王欣蘭 閆宇光 劉艷春

（1.遼寧大學商學院，沈陽 110036；2.弗吉尼亞大學文理學院，美國 22903）

一、引言

優(yōu)化農(nóng)業(yè)投資結構，合理配置農(nóng)業(yè)資源，是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定健康增長的重要保證。目前，對政府農(nóng)業(yè)投資與經(jīng)濟增長之間關系的研究，由于數(shù)據(jù)選取、經(jīng)驗變量以及計量分析方法的應用差異導致尚未獲得一致性的結論。一種觀點認為，政府通過基礎設施、公共資本和R&D（研究與開發(fā)）投入，能夠提高要素生產(chǎn)率，促進經(jīng)濟增長。如Schultz在《改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)》一書中指出：農(nóng)田水利灌溉、農(nóng)村電力以及農(nóng)村教育等農(nóng)村基礎設施的投資能夠更好地改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)，促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)值。另一種根據(jù)經(jīng)驗分析得出的觀點是，政府農(nóng)業(yè)投資對經(jīng)濟增長無效應，甚至是負效應。如Barro（1990）運用擴展的內(nèi)生增長模型考察了1960年-1985年間76個國家的人均GDP增長率和政府支出比例的關系，結果表明經(jīng)濟增長和政府支出比例負相關且不顯著。樊勝根、張林秀、張曉波（2002）利用1970年-1997年間的省級數(shù)據(jù)，用聯(lián)立方程模型估計了不同類型的政府投入效果，證明了地方政府在農(nóng)業(yè)研發(fā)、灌溉、教育和基礎設施領域的投入，不僅推動了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長，而且有助于緩解農(nóng)村貧困。錢克明（2003）運用單方程模型，估計各種農(nóng)業(yè)公共投入品對農(nóng)牧業(yè)總產(chǎn)值的貢獻大小依次為：農(nóng)業(yè)科技投入、農(nóng)村教育投入、農(nóng)村基礎設施投入、農(nóng)牧戶物質(zhì)投入。劉倫武（2006）以建立向量誤差修正模型為基礎，使用脈沖響應函數(shù)和預測方差分解來描述中國農(nóng)業(yè)基礎設施發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間的動態(tài)相關性。結果表明，農(nóng)村經(jīng)濟增長與農(nóng)業(yè)基礎設施水平存在長期均衡關系，它們之間的相互協(xié)調(diào)性對保持農(nóng)村經(jīng)濟持續(xù)增長起重要作用，短期內(nèi)我國農(nóng)業(yè)基礎設施發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長呈現(xiàn)強度較弱的正向交互影響。張迎春（2008）通過分析政府農(nóng)業(yè)投資對其他農(nóng)業(yè)投資的帶動效應得出，政府農(nóng)業(yè)投資對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟本身和總體經(jīng)濟發(fā)展而言都是十分重要和必要的。

學術界雖然對政府農(nóng)業(yè)投資與經(jīng)濟增長關系的研究取得了諸多成果，但結論并不能簡單地一概而論。從總體上看，大多數(shù)研究成果集中在全國層面和個別省級范疇內(nèi)。鑒于省際經(jīng)濟異質(zhì)性和要素稟賦的差異性，本文以遼寧省1980年-2008年數(shù)據(jù)為基礎，利用協(xié)整分析和向量自回歸模型研究方法，系統(tǒng)研究遼寧政府農(nóng)業(yè)投資與經(jīng)濟增長之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系，分析政府農(nóng)業(yè)投資在經(jīng)濟增長的長期以及動態(tài)過程中的作用。研究這些問題并做出一定層面的回答，將有益于遼寧積極調(diào)整政府農(nóng)業(yè)投資結構，進一步優(yōu)化農(nóng)業(yè)資源配置效率，對于制定長遠的政府農(nóng)業(yè)投資政策具有一定的積極意義。

二、政府農(nóng)業(yè)投資與經(jīng)濟增長關系的基本分析

（一）變量選擇和數(shù)據(jù)采集

政府農(nóng)業(yè)投資是指各級財政用于支持農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展的建設性資金投入，包括支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設支出和農(nóng)業(yè)科技三項費用。鑒于政府農(nóng)業(yè)投資中以上三項費用完整的數(shù)據(jù)始于1980年，為保證統(tǒng)計分析口徑的一致性，本文選取自1980年以來的可得數(shù)據(jù)。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長指標采用農(nóng)業(yè)GDP，因為農(nóng)業(yè)GDP是國際公認的反映農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長比較有效的指標，是指第一產(chǎn)業(yè)增加值。本文采用的樣本為遼寧省1980年-2008年的年度數(shù)據(jù)，來源是根據(jù)歷年《遼寧統(tǒng)計年鑒》整理得到。其中，支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設支出和農(nóng)業(yè)科技三項費用三項指標，由于從2007年起不再統(tǒng)計，為保證統(tǒng)計分析的連續(xù)性，2007年和2008年這三項指標的數(shù)據(jù)是通過二次指數(shù)平滑法獲得的。

