中國農(nóng)村水利投資特點及對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出貢獻度分析

王廣深，何銘濤，莫易嫻 ，于健南，陳浩磊

(1.華南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院,廣東 廣州 510642; 2.中南財經(jīng)政法大學(xué)財稅學(xué)院,湖北 武漢 430074;3.中國林業(yè)科學(xué)研究院研究生部,北京 100091)

1 中國農(nóng)村水利投資特點

1.1 農(nóng)村水利投資總量增長速度快

1991年中國農(nóng)村水利投資總量僅64.9億元,到2010年增加到2 319.9億元,20年中國農(nóng)村水利投資額增長了34.75倍,年平均增加額高達112.75億元,年均增長率為22.3%(表1、圖1)。

表1 1991—2010年中國農(nóng)村水利投資狀況[1-2]

注：資料根據(jù)中華人民共和國水利部編著的《中國水利統(tǒng)計年鑒》 (中國水利水電出版社,2011年)和國家統(tǒng)計局農(nóng)村社會經(jīng)濟調(diào)查司編著的《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》(中國統(tǒng)計出版社,1991年至2011年)相關(guān)資料整理所得。

圖1 1991—2010年中國農(nóng)村水利投資額

1.2 農(nóng)村水利投資的波動性和階段性

1991—2010年中國農(nóng)村水利投資具有明顯波動性和階段性的特點,這可以通過投資的增長率以及增加額來得到印證(圖2、圖3)。

a.1991—2010年中國農(nóng)村水利投資波動性明顯。從圖2可見, 2009年農(nóng)村水利投資增長率高達74.1%,而2003年農(nóng)村水利投資增長率卻是-9.3%,兩者相差83.4個百分點,水利投資增長率波動特性突出。

b.1991—2010年中國農(nóng)村水利投資具有階段性的特點。從圖2可見,4個波峰大致將20年以來的水利投資的增長分為了4個階段:①在波動中快速增長階段。1991—1997年盡管農(nóng)村水利投資總額的絕對量相對較低,增幅相對平緩且每年的增幅都低于100億元,但由于當時農(nóng)村水利投資總量基數(shù)小,致使當時農(nóng)村水利投資增長速度較快,這8年時間內(nèi),年增長率大約在30%左右。②在波動中快速下降階段。1998—2001年農(nóng)村水利投資增長率大幅下降,1999年農(nóng)村水利投資增長率6.7%，較1998年的48.3%大幅下滑了41.6個百分點,在2000年稍微上升之后, 2001年農(nóng)村水利投資增長率再次下跌至為-8.5%。③波動頻繁且增長速度緩慢階段。2001—2005年農(nóng)村水利投資增長波動極其頻繁,農(nóng)村水利投資增長率從2001年的-8.5%上升到2002年的46.1%,上升了54.6個百分點;然后又從2002年的46.1%下降到2003年的-9.3%,下降了55.4個百分點;接著從2003年的-9.3%上升到2004年的5.4%,上升了14.7個百分點;最后從2004年的5.4%下降到2005年的-4.7%,下降了10.1個百分點。可見,連續(xù)頻繁波動且低速增長是這一階段的特征。④在波動中緩慢上升階段。2005—2010年農(nóng)村水利投資增長在波動中緩慢上升,首先,農(nóng)村水利投資增長率從2005年的-4.7%上升到2006年的6.3%,上升了11個百分點;其次,從2006年的6.3%上升到2007年19.0%,上升了15.7個百分點;再次,從2007年的19.0%下降到2008年的15.2%,下降了3.8個百分點;接著從2008年的15.2%狂升到2009年的74.1%,上升了59.9個百分點;最后又從2009年的74.1%回落到2010年的22.5%?？梢?除了2009年為了應(yīng)對金融危機,政府采用積極財政政策,加大對農(nóng)村水利投資,從而導(dǎo)致農(nóng)村水利投資出現(xiàn)大幅度波動,其他年份農(nóng)村水利投資增速在波動中呈現(xiàn)上升趨勢。另外,這階段農(nóng)村水利投資增長速度上升還與農(nóng)村稅費改革取消“兩工”(農(nóng)村義務(wù)工和勞動積累工統(tǒng)稱“兩工”,是農(nóng)民在公益事業(yè)中無償承擔(dān)的勞務(wù),在我國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮了重要作用),政府為應(yīng)對農(nóng)村水利投資不足而增加對農(nóng)村水利投入密切相關(guān)。

