我國農村公共投資變動趨勢及對經濟增長貢獻研究

尹文靜，王禮力

（西北農林科技大學 經濟管理學院，陜西 楊凌 712100）

我國農村公共投資變動趨勢及對經濟增長貢獻研究

尹文靜，王禮力

（西北農林科技大學 經濟管理學院，陜西 楊凌 712100）

文章從時間序列角度（1978～2008）對我國農村公共投資的整體情況和結構狀況進行了統計分析，得出了較為有益的結論，并建立VAR模型和脈沖響應函數從結構角度考察農村公共投資對經濟增長的貢獻作用。根據分析，得出三點推論：①我國的農村公共支出在一個較長時間的增長速度保持穩定。推論②我國廣大農村在科技基礎上存在很大差異，東部沿海地區農村在現階段，農業科技費用占的比例比中西部農村要高，但基礎設施建設和支農支出比例較低。推論③農村發展性投資（支農支出、農業科技投資）在短期內有助于經濟增長，但是長期來看，邊際效用降低，如不提高投入-產出效率，將會對我國經濟長遠發展不利。

農村公共投資；VAR；變動趨勢；經濟增長；貢獻

0 引言

“公共投資”從制度經濟學意義上是指政府或社會機構站在國民經濟整體形式立場上，對財稅收入或者其他收入進行再分配的過程。西方經濟學倡導的是價值規律，利益決定社會產業走向和資源的再分配，隨著1978年改革開放和市場化轉軌進程的不斷發展，我國已經初步建立了具有中國特色社會主義特色的市場經濟體制。Fan et al.在其《不發達國家的改革、投資與財富》一文中明確提出，農村公共投資對于扶貧、促進社會和諧有著重要的作用。[1]之所以農村公共投資能夠促進社會和諧，是在以市場機制為主導的經濟社會下，大量的生產資源和消費資源都隨著市場導向流向了高回報率、高利潤的產業，農業作為國民經濟的基礎產業，由于國家宏觀政策調控和技術附加值較低的原因，導致了農業利潤率長期處于較低的狀態。勢必導致作為農業生產主體的農民收入低，不能夠有足夠的貨幣來購買商品，貨幣的乘數效應在農村體現的最弱。長此以往，農村居民享受不到改革開放所帶來的成果，引起社會的不和諧。因此，有必要對1978年改革開放以來我國農村公共投資變動趨勢研究，剖析其規律，才能有助于合理的制定相關財政政策，建設社會主義新農村，促進社會和諧。

1 階段內我國財政用于農業的支出分析

按照嚴格的農村公共支出定義：政府或社會機構對社會投放的、無盈利目的的、支持社會公共設施、教育、醫療、交通等建設的投入。長期以來，國情決定我國中央政府和各級地方政府成為農村公共支出的主體，而社會機構支出占比很小，加之數據的可獲得性因素，決定采取《中國統計年鑒》和《中國金融統計年鑒》上的披露的我國農業財政支出數據對農村公共投資的發展趨勢進行分析。

1978年改革開放之初，我國財政用于農業支出總額為150.66億元，截止2008年，境內農村公共支出為5955.5億元，翻了近40番，年平均增長率為13.17%，基本與階段內的國民經濟增長速度一致。具體的發展趨勢可用圖1表示，從整體上來看，呈一個二次函數形式上升。為了簡單的對此圖進行描述，以1978年為1，以此類推，形成時間序列，進行二次函數擬合,得到。在1999年之前，一致保持持續上升勢頭，但在1999年，由于東南亞金融危機的影響，國家從1998年起始規定“農業基本建設支出”包括增發國債安排的支出，以致農業基本建設支出減少；統計性描述結果為：均值=886.78，標準差=1034.10，偏度=1.757，具有明顯的右偏性，反映了在“十五”發展計劃之后，農村公共投資大幅增加。

圖2 一階差分后的X序列

可以看出 AR（1）運行結果不良，為此選用 ARMA（P，q）的估計選擇，MA為回推技術，常見于非線性回歸模型中，有能克服模型精確度過低的特點。

根據上述研究結果，對ΔXt進行預測：發現自1984年以來，我國農村公共支出增長速度穩定在13.9%左右，并保持在這個水平，并且在未來一段時間也將維持。本文認為：這可能只是一個長期趨勢，而非絕對趨勢，因為農村公共投資極具 “外部性”，周應恒等通過大面板數據研究發現農村公共事業發展尤其是農村道路、通訊、水利事業的發展對農戶農業生產性投資有顯著的促進作用。[2]這說明公共投資不僅僅起到了生產資料投資的補充作用，也起到了激發作用。推論1：我國的農村公共支出在一個較長時間的增長速度保持穩定，這是由內在的經濟潛力所決定的，但在實際運行的財政政策中，應當根據實際情況，圍繞這個定值進行調整。

