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        遼寧政府農(nóng)業(yè)投資與經(jīng)濟增長協(xié)整效應研究——基于向量自回歸模型的分析

        2011-06-04 03:54:30王欣蘭閆宇光劉艷春
        地方財政研究 2011年10期
        關(guān)鍵詞:支農(nóng)協(xié)整檢驗

        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(jié)構(gòu),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(guān)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(jié)論。一種觀點認為,政府通過基礎(chǔ)設(shè)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(chǔ)設(shè)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(guān)系,結(jié)果表明經(jīng)濟增長和政府支出比例負相關(guān)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(chǔ)設(shè)施領(lǐng)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(chǔ)設(shè)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(chǔ),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(chǔ)設(shè)施發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間的動態(tài)相關(guān)性。結(jié)果表明,農(nóng)村經(jīng)濟增長與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施水平存在長期均衡關(guān)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(chǔ)設(shè)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(shù)界雖然對政府農(nóng)業(yè)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究取得了諸多成果,但結(jié)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(chǔ),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(guān)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(jié)構(gòu),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(guān)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(shè)性資金投入,包括支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)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(shè)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(guān)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(shè)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(jié)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(guān)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(guān)系的模型構(gòu)建為:

        式中:SCSY——支農(nóng)支出;

        JJZC——農(nóng)業(yè)基本建設(shè)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(gòu)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(jié)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(jié)果如表1所示。

        由表1檢驗結(jié)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(shè)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(chǔ)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(guān)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(guān)系,即協(xié)整關(guān)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(guān)系。以經(jīng)濟學解釋為指導,結(jié)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(guān)系檢驗結(jié)果見表2所示。

        由表2協(xié)整檢驗結(jié)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(guān)系,殘差序列是平穩(wěn)序列,進一步驗證了協(xié)整關(guān)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(shè)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(guān)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(jié)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(jié)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(gòu)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(shè)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(guān)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(jié)果見表3所示。

        由表3參數(shù)估計結(jié)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(guān);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(shè)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(chǔ)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(guān)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(gòu)成因果關(guān)系,還需Granger因果關(guān)系檢驗解決該問題。Granger(1969)因果關(guān)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(jié)果見表4所示。

        由上述檢驗結(jié)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(shè)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(shè)支出和科技三項投入也存在著一種推進的作用。

        五、結(jié)論及啟示

        根據(jù)以上實證分析,可以得到以下幾點基本結(jié)論及啟示:

        1.支農(nóng)支出總量擴大和結(jié)構(gòu)優(yōu)化是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的關(guān)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(guān)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(jié)構(gòu)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(shù)推廣、良種推廣(示范)、水質(zhì)監(jiān)測、勘探設(shè)計、干部訓練和農(nóng)業(yè)單位人員機構(gòu)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(shù)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(jié)構(gòu),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??萍既椡度肱c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(zhuǎn)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(shè)投資應建立穩(wěn)定增長的長效機制。農(nóng)業(yè)基本建設(shè)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(shè)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(chǔ)設(shè)施建設(shè),一般耗資大,建設(shè)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(chǔ)設(shè)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(shè)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(shè)、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(shè)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.

        〔2〕Barro,R.J.Government Spending in a Simple Model of Endogenous Growth[J].Journal of Political Economy,1990.

        〔3〕樊勝根,張林秀,張曉波.中國農(nóng)村公共投資在農(nóng)村增長和反貧困中的作用[J].華南農(nóng)業(yè)大學學報(社會科學版),2002(1).

        〔4〕錢克明.中國“綠箱政策”的支持結(jié)構(gòu)與效率[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題,2003(1).

        〔5〕劉倫武.農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系[J].財經(jīng)科學,2006(10).

        〔6〕張迎春.我國政府農(nóng)業(yè)投資對其他農(nóng)業(yè)投資的帶動效應分析[J].農(nóng)村經(jīng)濟,2008(10).

        〔7〕謝海軍等.農(nóng)村經(jīng)濟增長的面板數(shù)據(jù)模型分析[J].統(tǒng)計與決策,2008(17).

        〔8〕高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建?!狤views應用及實例[M].北京:清華大學出版社,2009.

        〔9〕易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews應用[M].北京:中國人民大學出版社,2008.

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