圖2 1991—2010年中國農(nóng)村水利投資額增長率

1.3 農(nóng)村水利投資波動性和階段性的原因分析

農(nóng)村水利投資增長呈現(xiàn)出較大的波動性和階段性特點表明農(nóng)村水利投資缺乏穩(wěn)定的、有保障的投入機制。農(nóng)村水利投資受政府的影響大。目前地方政府投資偏好于形象工程和政績工程。農(nóng)村水利工程不屬于形象工程和政績工程,理所當然地受到地方政府投資的冷落和忽視。只有中央政府采取強制措施要求地方政府增加農(nóng)村水利投資,地方政府迫于中央政府的壓力,才被動地增加農(nóng)村水利投資。而中央政府往往是在發(fā)生嚴重的洪澇災(zāi)害后才會采取強制措施要求地方政府增加農(nóng)村水利投資,這使農(nóng)村水利投資增長與洪澇災(zāi)害發(fā)生緊密相關(guān)性。如圖4所示,若前一兩年出現(xiàn)了較為重大的水旱災(zāi)害,則當年的水利投資額會大幅上升,相反,若前一兩年水旱災(zāi)害較少時,當年的水利投資也會相對減少(見圖3、圖4),這種頭痛醫(yī)頭,腳痛醫(yī)腳的政策導(dǎo)致農(nóng)村水利投資波動增大。同時,這表明中國農(nóng)村的水利投資受政府政策的影響較大,是典型的政府主導(dǎo)型投資。政府農(nóng)村水利投資力度忽大忽小導(dǎo)致農(nóng)村水利投資增長具有波動性和階段性特征。

圖3 1991—2010年中國農(nóng)村水利投資增加額

圖4 1991—2010年水旱災(zāi)害受災(zāi)面積變動率與水利投資變動率關(guān)系

2 中國農(nóng)村水利投資對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出貢獻度分析

農(nóng)村水利投資是農(nóng)村經(jīng)濟增長的主要源泉和關(guān)鍵動力。農(nóng)村水利投資對農(nóng)村經(jīng)濟增長的促進作用主要表現(xiàn)為:農(nóng)村水利投資是農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施投資的重要組成部分,農(nóng)村水利投資必然帶來農(nóng)村固定資產(chǎn)增加,改善農(nóng)村生產(chǎn)和生活條件[3],降低農(nóng)民生產(chǎn)和生活成本,增強農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展后勁,增加農(nóng)村總產(chǎn)值[4]。為了進一步從定量角度探討農(nóng)村水利投資對農(nóng)村總產(chǎn)出的貢獻程度,本文通過建立計量經(jīng)濟學(xué)模型來進一步深入分析。

2.1 模型建立

為探討農(nóng)村水利投資對農(nóng)村產(chǎn)出水平的貢獻,本文使用勞動力、化肥量、農(nóng)用機械量、耕地面積、成災(zāi)面積作為參照系建立計量經(jīng)濟學(xué)模型[5]。具體模型如下:

G=a+bI+cL+dF+eM+fS+gA+ei

式中：G為農(nóng)村產(chǎn)出水平；I為農(nóng)村水利投資總量；L為農(nóng)村勞動力數(shù)量；F為化肥使用量；M為農(nóng)業(yè)機械量；S為耕地面積；A為成災(zāi)面積；a、b、c、d、e、f、g分別為對應(yīng)的回歸系數(shù)；ei為隨機變量。

2.2 數(shù)據(jù)來源及選擇

①農(nóng)村產(chǎn)出水平?？紤]數(shù)據(jù)的可獲取性,選取《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》中的當年價的農(nóng)林牧漁業(yè)增加值來表示農(nóng)村產(chǎn)出水平。②農(nóng)村水利投資水平。用《中國水利統(tǒng)計年鑒》中的中國水利投資完成額來表示中國農(nóng)村的水利投資額。③農(nóng)村勞動力數(shù)量。使用《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》中的第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員來表示。④化肥量。使用《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》中的化肥使用量來表示。⑤農(nóng)村機械量。使用《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》中的農(nóng)用機械總動力來表示。⑥耕地面積。使用《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》中的農(nóng)作物播種面積來表示。⑦成災(zāi)面積。使用《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》中的成災(zāi)面積表示。通過收集整理得到具體數(shù)據(jù)如表2所示。

表2 1991—2010年農(nóng)林牧漁業(yè)增加值、水利投資、勞動力、化肥、農(nóng)機、播種面積和成災(zāi)面積[1-2]

注：資料根據(jù)中華人民共和國水利部編著的《中國水利統(tǒng)計年鑒》 (中國水利水電出版社,2011年)和國家統(tǒng)計局農(nóng)村社會經(jīng)濟調(diào)查司編著的《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》(中國統(tǒng)計出版社,1991年至2011年)相關(guān)資料整理所得。

