jī)效考核指標(biāo)對(duì)地方政府行為有巨大影響?？梢詫p排目標(biāo)細(xì)化并加入地方政府績(jī)效考核指標(biāo)，從而促進(jìn)我國(guó)整體減排目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)[9]。

6.2 增加財(cái)政支農(nóng)支出，尤其是應(yīng)對(duì)氣候變化方面的財(cái)政支農(nóng)支出

長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)政府高度關(guān)注“三農(nóng)”問(wèn)題，并且制定了一系列政策，持續(xù)加大對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的支持力度，取得了較為顯著的成果。前文的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果顯示，增加財(cái)政支農(nóng)支出能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。因此，應(yīng)繼續(xù)貫徹國(guó)家政策，加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施財(cái)政投入，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的物質(zhì)條件，重視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的更新，通過(guò)物質(zhì)與技術(shù)等多方面的投入，不斷降低氣候變化給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所造成的負(fù)面影響。其中，應(yīng)把“治理水患、改善農(nóng)田、修筑道路”作為財(cái)政支農(nóng)的主要方向，改善農(nóng)村農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基礎(chǔ)條件，有效增強(qiáng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)應(yīng)對(duì)氣候變化的能力[10]。

6.3 合理控制化肥投入量，確保農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展

自20 世紀(jì)90 年代以來(lái)，我國(guó)成為世界最大的化肥生產(chǎn)和消費(fèi)國(guó)家，化肥被認(rèn)為是提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的最直接手段。根據(jù)回歸結(jié)果可以看出，化肥投入可以有效增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，每增加1 單位的化肥投入可以增加6.44 單位的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，但這并不意味著在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中，可以單純?yōu)榱俗非筠r(nóng)業(yè)產(chǎn)出而大量使用化肥。近年出現(xiàn)的食品安全事件以及環(huán)境污染問(wèn)題都與過(guò)度使用化肥有一定的關(guān)系?；十?dāng)中所含有的硝酸物質(zhì)進(jìn)入人體之后會(huì)轉(zhuǎn)化成亞硝酸鹽，這是一種致癌物質(zhì)，我國(guó)近年癌癥發(fā)病率逐年升高，與經(jīng)常食用通過(guò)化肥催熟的食物有很大關(guān)聯(lián)。另外，化肥當(dāng)中含有的硫酸銨、氯化銨等都屬生物酸性肥料，容易導(dǎo)致土壤酸化，造成土壤養(yǎng)分流失，導(dǎo)致土壤貧瘠化，影響農(nóng)作物的生長(zhǎng)，從根本上破壞了農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。因此，過(guò)量使用化肥雖然可以在短時(shí)間內(nèi)提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，但是其帶來(lái)的危害卻是長(zhǎng)久的。控制化肥用量，合理調(diào)整化肥結(jié)構(gòu)，是我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展的必經(jīng)之路[11]。

6.4 積極轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，實(shí)現(xiàn)由粗放型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)向集約型轉(zhuǎn)變

在去除多重共線(xiàn)性的過(guò)程中發(fā)現(xiàn)，有效灌溉面積對(duì)于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響力和相關(guān)性明顯高于播種面積對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響力和相關(guān)性。因此，集約型的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式對(duì)增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的效率明顯高于粗放型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式。粗放型的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式某種程度上還停留在“靠天吃飯”的階段，不僅需要投入大量土地資源，而且每單位土地的利用率很低。相比之下，集約型生產(chǎn)方式在充分利用一切資源的基礎(chǔ)上，更集中合理地運(yùn)用現(xiàn)代生產(chǎn)技術(shù)與先進(jìn)生產(chǎn)工具，充分開(kāi)發(fā)和利用土地資源，加大人力資源投入，保證單位土地上的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出最大化，實(shí)證分析和現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)都證明集約型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式是更適合農(nóng)業(yè)發(fā)展的道路[12-13]。

7 結(jié)論與展望

我國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)量增長(zhǎng)離不開(kāi)財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的支持，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)核心是增加財(cái)政支農(nóng)，提高財(cái)政支農(nóng)效率。針對(duì)存在支農(nóng)效率低下的問(wèn)題，建議優(yōu)化財(cái)政支農(nóng)資金結(jié)構(gòu)，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)支農(nóng)資金管理，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)進(jìn)程，要重視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)更新，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的物質(zhì)條件，通過(guò)物質(zhì)與技術(shù)等方面的投入，不斷降低氣候變化給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)造成的負(fù)面影響。同時(shí)要改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，嚴(yán)格控制CO2排放量，降低溫室效應(yīng)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響。我國(guó)是農(nóng)業(yè)大國(guó)，農(nóng)業(yè)作為我國(guó)的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)，生產(chǎn)周期長(zhǎng)，易受自然環(huán)境的影響，具有弱質(zhì)性，因此政府部門(mén)應(yīng)當(dāng)給予更多關(guān)注，完善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施，增加財(cái)政支農(nóng)支出，尤其要增加應(yīng)對(duì)氣候變化方面的財(cái)政支農(nóng)支出。應(yīng)改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，大力發(fā)展集約型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，合理控制化肥的使用量，注重農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。