（二）數(shù)據(jù)處理

為消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象和數(shù)據(jù)存在的劇烈波動，對變量進行對數(shù)變換，變換后不改變原序列的協(xié)整關系，取對數(shù)后的農(nóng)業(yè)GDP、支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設支出和農(nóng)業(yè)科技三項費用序列分別表示為 LNGDP、LNSCSY、LNJJZC 和 LNKJSX。對各對數(shù)序列進行一階差分處理，分別表示為DLNGDP、DLNSCSY、DLNJJZC和 DLNKJSX。

（三）數(shù)據(jù)的基本分析

為了對所研究的數(shù)據(jù)序列的特征初步認識和判斷，采用描述性統(tǒng)計分析方法對各變量對數(shù)序列和一階差分序列進行統(tǒng)計描述，結果見圖1和圖2。

圖1 1980年-2008年各變量對數(shù)序列變動趨勢圖

圖2 1980年-2008年各變量差分對數(shù)序列變動趨勢圖

由圖1可以看出，序列LNGDP、LNSCSY、LNJJZC和LNKJSX在樣本區(qū)間內(nèi)呈現(xiàn)不斷增長的運行趨勢。由圖2可以看出，一階差分序列具有平穩(wěn)性。因此，初步判斷農(nóng)業(yè)GDP與各項政府農(nóng)業(yè)投資之間可能存在協(xié)整關系。

三、政府農(nóng)業(yè)投資與經(jīng)濟增長的協(xié)整分析

政府農(nóng)業(yè)投資與經(jīng)濟增長之間的長期均衡和短期影響分析是基于協(xié)整分析和誤差修正模型框架實現(xiàn)的。

（一）協(xié)整分析理論模型

基于C-D生產(chǎn)函數(shù)理論模型，本文將政府農(nóng)業(yè)投資與經(jīng)濟增長關系的模型構建為：

式中：SCSY——支農(nóng)支出；

JJZC——農(nóng)業(yè)基本建設支出；

KJSX——農(nóng)業(yè)科技三項費用；

L——農(nóng)業(yè)從業(yè)人員。

由于在分析的過程中，勞動力這一解釋變量與其他各變量的運行趨勢差異較大，且變化不顯著。這與改革開放以來我國勞動力數(shù)量已不構成經(jīng)濟增長約束的實際情況基本相符，且與謝海軍（2008）基于面板數(shù)據(jù)對遼寧農(nóng)村經(jīng)濟增長研究得出的勞動力對農(nóng)村經(jīng)濟的影響不顯著的結論相契合。鑒于此，接下來的研究將略去勞動力（L）這一解釋變量。

（二）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

本文采用 ADF（the Augmented Diekey-Fuller）檢驗，判斷各變量時間序列的平穩(wěn)性，檢驗結果如表1所示。

由表1檢驗結果可知，取對數(shù)后的農(nóng)業(yè)GDP、支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設支出和農(nóng)業(yè)科技三項各水平序列均是非平穩(wěn)序列。但經(jīng)過一階差分后均是平穩(wěn)序列，即都是1階單整。因此，可以在此基礎上進行各變量之間的協(xié)整分析。

（三）政府農(nóng)業(yè)投資與經(jīng)濟增長的長期均衡分析

在進行長期均衡分析之前，應進行協(xié)整檢驗以確定各變量之間是否存在協(xié)整關系。協(xié)整檢驗的思想是：盡管兩個或兩個以上的變量序列為非平穩(wěn)序列，但它們的某種線性組合卻呈現(xiàn)穩(wěn)定性，則這兩個或兩個以上的變量之間便存在長期穩(wěn)定關系，即協(xié)整關系。本文選擇Johansen協(xié)整檢驗法檢驗各變量之間是否存在協(xié)整關系。以經(jīng)濟學解釋為指導，結合統(tǒng)計學標準，本文采用序列有均值、協(xié)整方程有截距的檢驗形式，即