2 我國農業公共支出的結構變動趨勢

農村公共支出主要包括以下幾個方面：支農支出、農業基本建設支出、農業科技三項支出費用、農業救濟以及其他。在2006年以前，支農支出比例過高，而其他投入比例過低。以2006年為例，支農支出占總支出為67%，基本建設支出為16%，科技經費占比1%。我國大多數農村長期處在貧困狀態，自改革開放后城鄉收入差距進一步加大，加之農村富余勞動力大量向城市轉移，農村建設比較落后。嚴格意義上講，所謂的“農村富余勞動力”是指在農村現有經濟、科技條件下能不能容納的多余勞動力，歸根結底還是由于條件所致，國家大量的財政投入大半用于支持低技術含量的生產活動，但是具有強拉動能力的基本建設和科技上投入比重較少。并且也有大量學者認為，目前在農民心中“官本位”和“形象工程”也導致了農民對農村公共支出表現的激情不高。張林秀等通過研究表明社會資源和社會關系是農村公共投資的重要決定因素。這是因為村干部通常會游說本村在縣或鄉政府當干部的人,通過爭取項目等形式對本村進行照顧,而且在外面工作的干部對本村的情況比較熟悉,也更愿意將一些來自上級的公共投資項目放在自己村里以方便項目實施。[3]所以出現了在某些地區某些年份上述4項指標中有2項占比突然過高，大量具有浪費性的形象工程在廣大農村拔地而起，導致了國家財政大量的浪費。但2006年后，國家充分認識到基礎設施建設和科技投入對實現新農村的意義，以2008年為例，用于農業的總體投資額較2006年翻了一倍，增加部分少量增加于支農支出，建設和科技投入大幅增加，后兩者比例逐漸提高。支農支出占總支出為37.94%，基本建設支出為40.45%，科技經費占比1.9%。

為了對改革開放以來，我國農村公共投資結構的變化趨勢有所認識，特對有關數據進行相關運算，得到表1的比例表。支農支出比例從1978年的0.5107上升到2006年的0.6812，支農投入的加大意味著農村需要得到的支持越多，在城鄉差距逐漸拉大、地緣結構日益明顯的情況下，雖然政府對農村支持力度加強，卻不能改變廣大農村落后的狀況；農村基本設施建設投資占比經歷了1個先升后降的過程，進入了改革開放后2年的20世紀80年代，隨著工業體系的建設，擔任著工業化進程主體任務的城市基礎設施建設得到了巨大的發展，但與此同時，無論是總量還是相對比，農村基礎設施投資呈下滑趨勢，經有關資料統計，在1981～1990期間不足21億。進入了20世紀90年代后，一部分農民收入得到提高，隨著1992年市場經濟體制的正式確立，他們將增加的收入用于投資到工業、建筑業，促使了其他產業的發展，但是農業基礎設施建設依然薄弱。

另外，自改革開放以來農村三項支出費用嚴重不足，1978～1997年10年間，國家財政對農業科技活動的投入總體規模增幅緩慢。到1998年年初，中央農村工作會議召開，要求大力強化農業增產增效要素，提高農業綜合生產能力，農業科技投資項目才有了一個臺階性的跨越式發展。但1998年后，從絕對值規模上來看，近10年僅僅增長了40億元，如果考慮CPI因素，絕對值是處于下降狀態的。在20世紀80年代中期，農業科技投入所占農村公共投資比例相對較高，在1%左右，但以后持續下降。本文認為：農業科技支出費用比例下降的原因不僅僅因為其本身增長速度慢，而在于在倡導和諧社會、建設社會主義新農村的大環境下，目前最應該做的事情也是最實際的事情是實現國計民生，改善農村基礎設施建設、提高居住環境水平的國策是正確的。另外科技投入在城市和農村不一樣，前者基礎條件好，投入的邊際產出大，但是后者底子薄，即使現階段接受了大量的投資，也無法在短期內達到預定的效果。

推論2：我國廣大農村在科技基礎上存在很大差異，東部沿海地區農村在現階段，農業科技費用占的比例比中西部農村要高，但基礎設施建設和支農支出比例較低，一方面是由于投入的邊際效率決定，另一方面也是建設和諧社會、穩定百姓生活的舉措。

3 農業公共支出對經濟增長貢獻率測度

3.1 數據符號的確定及VAR模型的建立

農業公共支出通過上文的分析可以簡單的歸納為2類，一類是保障國際民生的保障性支出---基礎設施建設和農業救濟，一類是促使農村經濟發展的發展性投資---科技支出和支農支出，其中支農支出屬于基礎性投資，比重較大。我國學者針對農村公共支出對經濟增長貢獻測度已有相關研究，王洪慶采用面板數據模型分析了河南省農村公共物品投資的經濟增長效應。但其由于數據數目限制，只能采取面板數據進行多樣本分析，并且研究對象也只是河南一個地區，結論不具有代表意義。故本文采取較長的30年時間序列（1978～2008），建立VAR模型和脈沖響應函數，實證檢驗了農村公共支出對經濟增長的貢獻，并且考慮到支出結構的影響，對因素進行拆分，得出有意義的結論。選取的指標有上文支農支出、農業基本建設支出、農業科技三項支出費用以及歷年GDP增長率代號為：

