華 堅(jiān),曹茜茜

(河海大學(xué)商學(xué)院,江蘇 南京 211100)

農(nóng)業(yè)的基礎(chǔ)地位能否加強(qiáng)、公共事業(yè)發(fā)展的重點(diǎn)能否切實(shí)向農(nóng)村傾斜已經(jīng)成為衡量城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的關(guān)鍵問題。因此要大力引導(dǎo)資金、技術(shù)、人才等公共資源流向農(nóng)村,促進(jìn)城鄉(xiāng)公共服務(wù)的均等化。另一方面,農(nóng)村水利是農(nóng)業(yè)的命脈,農(nóng)村水利基礎(chǔ)設(shè)施直接關(guān)系到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的優(yōu)劣,是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營活動的物質(zhì)載體,制約著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。開展農(nóng)村水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),是改善農(nóng)村生產(chǎn)條件的重要手段,是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)建設(shè)的關(guān)鍵環(huán)節(jié),關(guān)系到農(nóng)業(yè)的興衰[1]。2011年中央一號文件《中共中央國務(wù)院關(guān)于加快水利改革發(fā)展的決定》是中央首個以水利建設(shè)為主題的綜合性政策文件。該文件把水利建設(shè)作為基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的優(yōu)先領(lǐng)域,把農(nóng)田水利作為農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的重點(diǎn)任務(wù)，要求從土地出讓收益中提取10%用于農(nóng)村水利建設(shè)。此文件的頒布體現(xiàn)了黨和政府對農(nóng)村水利基礎(chǔ)建設(shè)的重視程度不斷提高。

農(nóng)村水利基礎(chǔ)建設(shè)領(lǐng)域最早的研究,主要針對農(nóng)村水利基礎(chǔ)建設(shè)的現(xiàn)狀、籌融資及制度建設(shè)等進(jìn)行定性的分析,定量地分析農(nóng)村水利經(jīng)濟(jì)效益的研究偏少[2-4]。近年來,越來越多的學(xué)者開始從不同的角度對農(nóng)村水利建設(shè)與國民經(jīng)濟(jì)或農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的關(guān)系進(jìn)行了研究。陳文科[5]等人研究發(fā)現(xiàn)中國農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展滯后是可持續(xù)發(fā)展的制約因素;杜威漩[6]運(yùn)用雙對數(shù)模型對1981—2001年中國農(nóng)業(yè)水利基建投資與國民經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展水平之間的相互關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究,研究表明中國農(nóng)業(yè)水利基建投資與GDP之間具有高度的相關(guān)性;馬林靖[7]采用倍差分析的實(shí)證研究方法對農(nóng)村灌溉設(shè)施投資的效果進(jìn)行了評估,研究表明灌溉項(xiàng)目的投資對項(xiàng)目村的畝均農(nóng)業(yè)收入具有一定的正向作用。上述研究成果為農(nóng)村水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與國民經(jīng)濟(jì)關(guān)系研究提供了科學(xué)合理的依據(jù),但是大多是針對全國或是某個特定的區(qū)域進(jìn)行研究,從區(qū)域比較的角度進(jìn)行研究的學(xué)者不多。我國各個地區(qū)的資源稟賦、經(jīng)濟(jì)條件和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)存在明顯的差異,使得各個地區(qū)水利建設(shè)的效益有所不同[7],因此基于地區(qū)差異的視角研究農(nóng)村水利基礎(chǔ)設(shè)施投入和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系具有很強(qiáng)的可行性和必要性。郭唐兵等[8]將農(nóng)田水利建設(shè)水平概括為農(nóng)田排灌系統(tǒng)、截留提水設(shè)施建設(shè)和水土保持三類,從地區(qū)差距的角度對農(nóng)村水利基礎(chǔ)建設(shè)水平和經(jīng)濟(jì)的關(guān)系進(jìn)行了探討,但是在農(nóng)村水利基建投入方面沒有進(jìn)行詳細(xì)的研究。筆者在上述研究的基礎(chǔ)上,利用1999—2010年我國省際面板數(shù)據(jù),采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì),對我國農(nóng)村水利基建投入與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系及其區(qū)域差異性進(jìn)行研究。

1 農(nóng)村水利基礎(chǔ)建設(shè)投入的基本特征

1.1 農(nóng)村水利基礎(chǔ)建設(shè)投入總量的變化趨勢

為了分析我國農(nóng)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(nóng)業(yè)基建投資的比重和農(nóng)村水利基建投入占GDP的比重兩個指標(biāo)進(jìn)行衡量。前者反映了農(nóng)村水利在基礎(chǔ)建設(shè)中重要程度與趨勢,后者反映了農(nóng)村水利基礎(chǔ)建設(shè)投入對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率的變化趨勢,結(jié)果詳見圖1、圖2?！熬盼濉币郧暗臄?shù)據(jù)來源于2000—2011年《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》,“十五”與“十一五”的數(shù)據(jù)根據(jù)《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國水利公報(bào)》相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算而得。

