農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證研究

李俊杰，李建平

(中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)資源與農(nóng)業(yè)區(qū)劃研究所，北京 100081)

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農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證研究

李俊杰，李建平*

(中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)資源與農(nóng)業(yè)區(qū)劃研究所，北京 100081)

摘要農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)以財(cái)政投資帶動(dòng)社會(huì)資本，通過建設(shè)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施和調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力，其投資效果可以通過對(duì)社會(huì)資本的拉動(dòng)效應(yīng)和促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加的產(chǎn)出效應(yīng)來反映。該研究根據(jù)1988～2012年時(shí)間序列變量，通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)和線性回歸分析，考察農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)財(cái)政資金增長對(duì)社會(huì)資本增長的影響，分析農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)資金與其他財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長的影響。結(jié)果表明，與其他財(cái)政支農(nóng)資金相比，農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)投入對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正向作用。因此，財(cái)政支農(nóng)資金應(yīng)加大對(duì)農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)的傾斜。

關(guān)鍵詞農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)；財(cái)政投資；經(jīng)濟(jì)效果；資金拉動(dòng)效應(yīng)；產(chǎn)出效應(yīng)

根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長理論，投資是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要方法，在長期中也是提高經(jīng)濟(jì)生活水平的重要方式。農(nóng)業(yè)具有的外部性特征和比較效益偏低的現(xiàn)實(shí)狀況，造成農(nóng)業(yè)投資偏低，進(jìn)行農(nóng)業(yè)公共投資、發(fā)揮財(cái)政資金的積極效應(yīng)，對(duì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展具有重大意義。農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)是財(cái)政支農(nóng)的一個(gè)重要組成部分，主要通過土地治理項(xiàng)目和產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營項(xiàng)目，建設(shè)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施和調(diào)整農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力?，F(xiàn)有文獻(xiàn)主要采用Granger因果檢驗(yàn)[1]、VAR模型[2-3]、線性回歸模型[4-6]、聚類分析法、層次分析法、灰色關(guān)聯(lián)度分析[7]等方法，重點(diǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)財(cái)政投資、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)產(chǎn)業(yè)化項(xiàng)目資金的投資效果進(jìn)行了計(jì)量分析。筆者根據(jù)1988～2012年時(shí)間序列變量，通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)和線性回歸分析，重點(diǎn)從資金拉動(dòng)和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的角度，分析農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)財(cái)政資金的投資效果。

1數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1數(shù)據(jù)來源數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國財(cái)政年鑒》，由于農(nóng)村居民生產(chǎn)費(fèi)用支出數(shù)據(jù)只更新到2012年，所有變量均為1988～2012年數(shù)據(jù)。變量描述性統(tǒng)計(jì)分析見表1。

表1　變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

1.2研究方法

1.2.1拉動(dòng)效應(yīng)模型。農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)項(xiàng)目自1988年實(shí)施以來，資金投入量不斷增加。國家農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)資金投入從1988年的17.84億元，增加到了2012年566.28億元，年均增長率15.50%。其中，1988～2012年中央財(cái)政投入、地方財(cái)政投入、自籌資金和銀行貸款年均增長率分別為18.40%、16.46%、13.04%、2.46%，可見，農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)資金投入中的中央財(cái)政資金增長最快、銀行貸款增長最慢。農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)在中央和地方財(cái)政資金投入的基礎(chǔ)上，還需要吸引更多地銀行貸款、項(xiàng)目實(shí)施單位自籌資金的支持。因此，驗(yàn)證財(cái)政資金對(duì)社會(huì)資金的拉動(dòng)作用是財(cái)政資金提高效率的重要方面。

圖1　1988～2012年農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)資金投入Fig.1　Capital investment in agricultural comprehensive development during 1988-2012

從圖1可以看出，除銀行貸款增長趨勢較不明顯外，中央財(cái)政資金、地方財(cái)政資金、自籌資金都具有隨時(shí)間增長的趨勢，為了避免時(shí)間序列都隨時(shí)間發(fā)生的變動(dòng)趨勢而產(chǎn)生偽回歸，需首先對(duì)變量進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，再協(xié)整檢驗(yàn)，如果變量存在協(xié)整關(guān)系，則說明變量間存在長期均衡關(guān)系。

采用Eviews軟件，運(yùn)用E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。以NZ為解釋變量，SF為被解釋變量，假設(shè)NZ與SF存在長期均衡關(guān)系，建立模型(1)；以lnNZ為解釋變量，lnBL為被解釋變量，建立模型(2)。

SFt=α1+β1NZt+μ1t

(1)

lnBLt=α2+β2NZt+μ2t

(2)

對(duì)模型(1)、(2)進(jìn)行最小二乘法估計(jì)，分別以殘差項(xiàng)構(gòu)建序列﹛eat﹜、﹛ebt﹜，對(duì)序列﹛eat﹜、﹛ebt﹜進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

