農村水利基礎設施建設投入與農村經濟發展關系的實證研究

華 堅,曹茜茜

(河海大學商學院,江蘇 南京 211100)

農業的基礎地位能否加強、公共事業發展的重點能否切實向農村傾斜已經成為衡量城鄉統籌發展的關鍵問題。因此要大力引導資金、技術、人才等公共資源流向農村,促進城鄉公共服務的均等化。另一方面,農村水利是農業的命脈,農村水利基礎設施直接關系到農業生產條件的優劣,是農業生產和經營活動的物質載體,制約著農村經濟的發展。開展農村水利基礎設施建設,是改善農村生產條件的重要手段,是現代農業建設的關鍵環節,關系到農業的興衰[1]。2011年中央一號文件《中共中央國務院關于加快水利改革發展的決定》是中央首個以水利建設為主題的綜合性政策文件。該文件把水利建設作為基礎設施建設的優先領域,把農田水利作為農村基礎設施建設的重點任務，要求從土地出讓收益中提取10%用于農村水利建設。此文件的頒布體現了黨和政府對農村水利基礎建設的重視程度不斷提高。

農村水利基礎建設領域最早的研究,主要針對農村水利基礎建設的現狀、籌融資及制度建設等進行定性的分析,定量地分析農村水利經濟效益的研究偏少[2-4]。近年來,越來越多的學者開始從不同的角度對農村水利建設與國民經濟或農業產出的關系進行了研究。陳文科[5]等人研究發現中國農業基礎設施發展滯后是可持續發展的制約因素;杜威漩[6]運用雙對數模型對1981—2001年中國農業水利基建投資與國民經濟總體發展水平之間的相互關系進行了實證研究,研究表明中國農業水利基建投資與GDP之間具有高度的相關性;馬林靖[7]采用倍差分析的實證研究方法對農村灌溉設施投資的效果進行了評估,研究表明灌溉項目的投資對項目村的畝均農業收入具有一定的正向作用。上述研究成果為農村水利基礎設施建設與國民經濟關系研究提供了科學合理的依據,但是大多是針對全國或是某個特定的區域進行研究,從區域比較的角度進行研究的學者不多。我國各個地區的資源稟賦、經濟條件和農業生產結構存在明顯的差異,使得各個地區水利建設的效益有所不同[7],因此基于地區差異的視角研究農村水利基礎設施投入和農村經濟發展的關系具有很強的可行性和必要性。郭唐兵等[8]將農田水利建設水平概括為農田排灌系統、截留提水設施建設和水土保持三類,從地區差距的角度對農村水利基礎建設水平和經濟的關系進行了探討,但是在農村水利基建投入方面沒有進行詳細的研究。筆者在上述研究的基礎上,利用1999—2010年我國省際面板數據,采用固定效應模型進行參數估計,對我國農村水利基建投入與農村經濟發展的關系及其區域差異性進行研究。

1 農村水利基礎建設投入的基本特征

1.1 農村水利基礎建設投入總量的變化趨勢

為了分析我國農村水利基建投入的變化趨勢,筆者選取了水利基建投資占農業基建投資的比重和農村水利基建投入占GDP的比重兩個指標進行衡量。前者反映了農村水利在基礎建設中重要程度與趨勢,后者反映了農村水利基礎建設投入對農村經濟貢獻率的變化趨勢,結果詳見圖1、圖2。“九五”以前的數據來源于2000—2011年《中國農村統計年鑒》,“十五”與“十一五”的數據根據《中國農村統計年鑒》、《中國水利公報》相關數據計算而得。

