[摘 要]水利是國民經濟的基礎產業(yè)和基礎設施，是農業(yè)的命脈。農田水利設施薄弱是當前農業(yè)農村發(fā)展面臨的突出問題之一。2011年中央一號文件《中共中央國務院關于加快水利改革發(fā)展的決定》表明國家對水利投入問題的高度重視。本文運用計量經濟學方法對廣東水利基礎設施建設與農業(yè)經濟增長進行格蘭杰因果檢驗，實證分析了廣東水利基礎設施建設投入對農業(yè)經濟增長的作用。研究結果表明：廣東水利基礎設施建設和農業(yè)經濟增長之間具有雙向格蘭杰因果關系，廣東水利基礎設施建設對農業(yè)經濟增長具有顯著影響。

[關鍵詞]水利投入 農業(yè)經濟 格蘭杰因果檢驗

一、引言

現(xiàn)階段我國農業(yè)經濟發(fā)展面臨諸多問題，農村水利設施薄弱是影響我國農業(yè)生產的一個突出問題。目前，農村水利公共設施的建設嚴重滯后于社會經濟發(fā)展，設備陳舊老化嚴重，特別是農村水利工程的防洪除澇能力不高，農村灌溉渠系水利用系數(shù)較低，農村居民飲用水問題沒有得到根本解決，生活和生產污染嚴重，農村水利科技含量仍然較低，農田水利工程經營機制沒有達到良性運行目標，農戶參與農村水利公共設施的投資、建設和維護的利益驅動小，農民對農村水利公共設施的需求表達機制嚴重缺乏。對廣東而言，廣東是洪澇災害發(fā)生頻繁的省份，防洪減災始終是現(xiàn)代水利的重點。

許多學者對水利投入與農業(yè)經濟增長之間的互動關系進行研究。陸菊春、王才君等(2002)分別采用乘數(shù)理論 、彈性模型等定量地驗證了水利投入在促進農村經濟增長和擴大就業(yè)機會方面的作用。顧強生(1999)根據(jù)計量經濟分析理論建立了水利投入與社會經濟聯(lián)動和互動關系模型，模擬結果表明工農業(yè)總產值、農村人均收入同群眾投勞和水利投資均有很強的關聯(lián)性和依賴關系，水利投入對區(qū)域經濟特別是農業(yè)經濟產出具有重要影響。李遠華(2006)等重點分析了農村稅費改革后及新農村建設時期水利投入，特別是農村水利投入與農村經濟發(fā)展的互動關系等 。楊振、牛叔文(2007)等應用彈性與脈沖響應分析表明水利投入對農村經濟發(fā)展的拉動作用存在一定的滯后效應，后續(xù)投入對這種拉動作用具有重要意義。

以上研究為水利利基礎設施建設投入的宏觀發(fā)展作用提供了科學合理的依據(jù)。本文選取南方豐水地區(qū)廣東為研究對象，運用計量經濟學方法，對廣東水利基礎設施建設與農業(yè)經濟增長的內在關系進行了定量分析。

二、實證分析和檢驗

廣東省水力資源十分豐富，理論蘊藏量 1 125 萬 kW，可開發(fā)利用量為666萬 kW，地處珠江流域下游，洪水峰高量大，洪災損失的高風險區(qū)集中在北江、東江下游、西江下游和珠江三角洲地區(qū)。

從表1可知，1990年~2005年廣東水利基礎建設投入一直呈現(xiàn)出增長態(tài)勢，跟農林牧漁業(yè)總產值的增長態(tài)勢基本保持一致。

廣東省農村主要分布在山區(qū)，經常受到水澇和干旱的雙重影響，水利基礎設施仍然薄弱，抵御農業(yè)自然災害能力不強。本文運用計量經濟學方法對水利投入與農業(yè)經濟發(fā)展關系的研究有助于政府為水利基礎設施發(fā)展決策提供科學合理依據(jù)。

廣東水利基礎設施建設與農業(yè)經濟增長具有同向增長趨勢，為揭示這兩個變量之間的內在聯(lián)系，本文運用格蘭杰(Granger)因果檢驗法進行分析。

1.數(shù)據(jù)和變量選取

首先對水利基礎設施建設變量進行選擇。根據(jù)數(shù)據(jù)資料的可得性及數(shù)據(jù)連續(xù)性，本文選用的數(shù)據(jù)取自《廣東農村統(tǒng)計年鑒》1990年～2005 年的“廣東水利基建投資”(用變量SI表示)，農業(yè)經濟增長變量 AGDP 的數(shù)據(jù)取自上述年鑒中的“農林牧漁業(yè)總產值”，以貨幣形式表現(xiàn)的農、林、牧、漁業(yè)全部產品的總量，反映了一定時期內農業(yè)生產的總規(guī)模和總成果。同時為了消除時間序列中存在的異方差和數(shù)據(jù)的劇烈波動現(xiàn)象 ，對各變量進行自然對數(shù)變換，分別用LNAGDP 、LNSI表示。

