農業綜合開發投資對經濟增長影響的實證研究

李俊杰，李建平

(中國農業科學院農業資源與農業區劃研究所，北京 100081)

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農業綜合開發投資對經濟增長影響的實證研究

李俊杰，李建平*

(中國農業科學院農業資源與農業區劃研究所，北京 100081)

摘要農業綜合開發以財政投資帶動社會資本，通過建設農業基礎設施和調整產業結構，提高農業綜合生產能力，其投資效果可以通過對社會資本的拉動效應和促進農業產值增加的產出效應來反映。該研究根據1988～2012年時間序列變量，通過平穩性檢驗、協整關系檢驗和線性回歸分析，考察農業綜合開發財政資金增長對社會資本增長的影響，分析農業綜合開發資金與其他財政支農資金對農業總產值增長的影響。結果表明，與其他財政支農資金相比，農業綜合開發投入對農業經濟增長有顯著的正向作用。因此，財政支農資金應加大對農業綜合開發的傾斜。

關鍵詞農業綜合開發；財政投資；經濟效果；資金拉動效應；產出效應

根據經濟增長理論，投資是促進經濟增長的重要方法，在長期中也是提高經濟生活水平的重要方式。農業具有的外部性特征和比較效益偏低的現實狀況，造成農業投資偏低，進行農業公共投資、發揮財政資金的積極效應，對促進農業發展具有重大意義。農業綜合開發是財政支農的一個重要組成部分，主要通過土地治理項目和產業化經營項目，建設農業基礎設施和調整農業結構，提高農業綜合生產能力。現有文獻主要采用Granger因果檢驗[1]、VAR模型[2-3]、線性回歸模型[4-6]、聚類分析法、層次分析法、灰色關聯度分析[7]等方法，重點對農業財政投資、農業綜合開發產業化項目資金的投資效果進行了計量分析。筆者根據1988～2012年時間序列變量，通過平穩性檢驗、協整關系檢驗和線性回歸分析，重點從資金拉動和農業經濟增長的角度，分析農業綜合開發財政資金的投資效果。

1數據來源與研究方法

1.1數據來源數據來源于《中國農村統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國財政年鑒》，由于農村居民生產費用支出數據只更新到2012年，所有變量均為1988～2012年數據。變量描述性統計分析見表1。

表1　變量描述性統計分析

1.2研究方法

1.2.1拉動效應模型。農業綜合開發項目自1988年實施以來，資金投入量不斷增加。國家農業綜合開發資金投入從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年中央財政投入、地方財政投入、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，農業綜合開發資金投入中的中央財政資金增長最快、銀行貸款增長最慢。農業綜合開發在中央和地方財政資金投入的基礎上，還需要吸引更多地銀行貸款、項目實施單位自籌資金的支持。因此，驗證財政資金對社會資金的拉動作用是財政資金提高效率的重要方面。

圖1　1988～2012年農業綜合開發資金投入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，中央財政資金、地方財政資金、自籌資金都具有隨時間增長的趨勢，為了避免時間序列都隨時間發生的變動趨勢而產生偽回歸，需首先對變量進行ADF單位根檢驗，再協整檢驗，如果變量存在協整關系，則說明變量間存在長期均衡關系。

采用Eviews軟件，運用E-G兩步法進行協整檢驗。以NZ為解釋變量，SF為被解釋變量，假設NZ與SF存在長期均衡關系，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)

對模型(1)、(2)進行最小二乘法估計，分別以殘差項構建序列﹛eat﹜、﹛ebt﹜，對序列﹛eat﹜、﹛ebt﹜進行單位根檢驗。

為反映變量間短期關系，構建誤差修正模型(3)。

ΔSFt=lagging(ΔSFt,ΔNZt)-βaeat-1

(3)

最后，進行Granger因果檢驗驗證變量間是否具有互為因果關系。

1.2.2產出效應模型。根據生產函數，農業產出是勞動力、土地和資金投入的函數。由于勞動力和土地變化較小，假定人力和土地為固定，農業投入主要包括公共投入和私人投入。農業公共投入用國家財政用于農業的支出(FA)表示，主要包括農業基本建設支出、農業科技三項費用、支援農村生產支出和農村水利氣象等部門的事業費。私人投入用農村居民生產費用支出(JS)來表示。建立柯布道格拉斯生產函數，假設各項資金投入與農業總產值存在長期均衡關系，建立模型(4)。

lnYt=a0+a1lnJSt+a2lnNZt+a3RFAt+μt

(4)

式中，Y為農林牧漁總產值；JS為農村居民生產費用支出總額，即農村居民生產費用支出×鄉村人口數；NZ為農業綜合開發財政資金；RFA為國家財政用于農業的支出扣除農業綜合開發從財政資金的部分。