2.3 模型運行、檢驗與修正及結(jié)果

利用Eviews5.0版對表2中的數(shù)據(jù)進行最小二乘估計得表3估計結(jié)果。

表3 農(nóng)村水利投資對農(nóng)村產(chǎn)出水平貢獻程度估計結(jié)果

通過估計結(jié)果可得:

(2.051) (1.437) (-7.026) (-0.371) (3.033) (0.916) (-1.179)

R2以及修正后的R2都高達0.99以上,說明上述估計結(jié)果擬合優(yōu)度好,而F值為338.0,很高,而L和M的t檢驗值均大于5%，而顯著性水平自由度為13的臨界值t0.025(13)=2.160，因此通過了顯著性檢驗，但C，I，F(xiàn)，S以及A的系數(shù)不顯著,這幾個變量的系數(shù)t值偏低,未能通過顯著性檢驗,說明可能存在多重共線性。因此使用Eviews5.0得到如表4所示的I，L，F(xiàn)，M，S以及A的相關(guān)系數(shù)表。

表4 I，L，F(xiàn)，M，S以及A的相關(guān)系數(shù)

通過表4不難發(fā)現(xiàn),大部分變量的簡單相關(guān)系數(shù)普遍大于0.8,說明存在多重共線性比較明顯。它可能是出現(xiàn)上述問題的原因所在,因此,需要對模型進行修正。現(xiàn)使用逐步回歸的辦法來克服模型的多重共線性。首先,分別作G與I,L,F,M,S,A間的回歸。

①G與I

(6.246) (11.221)

R2=0.875,F=125.9,D.W.=0.837

②G與L

(18.694) (-15.948)

R2=0.934,F=254.3,D.W.=0.433

③G與F

(-8.741) (14.179)

R2=0.917 8,F=201.1,D.W.=0.273

④G與M

(-4.999) (17.230)

R2=0.943,F=298.9,D.W.=0.411

⑤G與S

(-4.804) (5.087)

R2=0.590,F=25.9,D.W.=0.281

⑥G與A

(3.967) (-2.279)

R2=0.224,F=5.2,D.W.=0.406

然后,根據(jù)R2的大小,由大到小對上述各個變量進行排序得M,L,F,I,S以及A。第一步,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)受農(nóng)業(yè)機械影響相當大,與經(jīng)驗相符,因此,選擇G與M為初始模型。第二步,在初始模型中引入L,模型擬合優(yōu)度提高,R2升至0.989,變量也通過了t檢驗。第三步,引入F,參數(shù)符號為負,不合常理,且該變量無法通過t檢驗,故F是多余的,可剔除。第四步,去掉F,引入I,擬合優(yōu)度再次提高,變量也通過了t檢驗。第五步,引入S,S的參數(shù)未能通過t檢驗,可剔除。第六步,去掉S,引入A,同樣地,A的參數(shù)未能通過t檢驗,可剔除。因此,最終的函數(shù)應(yīng)以Y=f(M,L,I)為最優(yōu)。

最后,根據(jù)修正后的模型利用Eviews5.0版對表2中的數(shù)據(jù)進行最小二乘估計得表5估計結(jié)果。

表5 修正后的農(nóng)村水利投資對農(nóng)村產(chǎn)出水平貢獻程度估計結(jié)果

擬合結(jié)果如下:

G=54 236.03+2.057*M- 1.418*L+2.704*I

(8.329) (6.533) (9.101) (2.866)

R2以及修正后的R2都高達0.99以上,說明模型的擬合優(yōu)度高,并且C、M、L以及I的t檢驗值均大于5%顯著性水平下自由度為16的臨界值t0.025(16)=2.120，皆通過t檢驗。同時D.W.=2.327,且du

2.4 結(jié)果討論

通過上述模型的運行與修正結(jié)果,可以得知水利投資的彈性系數(shù)為2.704,農(nóng)用機械量的彈性系數(shù)為2.057,而勞動力的彈性系數(shù)為-1.418,勞動力的彈性系數(shù)之所以為負值,最大可能的原因是農(nóng)村存在大量的剩余勞動力。而水利投資的彈性系數(shù)高于農(nóng)用機械量的彈性系數(shù),更高于負值的勞動力彈性系數(shù),說明了水利投資對于農(nóng)村總產(chǎn)值的貢獻較大,并且其貢獻值超過農(nóng)用機械量和農(nóng)村勞動力的貢獻值。這主要是因為農(nóng)村水利投資長期滯后于其他農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入,成為制約農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的瓶頸和短板[6],所以,一旦進行水利投資建設(shè),便相當于補齊了這個農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的短板,促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展,故水利投資對農(nóng)村總產(chǎn)值的貢獻度要高于農(nóng)業(yè)機械量和農(nóng)村勞動力。