圖1 我國各“五年規劃”時期水利基建投資占農業基建投資比重

圖2 我國各“五年規劃”時期農村水利基建投資占GDP比重

從水利基建投資占農業基建投資的比重來看,呈現較為明顯的階段性特征。第一階段為“二五”期間,比重由“一五”的58.1%上升到“二五”的71.2%,是歷年來增長最快的時期。第二階段為“三五”到“六五”期間,比重持續走低,在“六五”期間跌到53.8%的最低水平。第三階段為“七五”時期以后,比重開始徘徊上升,但增速極為緩慢。由此可見,我國農村水利基建投資在農業基礎建設投資中的比重較不穩定,農村水利基建投入增長的穩定性較差,缺乏長效增長的機制。這與趙珊[9]在2007年的研究得出的結論相同。從農村水利基建投資占GDP比重來看,這一比重整體上呈現下降的趨勢,僅在“九五”以后呈現微弱的上升趨勢。水利與通信、能源、交通行業等行業相比,其基建投資占GDP的比重一直比較低[10]。各行業的均衡發展才能促進國民經濟的健康均衡發展,因而增加農村水利基建投入已經到了勢在必行的地步。

1.2 農村水利基礎建設投資主體分析

將1999—2010年農村水利基建投資分為來源于非農戶和農戶兩類,可以初步分析農村水利基建投資資金的來源結構。由圖3可見,1999—2010年我國農村水利基建投入總額中,平均10.44%來源于農戶,平均89.56%來源于非農戶,非農戶投入的比例遠遠高于農戶,并且2006年以后非農戶的投入比例仍然處于上升趨勢,可見非農戶投資構成了我國農村水利基建投資的主體。

圖3 農村水利基建投入資金來源結構比例

另一方面,從1999—2005年非農戶農村水利基建投入的數據來看,事業單位的投入大大超過企業單位的投入,反映了1999—2005年農村水利基建投入以政府為主,投資主體較為單一的狀況,這與杜威漩[6]在2005年得出的結論一致。為了進一步分析近年來我國農村水利基建投入主體的狀況,筆者利用雙對數模型對1999—2010年農村水利基建投資與國家財政支出之間的相關性進行分析,得到以下的模型:

(1)

式中：Y為農村水利基建投資總額；X為財政支出額。

回歸結果表明,1999—2010年農村水利基建投資與國家財政支出之間存在較強的長期正向線性相關性。這表明,我國農村水利基建投入仍以政府投資為主。

2 理論模型與實證研究

2.1 理論模型及數據來源

新古典內生增長理論認為,一國的經濟增長可以表示為物質資本和人力資本不變規模報酬的Cobb-Douglas(簡稱C-D)生產函數,其基本表達式為

Yi(t)=Ai(t)Li(t)αKi(t)β

(2)

考慮到資金、勞動力和土地面積是影響農業產出的重要因素,在引入農村水利基礎設施建設變量后,得到修改后的模型為:

Yi(t)=Ai(t)Li(t)αKi(t)βSi(t)γWi(t)δ

(3)

式中：Yi(t)為i區域在t時刻的農業產出水平;Ai(t)為i區域在t時刻的綜合生產力;Li(t)為i區域在t時刻農業生產投入的勞動力,這里的勞動力不僅包括勞動力數量,還包括勞動力的質量;Ki(t)為i區域在t時刻農村水利固定資產的投入量;Si(t)為i區域在t時刻的土地面積;Wi(t)為i區域在t時刻農村水利基建投入量;α,β,γ,δ分別為各個要素的投入產出彈性系數。為了便于求解,并且降低異方差的影響，本文對模型兩邊取對數,得到以下的線性模型:

(4)

本文用農業總產值來代表農業產出水平,這里的農業是狹義的農業,即種植業,為了消除通貨膨脹因素的影響,利用以1998年為基期的農產品生產價格指數對變量進行平減處理;勞動力數量用第一產業的就業人數來代表。勞動力質量借鑒周曉等[11]的方法,將文盲、小學、初中、高中、中專、大學以上5個文化等級分別設為1、1.07、1.254、1.308、1.634的權重,然后與不同等級的人數進行加權平均求得;資本投入借鑒馬淑琴等[12]的方法,采用化肥施用量來代表流動資本對農業產出的投入,用農用機械總動力來代表固定資本對農業產出的投入;土地面積用糧食播種面積來代表;由于數據來源的限制,借鑒張秀蓮等[13]的方法,用各地區農村水利固定資產投入量代表農村水利基建投入水平(表1)。