為反映變量間短期關(guān)系，構(gòu)建誤差修正模型(3)。

ΔSFt=lagging(ΔSFt,ΔNZt)-βaeat-1

(3)

最后，進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)驗(yàn)證變量間是否具有互為因果關(guān)系。

1.2.2產(chǎn)出效應(yīng)模型。根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出是勞動(dòng)力、土地和資金投入的函數(shù)。由于勞動(dòng)力和土地變化較小，假定人力和土地為固定，農(nóng)業(yè)投入主要包括公共投入和私人投入。農(nóng)業(yè)公共投入用國家財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的支出(FA)表示，主要包括農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用、支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)村水利氣象等部門的事業(yè)費(fèi)。私人投入用農(nóng)村居民生產(chǎn)費(fèi)用支出(JS)來表示。建立柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，假設(shè)各項(xiàng)資金投入與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值存在長期均衡關(guān)系，建立模型(4)。

lnYt=a0+a1lnJSt+a2lnNZt+a3RFAt+μt

(4)

式中，Y為農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值；JS為農(nóng)村居民生產(chǎn)費(fèi)用支出總額，即農(nóng)村居民生產(chǎn)費(fèi)用支出×鄉(xiāng)村人口數(shù)；NZ為農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)財(cái)政資金；RFA為國家財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的支出扣除農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)從財(cái)政資金的部分。

2結(jié)果與分析

2.1拉動(dòng)效應(yīng)模型結(jié)果分析使用Eviews軟件，采用ADF方法對(duì)時(shí)間序列變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。

根據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果，農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)中央財(cái)政資金(CF)、地方財(cái)政(LC)、財(cái)政資金(NZ)、自籌資金(SF)都為二階單整序列，銀行貸款(BL)為一階單整序列；經(jīng)數(shù)據(jù)變換后的lnNZ、lnCF、lnLC、lnBL、lnSF都為一階單整序列。同階單整序列可檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系，因此，可檢驗(yàn)財(cái)政資金水平變量(NZ)與自籌資金水平變量(SF)、lnNZ與lnBL是否存在協(xié)整關(guān)系。

對(duì)模型(1)、(2)的殘差項(xiàng)序列﹛eat﹜、﹛ebt﹜進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。﹛eat﹜檢驗(yàn)結(jié)果t值為-2.89，P值為0.006，因此拒絕原假設(shè)，即序列不存在單位根，說明NZ與SF有協(xié)整關(guān)系，存在長期均衡關(guān)系。﹛ebt﹜檢驗(yàn)結(jié)果t值為-0.97，P值為0.28，即序列存在單位根，說明lnNZ與lnBL協(xié)整關(guān)系不成立。采用同樣方法，分別檢驗(yàn)變量lnCF、lnLC與lnBL是否存在協(xié)整關(guān)系，得到結(jié)果都不成立。

表2　變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

NZ與SF的長期均衡模型(1)的回歸分析結(jié)果見表3。

表3　模型(1)回歸分析結(jié)果

注：調(diào)整后R2為0.781；模型顯著水平P值為0.000；標(biāo)準(zhǔn)誤為25.432；N為25。

Note：R2after adjustment is 0.781；significant levelPvalue is 0.000；standard error is 25.432；Nis 25.

根據(jù)長期均衡模型(1)的回歸分析結(jié)果，調(diào)整后R2為0.781，說明方程較好地解釋了自籌資金(SF)的變化，在99%的置信度下，財(cái)政資金的增長能促進(jìn)自籌資金的增長，財(cái)政資金每增加1元，自籌資金增加0.42元。

對(duì)誤差修正模型(3)進(jìn)行估計(jì)，剔除不顯著的變量后，最終回歸結(jié)果為：

ΔSFt=0.003-2.76ΔNZf+1.54eat-1

(5)

可見，自籌資金(SF)的當(dāng)期增加量受到財(cái)政資金當(dāng)期增加量和與長期均衡過程偏差程度的影響。

經(jīng)Granger因果檢驗(yàn)，P值為0.02，即在95%的置信度下，NZ是SF的Granger原因。因此，農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)財(cái)政資金增長能顯著拉動(dòng)自籌資金增長。

表4農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)NZ與SF的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

Table 4Granger test results of comprehensive agricultural developmentNZandSF

原假設(shè)Originalhypothesis樣本數(shù)SamplesF-StatisticProb.NZ不是SF的Granger原因224.050250.0271SF不是NZ的Granger原因220.222680.8791

2.2產(chǎn)出效應(yīng)模型結(jié)果分析模型4中變量的單位單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。根據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果，lnY、lnJS都為平穩(wěn)序列，lnNZ、lnRFA為一階單整序列。因此可采用擴(kuò)展的E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。構(gòu)建殘差序列﹛et﹜，經(jīng)單位根檢驗(yàn)，t值為-2.55，P值為0.01，即在0.01的顯著水平下，et不存在單位根，因此變量間具有協(xié)整關(guān)系。對(duì)模型(4)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表6。

表5　變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表6　模型(4)回歸分析結(jié)果

注：調(diào)整后的R2為0.995；模型顯著水平P值為0.000；標(biāo)準(zhǔn)誤為0.054；N為25。

Note：R2after adjustment is 0.995; model significantPvalue is 0.000; standard deviation is 0.054;Nis 25.