3 研究結(jié)論與建議

3.1 研究結(jié)論

a.農(nóng)村水利投資機制不健全,導(dǎo)致農(nóng)村水利投資增長率在波動中持續(xù)下降。盡管多年來黨中央和國務(wù)院反復(fù)強調(diào)農(nóng)村水利建設(shè)的必要性和重要性,并強調(diào)要增加農(nóng)村水利投入,中央財政也逐年加大對農(nóng)村水利投入力度,然而,為了減輕農(nóng)民負擔(dān)而進行農(nóng)村稅費改革,取消兩工,農(nóng)村基層政府從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)中退出,農(nóng)民對農(nóng)村水利投入急劇減少,并且,農(nóng)村稅費改革也使農(nóng)村基層財力大幅度被削弱,導(dǎo)致農(nóng)村基層政府對農(nóng)村水利投資急劇減少,而省、市政府盡管財力比較雄厚,但他們遠離三農(nóng),對農(nóng)村水利投資熱情不高，從而導(dǎo)致農(nóng)村水利投資不足。另外,由于農(nóng)村水利投資回報率低、回收期長,并且具有公共產(chǎn)品的特征,存在較大的正外部性[6],企業(yè)對農(nóng)村水利投資不感興趣,投資意愿不強。

b.農(nóng)村水利投資效益大。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)各要素對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值貢獻度中,水利投資的彈性系數(shù)為2.704,農(nóng)用機械量的彈性系數(shù)為2.057,而勞動力的彈性系數(shù)為-1.418,水利投資的產(chǎn)出彈性系數(shù)高于農(nóng)用機械量的彈性系數(shù),更高于負值的勞動力彈性系數(shù),說明了水利投資效益大。

3.2 建議

a.明確規(guī)定各級政府對農(nóng)村水利投資的責(zé)任和義務(wù),制訂出獎罰措施,實行黨政一把手負責(zé)制,對超額完成任務(wù)者獎勵,對沒能完成任務(wù)者懲罰,并定期檢查,嚴格按規(guī)定執(zhí)行。

b.優(yōu)化農(nóng)業(yè)補貼結(jié)構(gòu)。把種糧補貼、農(nóng)資補貼轉(zhuǎn)變成農(nóng)村水利建設(shè)基金,運用農(nóng)村水利基金加強農(nóng)村水利建設(shè),把給予農(nóng)民錢轉(zhuǎn)變成給予農(nóng)民水,改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件,減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本,增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益,提高農(nóng)民生產(chǎn)積極性。

c.建立健全農(nóng)村合作用水組織,把分散的農(nóng)民組織起來,投入到農(nóng)村水利建設(shè)中去。農(nóng)村用水合作組織是把分散的農(nóng)民聯(lián)系在一起的紐帶,也是農(nóng)民和政府溝通的橋梁,通過農(nóng)村用水合作組織把農(nóng)民對農(nóng)村水利建設(shè)的期望和要求反映給政府,同時,把政府的政策傳達給農(nóng)民,并引導(dǎo)農(nóng)民執(zhí)行落實好政府的水利建設(shè)政策。

d.運用市場機制引導(dǎo)個人和企業(yè)把資金投入到農(nóng)村水利建設(shè)中來。通過租貸、拍賣承包等方式明晰產(chǎn)權(quán),切實保護投資者合法利益。同時,為農(nóng)村水利建設(shè)項目提供低息甚至無息貸款,鼓勵個人和企業(yè)投資小水庫、魚塘進行養(yǎng)殖開發(fā)等。

[1]中華人民共和國水利部.中國水利統(tǒng)計年鑒[M].北京:中國水利水電出版社,2011:52,158.

[2]國家統(tǒng)計局農(nóng)村社會經(jīng)濟調(diào)查司.中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒[M].北京:中國統(tǒng)計出版社,1991-2011.

[3]唐文進,徐曉偉,許桂華.大規(guī)模水利投資對中國經(jīng)濟的拉動效應(yīng)[J].當代財經(jīng),2011(11):20-29.

[4]杜威漩.中國農(nóng)業(yè)水利基建投資的實證研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟,2005(3):43-47.

[5]李子奈.計量經(jīng)濟學(xué)[M].北京:高等教育出版社,2008:277-278,379.

[6]余利豐.農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與農(nóng)業(yè)發(fā)展關(guān)系研究[D].武漢:華中科技大學(xué),2006.