表2 東部地區單位根檢驗表

注:括號內為概率值,括號外為統計量,概率值小于0.01表明在1%的顯著性水平下拒絕單位根的原假設。

鑒于數據的可得性和統計口徑變化的限制,本文的時間跨度為1999—2010年。其中,農業總產值、第一產業的就業人數的數據來源于《中國統計年鑒》;各地區勞動力文化狀況、農用機械總動力、化肥施用量、糧食播種面積和農村水利固定資產投入量的數據來源于《中國農村統計年鑒》。對于存在的數據缺損的情形,采用移動平均的方法加以補全。

表1 主要變量一覽表

2.2 實證研究

現代計量經濟學的研究表明,面板數據模型結合了時間序列數據和截面數據的優點,能夠同時反映研究對象在時間和截面單元兩個方向上的變化規律。采用面板數據進行研究，一方面可以增加樣本量,整合更多的信息,一定程度上提高數據分析和模型解釋的能力;另一方面可以綜合利用樣本信息,使研究更加深入,也能減少多重共線性帶來的影響[14]。因此,本文運用面板數據模型來分析我國農村水利基建投入對農村經濟的影響。

2.2.1 實證結果與檢驗

由于非平穩的變量進行回歸的時候通常會產生虛假回歸的問題,因而首先對面板數據進行平穩性檢驗,即單位根檢驗。為了保證結果的穩健性,利用Eviews 6.0的軟件,并采用LLC、Breitung、ADF和PP 4種方式進行檢驗,其中LLC、Breitung方法適用于同質單位根檢驗,ADF、PP方法適用于異質單位根的檢驗。由表2可見,除了東部地區的ln(E)在Breitung檢驗下沒有能拒絕原假設以外,所有的變量均在1%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的假設,因此可以判斷各變量是平穩序列。中部和西部地區也得出了相似的結論,由于篇幅限制,不一一贅述。

由于數據序列平穩,因而可以進行模型的構建。面板數據有3種常見的模型形式:混合效應模型、固定效應模型和隨機效應模型。為了確定使用何種模型,首先進行F檢驗和H檢驗。F統計量用于檢驗應該建立混合效應模型還是固定效應模型。H檢驗用于檢驗應該建立隨機效應模型還是固定效應模型,模型的檢驗均由Eviews 6.0軟件實現,結果詳見表3和表4。由表3可知,F檢驗相應的P值小于0.05,應該推翻原假設,建立固定效應模型。由表5,H檢驗相應的P值小于0.05,因而推翻原假設,建立固定效應模型。綜合以上的分析,針對我國農村水利基建投入和農村經濟之間關系應該建立固定效應模型。

表3 F檢驗的結果

表4 H檢驗的結果

表6 東中西部地區固定效應模型的估計結果

注:括號內為t統計量的相伴概率,括號外為t統計量的值,概率值小于0.01表明在1%的顯著性水平下拒絕原假設。

回歸結果顯示,代表勞動力數量的變量并未通過顯著性檢驗,因而將該變量剔除后重新進行方程估計。表5是剔除勞動力數量因素后模型估計的最終結果,結果顯示調整后的R2=0.957 236,即因變量的95.723 6%可由模型解釋,模型的擬合效果較好。F統計量的伴隨概率為0.000 0,在5%的顯著性水平下拒絕了原假設,回歸模型整體顯著。①耕地面積對農業產出的推動作用最大,因此要嚴格保護耕地,防止非法侵占農業用地。②資本投入對農村經濟的推動作用排名第二,這與我們的直覺相符,因為我國農業的原始積累不足,目前資本的邊際生產力處于遞增的階段。③農村水利基建投入對農村經濟發展的影響也較大,彈性系數約為0.39,表明農村水利基建投入每增加1%,農業產出增加0.39%。④代表勞動力素質的變量的系數為0.015 299,影響效力較小。產生這樣的結果,一方面是由于近年來農村勞動力流動性較大,教育水平越高的勞動力也越傾向于到大城市就業,導致農村勞動力的流失,進而導致回歸分析結果產生一定的偏差。另一方面是因為農村勞動力素質的提高對農村經濟的推動作用具有一定的滯后性,不會立刻在農業產出中反映出來。