圖1 我國各“五年規(guī)劃”時期水利基建投資占農(nóng)業(yè)基建投資比重

圖2 我國各“五年規(guī)劃”時期農(nóng)村水利基建投資占GDP比重

從水利基建投資占農(nóng)業(yè)基建投資的比重來看,呈現(xiàn)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(xù)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(nóng)村水利基建投資在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)建設(shè)投資中的比重較不穩(wěn)定,農(nóng)村水利基建投入增長的穩(wěn)定性較差,缺乏長效增長的機(jī)制。這與趙珊[9]在2007年的研究得出的結(jié)論相同。從農(nóng)村水利基建投資占GDP比重來看,這一比重整體上呈現(xiàn)下降的趨勢,僅在“九五”以后呈現(xiàn)微弱的上升趨勢。水利與通信、能源、交通行業(yè)等行業(yè)相比,其基建投資占GDP的比重一直比較低[10]。各行業(yè)的均衡發(fā)展才能促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的健康均衡發(fā)展,因而增加農(nóng)村水利基建投入已經(jīng)到了勢在必行的地步。

1.2 農(nóng)村水利基礎(chǔ)建設(shè)投資主體分析

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

圖3 農(nóng)村水利基建投入資金來源結(jié)構(gòu)比例

另一方面,從1999—2005年非農(nóng)戶農(nóng)村水利基建投入的數(shù)據(jù)來看,事業(yè)單位的投入大大超過企業(yè)單位的投入,反映了1999—2005年農(nóng)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(jié)論一致。為了進(jìn)一步分析近年來我國農(nóng)村水利基建投入主體的狀況,筆者利用雙對數(shù)模型對1999—2010年農(nóng)村水利基建投資與國家財(cái)政支出之間的相關(guān)性進(jìn)行分析,得到以下的模型:

(1)

式中：Y為農(nóng)村水利基建投資總額；X為財(cái)政支出額。

回歸結(jié)果表明,1999—2010年農(nóng)村水利基建投資與國家財(cái)政支出之間存在較強(qiáng)的長期正向線性相關(guān)性。這表明,我國農(nóng)村水利基建投入仍以政府投資為主。

2 理論模型與實(shí)證研究

2.1 理論模型及數(shù)據(jù)來源

新古典內(nèi)生增長理論認(rèn)為,一國的經(jīng)濟(jì)增長可以表示為物質(zhì)資本和人力資本不變規(guī)模報(bào)酬的Cobb-Douglas(簡稱C-D)生產(chǎn)函數(shù),其基本表達(dá)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(nóng)業(yè)產(chǎn)出的重要因素,在引入農(nóng)村水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)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(qū)域在t時刻的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平;Ai(t)為i區(qū)域在t時刻的綜合生產(chǎn)力;Li(t)為i區(qū)域在t時刻農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的勞動力,這里的勞動力不僅包括勞動力數(shù)量,還包括勞動力的質(zhì)量;Ki(t)為i區(qū)域在t時刻農(nóng)村水利固定資產(chǎn)的投入量;Si(t)為i區(qū)域在t時刻的土地面積;Wi(t)為i區(qū)域在t時刻農(nóng)村水利基建投入量;α,β,γ,δ分別為各個要素的投入產(chǎn)出彈性系數(shù)。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(shù),得到以下的線性模型:

(4)

本文用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值來代表農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平,這里的農(nóng)業(yè)是狹義的農(nóng)業(yè),即種植業(yè),為了消除通貨膨脹因素的影響,利用以1998年為基期的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)對變量進(jìn)行平減處理;勞動力數(shù)量用第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)來代表。勞動力質(zhì)量借鑒周曉等[11]的方法,將文盲、小學(xué)、初中、高中、中專、大學(xué)以上5個文化等級分別設(shè)為1、1.07、1.254、1.308、1.634的權(quán)重,然后與不同等級的人數(shù)進(jìn)行加權(quán)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(nóng)業(yè)產(chǎn)出的投入,用農(nóng)用機(jī)械總動力來代表固定資本對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的投入;土地面積用糧食播種面積來代表;由于數(shù)據(jù)來源的限制,借鑒張秀蓮等[13]的方法,用各地區(qū)農(nóng)村水利固定資產(chǎn)投入量代表農(nóng)村水利基建投入水平(表1)。

表2 東部地區(qū)單位根檢驗(yàn)表

注:括號內(nèi)為概率值,括號外為統(tǒng)計(jì)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(shè)。