2結果與分析

2.1拉動效應模型結果分析使用Eviews軟件，采用ADF方法對時間序列變量進行單位根檢驗，結果見表2。

根據單位根檢驗結果，農業綜合開發中央財政資金(CF)、地方財政(LC)、財政資金(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；經數據變換后的lnNZ、lnCF、lnLC、lnBL、lnSF都為一階單整序列。同階單整序列可檢驗協整關系，因此，可檢驗財政資金水平變量(NZ)與自籌資金水平變量(SF)、lnNZ與lnBL是否存在協整關系。

對模型(1)、(2)的殘差項序列﹛eat﹜、﹛ebt﹜進行單位根檢驗。﹛eat﹜檢驗結果t值為-2.89，P值為0.006，因此拒絕原假設，即序列不存在單位根，說明NZ與SF有協整關系，存在長期均衡關系。﹛ebt﹜檢驗結果t值為-0.97，P值為0.28，即序列存在單位根，說明lnNZ與lnBL協整關系不成立。采用同樣方法，分別檢驗變量lnCF、lnLC與lnBL是否存在協整關系，得到結果都不成立。

表2　變量的單位根檢驗結果

NZ與SF的長期均衡模型(1)的回歸分析結果見表3。

表3　模型(1)回歸分析結果

注：調整后R2為0.781；模型顯著水平P值為0.000；標準誤為25.432；N為25。

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

根據長期均衡模型(1)的回歸分析結果，調整后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，財政資金的增長能促進自籌資金的增長，財政資金每增加1元，自籌資金增加0.42元。

對誤差修正模型(3)進行估計，剔除不顯著的變量后，最終回歸結果為：

ΔSFt=0.003-2.76ΔNZf+1.54eat-1

(5)

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

經Granger因果檢驗，P值為0.02，即在95%的置信度下，NZ是SF的Granger原因。因此，農業綜合開發財政資金增長能顯著拉動自籌資金增長。

表4農業綜合開發NZ與SF的Granger因果檢驗結果

Table 4Granger test results of comprehensive agricultural developmentNZandSF

原假設Originalhypothesis樣本數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產出效應模型結果分析模型4中變量的單位單位根檢驗結果如表5所示。根據單位根檢驗結果，lnY、lnJS都為平穩序列，lnNZ、lnRFA為一階單整序列。因此可采用擴展的E-G兩步法進行協整檢驗。構建殘差序列﹛et﹜，經單位根檢驗，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，因此變量間具有協整關系。對模型(4)進行回歸分析，結果見表6。

表5　變量的單位根檢驗結果

表6　模型(4)回歸分析結果

注：調整后的R2為0.995；模型顯著水平P值為0.000；標準誤為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)回歸結果調整后的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。農村居民生產費用支出總額對數(lnJS)、農業綜合開發財政資金對數(lnNZ)的回歸系數在0.01的顯著水平顯著，其他財政支農資金對數(lnRFA)的回歸系數不顯著。回歸系數B反映的是彈性系數，即農村居民生產費用支出總額(JS)每增加1%，農林牧漁總產值(Y)相應增加0.86%；農業綜合開發財政資金(NZ)每增加1%，農林牧漁總產值(Y)增加0.13%。

3結論與建議

(1)根據1988～2012年年度數據的協整檢驗分析結果，農業綜合開發財政資金增長與自籌資金增長存在長期均衡關系，且通過Granger因果檢驗表明二者存在互為因果的關系。長期來看，農業綜合開發財政資金增加能顯著地拉動自籌資金投入增加，在其他條件不變的情況下，農業綜合開發財政資金每增加1元，自籌資金相應地增加0.42元。分析結果表明，農業綜合開發財政資金增長與銀行貸款增長不存在長期均衡關系，主要原因是農業比較效益偏低、投資風險較大，農業綜合開發項目對銀行貸款的吸引力還較弱。另外，由于文中所用“銀行貸款”數據未包括農業綜合開發產業化貸款貼息項目中撬動的銀行貸款，所以未能全面反映對銀行貸款的拉動作用。

(2)根據年度數據的生產函數回歸分析結果，在其他條件不變的情況下，私人支出即農村居民生產費用支出增長對農業經濟增長的貢獻度最大，農村居民生產費用支出總額每增加1%，農林牧漁總產值相應增加0.86%。在公共支出中，農業綜合開發財政資金增長能顯著地促進農業經濟增長，農業綜合開發財政資金每增加1%，農林牧漁總產值相應增加0.13%。扣除農業綜合開發財政資金的其他財政支農資金總和，包括農業基本建設支出、農業科技三項費用、支援農村生產支出和農村水利氣象等部門的事業費等回歸結果不具有統計意義，表明其總體對農業經濟增長效果可能不顯著，說明農業綜合開發財政資金較其他財政支農資金對促進農業經濟增長的作用更強。因此，為充分發揮公共投入對農業發展的作用，財政資金持續加大對農業綜合開發投入，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：農業經濟管理、區域發展。*通訊作者，研究員，博士生導師，從事農業經濟、區域發展研究。

收稿日期2016-03-09

中圖分類號S-9

文獻標識碼A

文章編號0517-6611(2016)08-269-03