2.格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果檢驗法是從統(tǒng)計上對兩個變量之間的因果關系進行檢驗，其基本思想是如果X是 Y 變化的原因，則 X 的變化應該發(fā)生在 Y 變化之前；如果 X 是引起 Y 變化的原因，則 X 應該有助于預測 Y ，即在 Y 關于 Y 滯后變量的回歸中添加 X 的滯后變量后作為獨立的解釋變量應該能顯著地增加回歸模型的解釋能力，此時稱 X 為 Y 的 Granger 原因。如果添加 X的滯后變量后沒有顯著增加回歸模型的解釋能力，則稱 X 不是 Y 的 Granger 原因。

格蘭杰因果檢驗的前提是時間序列具有平穩(wěn)性，或非平穩(wěn)序列存在協(xié)整關系。因此，首先本文應用 Eviews5.0 軟件分別對LNSI 和LNAGDP時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗。檢驗結果如下

由表 2 可知，序列LNSI和LNAGDP在95%的顯著水平均能拒絕單位根假設 ，說明它們都是平穩(wěn)的。進一步通過協(xié)整檢驗可得，LNSI和LNAGDP之間分別存在協(xié)整關系，說明水利基礎設施建設投資和有效灌溉面積都與農林牧漁業(yè)總產值之間存在長期穩(wěn)定關系。運用 Eviews5.0 計量經濟軟件對它們進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果如下：

檢驗結果表明：在 90%顯著水平上，序列 LNGS和LNAGDP存在互為因果的內在關系。也就是表明，水利基礎設施建設投入的增長對農業(yè)經濟增長具有長期增長效應，有力推動了農業(yè)經濟的發(fā)展；農業(yè)經濟增長提高了對水利基礎設施的新需求和提供資金來源，促進水利投入的增加。

3.水利投入對農業(yè)經濟增長的貢獻分析

基于上述格蘭杰因果關系檢驗結果，下面進一步分析水利基礎設施對農業(yè)經濟增長的作用。建立對數(shù)線性回歸模型如下：

log(AGDP) =β0 +β1log(SI) +μ (1)

在模型(1)中，被解釋變量 AGDP代表農林牧漁業(yè)總產值，解釋變量 SI代表水利基礎設施建設投入，μ是隨機誤差項，β0 、β1 是待估參數(shù)。β1 作為彈性系數(shù)，反映了水利投入對農業(yè)經濟增長的影響程度。估計結果如下：

LNAGDP = 5.787 + 0.4744*LNSI （2）

32.3*** 8.35***

R2 = 0.8327 D.W = 1.125 F =69.70 ***表示通過1%顯著性水平檢驗

回歸方程式(2)測算了水利基礎設施對廣東農業(yè)經濟增長的影響程度。方程總體顯著性好，擬合優(yōu)度較好，說明水利基礎設施對農林牧漁業(yè)總產值具有整體上的解釋意義。SI的回歸系數(shù)分別通過了1%的顯著性檢驗 ，表明兩個水利基礎設施指標存量對廣東農業(yè)經濟增長的影響從計量分析上來說是顯著的。另外，根據(jù)回歸系數(shù)我們發(fā)現(xiàn)，水利基礎設施建設投入每增加 1 %，農林牧漁業(yè)總產值將增長 0.47 %；這一分析結論表明：加強水利基礎設施建設力度對廣東農業(yè)經濟持續(xù)穩(wěn)定增長具有顯著的經濟效益。

三、結論及進一步討論的問題

本文運用計量經濟學方法，通過格蘭杰因果檢驗法和計量對數(shù)模型回歸分析對廣東水利基礎設施與農業(yè)經濟增長之間的內在關系進行了實證分析，結果表明：

1.廣東水利基礎設施建設和農業(yè)經濟增長之間存在著協(xié)整關系，也就是說，它們之間存在著長期均衡穩(wěn)定關系。

2.廣東水利基礎設施的投入和廣東農業(yè)經濟增長互為格蘭杰因果關系，增加水利基礎設施的投入對農業(yè)經濟增長具有長期性和滯后效益，有利于推動農業(yè)經濟長期穩(wěn)定發(fā)展。

3.廣東水利基礎設施對廣東農業(yè)經濟增長具有統(tǒng)計上的顯著性影響 ，計量結果表明，水利基礎設施建設投入每增加 1 %，農林牧漁業(yè)總產值的增長將達到 0.47 %。因此，加強水利基礎設施建設是促進廣東農業(yè)經濟發(fā)展的重要途徑。

本文的研究對當前加快水利基礎設施建設具有一定的指導作用，但是研究不夠深入，對于水利對農業(yè)經濟發(fā)展影響的具體機制等有待進一步研究。

參考文獻：

[1]陳艷.加強小水電管理推動廣東水利經濟發(fā)展[J].廣東水利水電，2002年第4期

[2]劉欣.農村水利公共設施的供給與需求分析[J].中國農村水利水電，2007 年第 7 期

[3]施國慶，龐進武，王友貞.水利工程建設與農民收入相關性分析[J].中國農村經濟

[4]杜威漩.中國農業(yè)水利基建投資的實證研究[J].農業(yè)技術經濟，2005 年第 3 期

[5]李粵安.論廣東水利的可持續(xù)發(fā)展[J].廣東水利水電

[6]楊振，牛叔文，王志鋒，劉會敏.水利投入對旱區(qū)農村經濟發(fā)展的影響評估[J].農業(yè)科學研究，2007年3月