協(xié)整檢驗首先要確定合理的滯后階數(shù)以保證統(tǒng)計上的可信度，本文根據(jù)AIC和SC信息量取值最小的原則確定模型的滯后階數(shù)為1，協(xié)整關系檢驗結果見表2所示。

由表2協(xié)整檢驗結果表明，在1982年-2008年樣本區(qū)間內(nèi)，LNGDP、LNSCSY、LNKJSX 和 LNJJZC之間存在唯一的協(xié)整關系，殘差序列是平穩(wěn)序列，進一步驗證了協(xié)整關系的正確性，長期均衡方程如下：

上述協(xié)整方程表明，從長期來看，支農(nóng)支出的產(chǎn)出彈性為正，且最為顯著，其每增加1個單位將引起農(nóng)業(yè)GDP增加1.25個單位；農(nóng)業(yè)科技三項費用的產(chǎn)出彈性也為正，但產(chǎn)出彈性較小，其每增加1個單位將引起農(nóng)業(yè)GDP增長0.21個單位；農(nóng)業(yè)基本建設支出產(chǎn)出彈性系數(shù)為負。

（四）基于誤差修正模型的政府農(nóng)業(yè)投資對經(jīng)濟增長的短期影響分析

根據(jù)Granger表述定理，如果變量X和Y是協(xié)整的，則它們之間的短期非均衡關系總能表述為一個誤差修正模型，即

式中：ecmt-1——非均衡誤差項或者說成是長期均衡偏差項；

λ——短期調(diào)整參數(shù)。

為了考察政府農(nóng)業(yè)投資對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長短期非均衡的影響，建立誤差修正模型，估計結果為：

誤差修正模型中的ECM的系數(shù)，即短期調(diào)整參數(shù)為-0.51868，t值為-5.29699，顯著為負。該結果表明，存在一個誤差修正項，使GDP在短期內(nèi)的波動以5.19%的速度從反向使其向長期均衡狀態(tài)調(diào)整。

四、政府農(nóng)業(yè)投資對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響分析

（一）VAR模型的構建

最一般的VAR（p）模型的數(shù)學表達式為：

式中：Yt——k維內(nèi)生列向量；

Xt——d維外生變量列向量；

p——滯后階數(shù)；

T——樣本的個數(shù)；

H——待估的系數(shù)矩陣，k×k維矩陣Φ1，Φ2，…，Φp和k×d維矩陣；

εt——k維隨機擾動列向量，εt滿足高斯假設條件。

由上述協(xié)整檢驗可知，LNGDP、LNSCSY、LNKJSX和LNJJZC之間存在協(xié)整關系，可建立VAR模型來研究政府農(nóng)業(yè)投資對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響。根據(jù)AIC和SC最小的準則，可以確定該模型的最優(yōu)滯后期數(shù)為 1，建立 VAR（1）模型，此時 AIC值為 -3.468148，SC值為-2.516574。模型4個方程的F統(tǒng)計量均遠大于臨界值，調(diào)整的R2分別為：0.994074、0.990143、0.969457和0.955309，擬合效果較好。參數(shù)估計結果見表3所示。

由表3參數(shù)估計結果表明，GDP受上一期GDP和支農(nóng)支出的變化影響較大，且均為正相關；農(nóng)業(yè)科技三項費用的增加也會帶來經(jīng)濟增長，但作用程度較弱；農(nóng)業(yè)基本建設支出的增加會給下一期的經(jīng)濟增長帶來負效應。這說明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的較高基礎和支農(nóng)支出的增加對下一期經(jīng)濟增長具有顯著作用。

（二）Granger因果關系檢驗

政府農(nóng)業(yè)投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間是否構成因果關系，還需Granger因果關系檢驗解決該問題。Granger（1969）因果關系檢驗的數(shù)學模型為：

式中：p、q——y、x的滯后階數(shù)。

由于該檢驗對滯后期的選擇極為敏感，本文根據(jù)AIC和SC準則選取滯后期，檢驗結果見表4所示。

由上述檢驗結果可見，在5%的顯著性水平上，LNSCSY是LNGDP的Granger原因；LNGDP是LNJJZC和LNKJSX的格蘭杰原因；LNSCSY是LNJJZC和LNKJSX的格蘭杰原因。說明支農(nóng)支出拉動了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，且經(jīng)濟增長帶動了農(nóng)業(yè)基本建設支出和科技三項投入的增長。同時，支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)基本建設支出和科技三項投入也存在著一種推進的作用。