計量經濟中變動率、增長率指標通常在一階差分后得以平穩。上述5項指標已有眾多學者通過GRANGER檢驗得到均為平穩序列的結論，本文不再累贅，重復驗證。下面直接建立VAR模型。

為了考慮3項農村公共支出指標的貢獻，構建3維的VAR模型。為了確定VAR模型的滯后階數，我們用模型滯后結構確定準則進行篩選，

那么得到VEC方程模型，滯后期全部選擇2，即建立VAR(2)。模型方程如下：

R-squared=94.18%，擬合度良好。且所有單位根位于單位圓內，模型結構穩定，模型擬合效果較好。并且從圖4可以看出，有4個點接近圓環但并未超出，說明在模型穩定的前提下，解釋效率很高。

3.2 脈沖響應結果

高鐵梅認為在實際應用中，由于VAR模型是一種非理論性的模型，它的系數是難于解釋的，在分析VAR模型時，我們往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響，而是用脈沖響應函數分析隨機擾動項一個標準差新息的沖擊對內生變量的影響。[5]依據上述理論，給支農支出、農業基本建設支出、農業科技三項支出費用三項指標一個正的單位大小的沖擊，得到關于對經濟增長的脈沖響應函數圖 （圖5）。這樣就可以將線性回歸中的隨機擾動項（白噪聲）如何在變量中傳遞描述的很清楚。圖中橫坐標為時間長度，縱坐標為收到沖擊后的反應單位，圖中藍線為反應序列，紅線為±2S.E.，之間為偏離帶。

圖5下三圖則表明經濟社會發展到高程度以后，農業已經全面實現機械化、技術化，這時候所需要對農業生產、技術進步的投資可適當縮減，另外農民消費性投資加大，農村住房條件和生活環境需得到進一步改善，目前農民的低消費率狀況將會得到大幅緩解，并具有持續效應。 推論3：農村發展性投資（支農支出、農業科技投資）在短期內有助于經濟增長，但是長期來看，邊際效用降低，如不提高投入-產出效率，將會對我國經濟長遠發展不利，本文所做的研究前提是支出利用效率在一個恒數的前提下（經濟技術效率穩定）。在經過長期的正確發展過程后，發展性投資將會減少，而消費需求性投資（基建投資）需要量大幅增加并趨于正向穩定狀態。

4 總結

我國由于幅員遼闊、資源有限，加之長期處在城市優先發展的發展模式下，農村建設落后。目前公共產品在城市和農村之間的分配不僅存在數量上的不公平，還存在著農村公共投資大量用于彌補先期建設投入不足的項目上的特性。我國農村公共投資增長速度保持在一個恒定的水平上是經濟規律所決定的，但目前的這種穩定是與城市公共投資相對立的，一個很重要的原因是城市利用公共投資的能力較強，規范也逐漸趨于正規。農村所存在的“智豬博弈”，大量的“官本位”和“形象工程”事件導致農民不愿意正視公共投資的作用，投入-產出效率極其低下，從而導致了投資相對減少，形成惡性循環。應在廣大農村落實相關機制，保證投入資金的合法使用，重塑農民信心。要以基本公共服務均等化為重點，完善公共財政體制，打破現存的城鄉“二元”的公共產品供給模式，逐步建立城鄉一體化的供給模式。【6】

本文通過研究發現農村發展性投資（支農支出、農業科技投資）在短期內有助于經濟增長，但是長期來看，如不提高投入-產出效率,邊際效用降低。應成立專門的部門----金融融資平臺，來管理所劃撥的資金，防止權責不明。另外，如果想降低農業公共投資的比重的唯一方法就是提高農民的生活水平，使農民真正的富裕起來，這是一個長期的過程，需要政策的頻繁性調整，以適應這個變動過程。

[1]Fan,Shenggen,Zhang,Linxiu,Zhang,xiaobao.Reforms,Investment,and Povety in Rural China[J].Economics Development and Cultural Change,2002,52(2).

[2]周應恒,楊美麗,王圖展.農村公共事業發展影響農戶農業生產性投資的實證分析[J].南京農業大學學報(社會科學版)，2007，7(1).

[3]張林秀,羅仁福,劉承芳.Scott Rozelled，中國農村社區公共物品投資的決定因素分析[J].經濟研究，2005，(11).

[4]王洪慶.河南省農村公共物品投資的經濟增長效應研究[J].財貿研究，2007，（1）.

[5]邸晶鑫.西部地區投資環境評價指標體系研究[J].求索，2009，（9）.

[6]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模—EVIEWS應用及實例[M].北京：清華大學出版社，2005.

[7]聶火云，黃大希.新農村建設中農村公共產品供給問題探討[J].江西社會科學，2008，（5）.

（責任編輯/浩 天）

F224.9

A

1002－6487（2010）20－0110-04

尹文靜（1982-），女，山東濰坊人，博士，研究方向：農業經濟管理。