表5 全國固定效應模型的估計結果

2.2.2 不同地區面板數據的回歸結果

為了進一步從地區差異的視角揭示農業基建投入對農村經濟的影響,筆者將全國分為東、中、西3個區域進行分類研究(表6)。關于區域的劃分,采用國家統計局的統計口徑。東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11個省市;中部地區包括山西、吉林、安徽、江西、黑龍江、河南、湖北和湖南8個省;西部地區包括重慶、四川、貴州、云南、西藏、甘肅、青海、寧夏、廣西、新疆、陜西、內蒙古12個省區市。①東、中、西3個區域模型調整后的R2分別為0.96 949 4，0.950 301，0.963 754,表明模型的擬合效果都較好。F統計量分別為742.749 2，246.649 2，573.745 2,均在5%的顯著性水平下拒絕了原假設,3個回歸模型均整體顯著。②農村水利基建投入與農村經濟呈現同步增長的態勢,對農村經濟的影響較為顯著。從地區差別的角度看,東部地區的影響力>中部地區的影響力>西部地區的影響力。這主要是由于東部地區自然條件和經濟基礎好,有利于提高農村水利基建投入的資金使用效率,從而充分發揮農村水利基礎設施對農村經濟的推動作用。③就資本投入而言,東西部代表固定資本投入的農用機械總動力對農村經濟的影響均未通過檢驗,中部地區呈現微弱的阻礙作用;東中西部代表流動資本的變量化肥用量都通過了t檢驗,并且彈性系數從大到小排列為:西部>中部>東部。這主要由于西部地區的農業主要以畜牧業和自然條件相對惡劣的灌溉農業為主,對生產性農業的資本投入能顯著提升農業生產水平。④東中西部代表土地面積的變量都通過了t檢驗,東部地區的彈性系數小于中西部地區。這主要是因為,近年來東部地區的農業生產已由原先的粗放式生產向集約型生產轉變,科技投入對農業生產力的影響力日益提高,因而耕作面積的擴大并不能很好地推動農業產出的提升。

3 結論與建議

筆者以我國1999—2010年31個省市為研究對象,采用固定效應的面板模型,對我國農村水利基礎建設投入對農村經濟的影響進行了實證分析,得出以下結論:①農村水利基礎設施投入總量偏低,且增速緩慢;②農村水利基建投入以政府投入為主,投資主體較為單一;③農村水利基礎建設投入對農村經濟發展的推動作用較為顯著,但是地區之間的差異也較為明顯,具體表現為東部地區>中部地區>西部地區;第四,資本投入從總體上對我國農村經濟的發展存在推動效力,其中流動資本的效力大于固定資本。

綜合上述的結論,筆者提出以下政策建議:①繼續增加農村水利基礎設施投入的同時,要加強政府投資的導向性和激勵性的作用,吸引社會資源流向農村水利建設;②各地區要根據該地區的自然條件、地形地貌和經濟發展程度,把資金投入到對農村經濟增長貢獻最大的農村水利基建設施中去,提高資金的使用效率;③各地區要因地制宜地制定當地的農業發展政策。東部地區面對耕地面積對農村經濟貢獻率不高,土地荒廢嚴重的情況,應該積極推進農村土地流轉制度,增加科技投入和人才投入,從而保證農村經濟持續穩定的發展。中部地區應結合當地耕地面積廣闊、勞動力豐富的特點,努力整合當地的耕地資源,農村水利基建投入向灌溉水利傾斜。西部地區的特點是財政能力差,農村水利基礎設施基礎薄弱,中央政府可以通過轉移支付制度加大對西部地區的資金支持。

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