湖北省農(nóng)村生產(chǎn)性投資變化的實(shí)證研究

景丹紅

摘要:文章采用1989～2007年湖北省農(nóng)村居民生產(chǎn)性投資變化的數(shù)據(jù),對(duì)影響湖北省農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)性投資的因素進(jìn)行了實(shí)證分析。文章通過(guò)對(duì)湖北省農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)性投資變化進(jìn)行實(shí)證研究,為現(xiàn)實(shí)中保護(hù)和激勵(lì)農(nóng)戶(hù)投資提供參考,提高農(nóng)民生產(chǎn)性投資的積極性,促進(jìn)社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)。

關(guān)鍵詞:生產(chǎn)性投資;影響因素;湖北省

中圖分類(lèi)號(hào):F321文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A文章編號(hào):1006-8937(2009)10-0184-01

1湖北省農(nóng)村生產(chǎn)性投資的現(xiàn)狀分析

①農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)性投資總體水平。與國(guó)內(nèi)其他省市的發(fā)展相比較起來(lái),湖北省農(nóng)村居民對(duì)生產(chǎn)性投資還是處于比較低的水平,沒(méi)有達(dá)到國(guó)內(nèi)先進(jìn)水平,制約湖北省的農(nóng)村生產(chǎn)性投資積極性的因素還需要進(jìn)一步探索。原因存在于農(nóng)業(yè)自身比較利益低,投資回報(bào)率相對(duì)比較低;對(duì)農(nóng)業(yè)投入不足,政策支持不到位;農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)緩慢,自身經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱

②投資結(jié)構(gòu)的變化。通過(guò)湖北省主要農(nóng)業(yè)機(jī)械和農(nóng)產(chǎn)品加工機(jī)械擁有量的情況來(lái)看,在1989～2007年間增幅較大。一方面農(nóng)民的投入趨向于經(jīng)濟(jì)收益較高的工業(yè)、運(yùn)輸業(yè)等行業(yè);另一方面,農(nóng)民對(duì)農(nóng)業(yè)投資的方向已開(kāi)始向采用新技術(shù)、新動(dòng)力轉(zhuǎn)移,開(kāi)始具有現(xiàn)代化、機(jī)械化的特征,開(kāi)始漸漸步入現(xiàn)代農(nóng)業(yè)。

2湖北省農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)性投資的影響因素分析

采用C-D函數(shù)分析各影響因素對(duì)農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)性投資的影響程度,并對(duì)這一函數(shù)進(jìn)行了修正。模型中引入農(nóng)村居民上年純收入、消費(fèi)支出比重、當(dāng)年工農(nóng)商品綜合比價(jià)指數(shù)、農(nóng)民上年農(nóng)產(chǎn)品銷(xiāo)售現(xiàn)金收入和人均耕地面積。建立多元線(xiàn)性模型,如下式:

Y=αX₁+βX₂+χX₃+αX₄+bX₅+A

Y農(nóng)民人均對(duì)農(nóng)林牧漁業(yè)的支出,X₁農(nóng)民人均上年純收入;X₂農(nóng)民人均每年生活消費(fèi)支出占總支出比重;X₃當(dāng)年工農(nóng)商品綜合比價(jià)指數(shù);X₄農(nóng)民人均上年農(nóng)產(chǎn)品銷(xiāo)售現(xiàn)金收入;X₅人均耕地面積。

根據(jù)分析可以得到湖北省農(nóng)村家庭上年人均純收入的系數(shù)為-0.170,系數(shù)為負(fù),表示湖北省農(nóng)村家庭上年人均純收入與人均生產(chǎn)支出呈負(fù)相關(guān),這顯然違背經(jīng)濟(jì)學(xué)理論及實(shí)際情況。當(dāng)建立上年人均純收入與人均生產(chǎn)支出的一元線(xiàn)性回歸模型時(shí),得到回歸方程為:Y=51.306+0.270X,表明人均純收入每增加一個(gè)單位,人均生產(chǎn)支出增加0.270個(gè)單位,這與實(shí)際情況相符合。

在上述模型中存在多重共線(xiàn)性問(wèn)題,嘗試采用逐步回歸法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析,對(duì)因子進(jìn)行篩選,使得模型擬合效果更好。

根據(jù)分析得出,經(jīng)過(guò)3步回歸后模型F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為169.273,顯著性概率為0.000,擬合效果很好;由表2知道該模型進(jìn)入了X₁、X₃、X₄三個(gè)變量,但是X₁變量的系數(shù)還是與客觀(guān)實(shí)際不相符合,在本文中我們通過(guò)剔除變量再次做回歸分析:

模型為:Y=750.466-7.149X₃+0.512X₄

t=(2.833)(-2.728)(19.192)

P=0.012 0.015 0.000

該模型通過(guò)F檢驗(yàn),系數(shù)通過(guò)t檢驗(yàn),模型擬合效果很好。在當(dāng)年工農(nóng)商品綜合比價(jià)指數(shù)不變的條件下,湖北省農(nóng)村家庭上年人均出售農(nóng)產(chǎn)品現(xiàn)金收入每增加1元,人均生產(chǎn)支出就增加0.512元。

3結(jié)論與建議

由上面的模型可以看到,影響湖北省農(nóng)戶(hù)投資農(nóng)業(yè)的最顯著因素是當(dāng)年工農(nóng)商品綜合比價(jià)指數(shù)及上年人均出售農(nóng)產(chǎn)品現(xiàn)金收入。工農(nóng)商品綜合比價(jià)指數(shù)-7.149的彈性系數(shù)顯示出長(zhǎng)期以來(lái)工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上差距的不斷拉大制約了農(nóng)民對(duì)生產(chǎn)性建設(shè)的投資水平。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)民上年人均純收入、人均生活消費(fèi)支出比重等對(duì)農(nóng)村居民對(duì)農(nóng)業(yè)投資也有很大的影響,在回歸分析結(jié)果中,常數(shù)項(xiàng)系數(shù)為750.466,說(shuō)明在農(nóng)業(yè)發(fā)展過(guò)程中,這些因素的影響作用是很大的。

為了促進(jìn)湖北省乃至我國(guó)農(nóng)業(yè)的不斷發(fā)展,促進(jìn)社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè),政府應(yīng)該建立農(nóng)村土地法律制度,賦予農(nóng)戶(hù)長(zhǎng)期有效的土地使用權(quán),堅(jiān)決落實(shí)并長(zhǎng)期穩(wěn)定家庭承包經(jīng)營(yíng)責(zé)任制,保護(hù)和激勵(lì)農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)持續(xù)投資的積極性;提高農(nóng)村勞動(dòng)力文化教育水平;加大對(duì)農(nóng)業(yè)的投入,形成農(nóng)戶(hù)資金—政府資金—社會(huì)資金間有效的良性資金互補(bǔ)機(jī)制;增強(qiáng)農(nóng)戶(hù)參與市場(chǎng)程度,增強(qiáng)農(nóng)戶(hù)市場(chǎng)意識(shí),改善農(nóng)戶(hù)營(yíng)銷(xiāo)條件,加強(qiáng)市場(chǎng)流通體系建設(shè)。最后,進(jìn)一步加大農(nóng)村公共設(shè)施建設(shè),提高農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化、機(jī)械化,改善農(nóng)戶(hù)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資環(huán)境。

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