由表6可知，模型(4)回歸結(jié)果調(diào)整后的R2為0.995，模型顯著水平為0.000，表明解釋變量的增加量很好地解釋了因變量的增加量。農(nóng)村居民生產(chǎn)費(fèi)用支出總額對(duì)數(shù)(lnJS)、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)財(cái)政資金對(duì)數(shù)(lnNZ)的回歸系數(shù)在0.01的顯著水平顯著，其他財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)數(shù)(lnRFA)的回歸系數(shù)不顯著?；貧w系數(shù)B反映的是彈性系數(shù)，即農(nóng)村居民生產(chǎn)費(fèi)用支出總額(JS)每增加1%，農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值(Y)相應(yīng)增加0.86%；農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)財(cái)政資金(NZ)每增加1%，農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值(Y)增加0.13%。

3結(jié)論與建議

(1)根據(jù)1988～2012年年度數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)分析結(jié)果，農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)財(cái)政資金增長與自籌資金增長存在長期均衡關(guān)系，且通過Granger因果檢驗(yàn)表明二者存在互為因果的關(guān)系。長期來看，農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)財(cái)政資金增加能顯著地拉動(dòng)自籌資金投入增加，在其他條件不變的情況下，農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)財(cái)政資金每增加1元，自籌資金相應(yīng)地增加0.42元。分析結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)財(cái)政資金增長與銀行貸款增長不存在長期均衡關(guān)系，主要原因是農(nóng)業(yè)比較效益偏低、投資風(fēng)險(xiǎn)較大，農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)項(xiàng)目對(duì)銀行貸款的吸引力還較弱。另外，由于文中所用“銀行貸款”數(shù)據(jù)未包括農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)產(chǎn)業(yè)化貸款貼息項(xiàng)目中撬動(dòng)的銀行貸款，所以未能全面反映對(duì)銀行貸款的拉動(dòng)作用。

(2)根據(jù)年度數(shù)據(jù)的生產(chǎn)函數(shù)回歸分析結(jié)果，在其他條件不變的情況下，私人支出即農(nóng)村居民生產(chǎn)費(fèi)用支出增長對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度最大，農(nóng)村居民生產(chǎn)費(fèi)用支出總額每增加1%，農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值相應(yīng)增加0.86%。在公共支出中，農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)財(cái)政資金增長能顯著地促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)財(cái)政資金每增加1%，農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值相應(yīng)增加0.13%?？鄢r(nóng)業(yè)綜合開發(fā)財(cái)政資金的其他財(cái)政支農(nóng)資金總和，包括農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用、支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)村水利氣象等部門的事業(yè)費(fèi)等回歸結(jié)果不具有統(tǒng)計(jì)意義，表明其總體對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長效果可能不顯著，說明農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)財(cái)政資金較其他財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的作用更強(qiáng)。因此，為充分發(fā)揮公共投入對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的作用，財(cái)政資金持續(xù)加大對(duì)農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)投入，并適度向其傾斜。

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Empiric Study on the Economic Effect of Financial Investment in Agricultural Comprehensive Development

LI Jun-jie, LI Jian-ping*

(Institute of Agricultural Resources and Regional Planning, Chinese Academy of Agricultural Sciences, Beijing 100081)

AbstractThe financial investment in agricultural comprehensive development projects can promote the input of social capital. The aim of these projects is to improve the agricultural comprehensive production capacity by the construction of agricultural infrastructure and structure adjustment. The economic effects of investment in the projects included the promotion of social capital and growth of agricultural output. The empiric analysis was based on time series varieties during 1988-2012, and the methods include stationarity test, co-integration test and linear regression analysis. According to the analysis results, compared with other financial funds for agriculture, agricultural comprehensive development investment had more significantly positive effect on agricultural economic growth. Therefore, the financial fund for agriculture should increase the tilt of agricultural comprehensive development.

Key wordsAgricultural comprehensive development; Financial investment; Economic effect; Funds pull effect; Output effect

作者簡介李俊杰(1989- )，女，四川簡陽人，博士研究生，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理、區(qū)域發(fā)展。*通訊作者，研究員，博士生導(dǎo)師，從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)、區(qū)域發(fā)展研究。

收稿日期2016-03-09

中圖分類號(hào)S-9

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A

文章編號(hào)0517-6611(2016)08-269-03