五、結論及啟示

根據(jù)以上實證分析，可以得到以下幾點基本結論及啟示：

1.支農(nóng)支出總量擴大和結構優(yōu)化是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的關鍵。支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間存在著長期均衡關系，其對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的正向效應顯著。這可能是因為支援生產(chǎn)支出包括小型農(nóng)田水利和水土保持補助費、支援農(nóng)村合作生產(chǎn)組織資金、農(nóng)村農(nóng)技推廣和植保補助費、農(nóng)村水產(chǎn)補助費、農(nóng)村草場和畜禽保護補助費、農(nóng)村造林和林木保護補助費等。遼寧“十五”期間推進農(nóng)林牧漁業(yè)結構調(diào)整，提高林牧漁業(yè)比重，充分發(fā)揮了各項支援生產(chǎn)支出的貢獻，促進了農(nóng)林牧副漁業(yè)生產(chǎn)全面發(fā)展。另外，農(nóng)林牧副漁事業(yè)費也并非單純用于人員供養(yǎng)的工資性支出，而是包含各農(nóng)口事業(yè)單位的技術推廣、良種推廣（示范）、水質(zhì)監(jiān)測、勘探設計、干部訓練和農(nóng)業(yè)單位人員機構經(jīng)費與農(nóng)業(yè)事業(yè)專項經(jīng)費等方面。由于農(nóng)業(yè)技術推廣和良種推廣能顯著增加農(nóng)作物的產(chǎn)出，加之這種示范作用對農(nóng)民生產(chǎn)積極性具有積極的帶動作用。因此，該項支出的產(chǎn)出彈性較高。目前，盡管遼寧支農(nóng)支出占政府農(nóng)業(yè)投資的比重約為78%，但支農(nóng)支出占財政支出的比重卻呈逐年下降趨勢。鑒于此，應進一步擴大支農(nóng)支出投入的總量，優(yōu)化支農(nóng)支出結構，加強對小型農(nóng)田水利、支援農(nóng)村合作、農(nóng)村農(nóng)技推廣、良種推廣（示范）等方面專項資金的投入，并嚴格控制人員經(jīng)費增長。

2.科技三項投入應加強計劃和管理以提高資金使用效率。科技三項投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間已形成長期均衡機制，其對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長也具有正向影響作用，但產(chǎn)出彈性較小。這可能是因為科技三項支出主要指各項農(nóng)業(yè)科研的新產(chǎn)品試驗費、中間試驗費、重要科學研究補助費。該項資金盡管自1980年有較快增長，但總體投入份額較低，且項目分散，加之管理部門多元，難以集中有限的資金，使之發(fā)揮更大的效益，延緩了科技成果產(chǎn)業(yè)化的進程。這說明遼寧農(nóng)業(yè)尚未步入內(nèi)涵式增長的道路。目前，遼寧用于農(nóng)業(yè)科技的投資占農(nóng)業(yè)GDP的比重不足0.15%，低于發(fā)展中國家平均為0.7%的水平，更遠低于發(fā)達國家的2.37%的水平。因此，長期投入不足形成的“瓶頸”、投入效率低下、監(jiān)管不力、項目分散，尤其是科研成果轉化率低等問題是造成貢獻率低的主要原因。今后應進一步加大對科技三項的投入，加強計劃和管理體制，突出重點，注重實效，提高資金的使用效益。

3.農(nóng)業(yè)基本建設投資應建立穩(wěn)定增長的長效機制。農(nóng)業(yè)基本建設投資對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長尚未形成一種長效均衡機制，且其產(chǎn)出彈性為負。這可能是因為農(nóng)業(yè)基本建設資金主要用于農(nóng)業(yè)、林業(yè)、水利、氣象等行業(yè)的重大基礎設施建設，一般耗資大，建設周期長，從經(jīng)費劃撥到項目投入、實現(xiàn)產(chǎn)出需要較長的周期。加之，大型農(nóng)業(yè)基礎設施具有較強的外溢性、擁擠效應和公共物品屬性，其主要是彌補市場失靈、提供公共服務和改善民生，并不能單純考慮產(chǎn)出的經(jīng)濟效應。近年來，雖然政府農(nóng)業(yè)投資規(guī)模逐年增長，但農(nóng)業(yè)基本建設投資波動較大，尚未形成長期穩(wěn)定增長的機制。從加強農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力建設、提高農(nóng)業(yè)抗御自然災害水平、促進農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的高度出發(fā)，應切實提高農(nóng)業(yè)基本建設投資，建立穩(wěn)定增長的長效機制。

〔1〕（美）舒爾茨著.梁立民譯.改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)[M].北京：商務印書館，2006.

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