鑒于數(shù)據(jù)的可得性和統(tǒng)計(jì)口徑變化的限制,本文的時間跨度為1999—2010年。其中,農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》;各地區(qū)勞動力文化狀況、農(nóng)用機(jī)械總動力、化肥施用量、糧食播種面積和農(nóng)村水利固定資產(chǎn)投入量的數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。對于存在的數(shù)據(jù)缺損的情形,采用移動平均的方法加以補(bǔ)全。

表1 主要變量一覽表

2.2 實(shí)證研究

現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究表明,面板數(shù)據(jù)模型結(jié)合了時間序列數(shù)據(jù)和截面數(shù)據(jù)的優(yōu)點(diǎn),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(guī)律。采用面板數(shù)據(jù)進(jìn)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(shù)據(jù)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(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型來分析我國農(nóng)村水利基建投入對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的影響。

2.2.1 實(shí)證結(jié)果與檢驗(yàn)

由于非平穩(wěn)的變量進(jìn)行回歸的時候通常會產(chǎn)生虛假回歸的問題,因而首先對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),即單位根檢驗(yàn)。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性,利用Eviews 6.0的軟件,并采用LLC、Breitung、ADF和PP 4種方式進(jìn)行檢驗(yàn),其中LLC、Breitung方法適用于同質(zhì)單位根檢驗(yàn),ADF、PP方法適用于異質(zhì)單位根的檢驗(yàn)。由表2可見,除了東部地區(qū)的ln(E)在Breitung檢驗(yàn)下沒有能拒絕原假設(shè)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(shè),因此可以判斷各變量是平穩(wěn)序列。中部和西部地區(qū)也得出了相似的結(jié)論,由于篇幅限制,不一一贅述。

由于數(shù)據(jù)序列平穩(wěn),因而可以進(jìn)行模型的構(gòu)建。面板數(shù)據(jù)有3種常見的模型形式:混合效應(yīng)模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。為了確定使用何種模型,首先進(jìn)行F檢驗(yàn)和H檢驗(yàn)。F統(tǒng)計(jì)量用于檢驗(yàn)應(yīng)該建立混合效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。H檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)應(yīng)該建立隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型,模型的檢驗(yàn)均由Eviews 6.0軟件實(shí)現(xiàn),結(jié)果詳見表3和表4。由表3可知,F檢驗(yàn)相應(yīng)的P值小于0.05,應(yīng)該推翻原假設(shè),建立固定效應(yīng)模型。由表5,H檢驗(yàn)相應(yīng)的P值小于0.05,因而推翻原假設(shè),建立固定效應(yīng)模型。綜合以上的分析,針對我國農(nóng)村水利基建投入和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)之間關(guān)系應(yīng)該建立固定效應(yīng)模型。

表3 F檢驗(yàn)的結(jié)果

表4 H檢驗(yàn)的結(jié)果

表6 東中西部地區(qū)固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果

注:括號內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量的相伴概率,括號外為t統(tǒng)計(jì)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(shè)。

回歸結(jié)果顯示,代表勞動力數(shù)量的變量并未通過顯著性檢驗(yàn),因而將該變量剔除后重新進(jìn)行方程估計(jì)。表5是剔除勞動力數(shù)量因素后模型估計(jì)的最終結(jié)果,結(jié)果顯示調(diào)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(tǒng)計(jì)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(shè),回歸模型整體顯著。①耕地面積對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的推動作用最大,因此要嚴(yán)格保護(hù)耕地,防止非法侵占農(nóng)業(yè)用地。②資本投入對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的推動作用排名第二,這與我們的直覺相符,因?yàn)槲覈r(nóng)業(yè)的原始積累不足,目前資本的邊際生產(chǎn)力處于遞增的階段。③農(nóng)村水利基建投入對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響也較大,彈性系數(shù)約為0.39,表明農(nóng)村水利基建投入每增加1%,農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加0.39%。④代表勞動力素質(zhì)的變量的系數(shù)為0.015 299,影響效力較小。產(chǎn)生這樣的結(jié)果,一方面是由于近年來農(nóng)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(yè),導(dǎo)致農(nóng)村勞動力的流失,進(jìn)而導(dǎo)致回歸分析結(jié)果產(chǎn)生一定的偏差。另一方面是因?yàn)檗r(nóng)村勞動力素質(zhì)的提高對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的推動作用具有一定的滯后性,不會立刻在農(nóng)業(yè)產(chǎn)出中反映出來。

表5 全國固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果

2.2.2 不同地區(qū)面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果

為了進(jìn)一步從地區(qū)差異的視角揭示農(nóng)業(yè)基建投入對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的影響,筆者將全國分為東、中、西3個區(qū)域進(jìn)行分類研究(表6)。關(guān)于區(qū)域的劃分,采用國家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)口徑。東部地區(qū)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(qū)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(qū)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(nèi)蒙古12個省區(qū)市。①東、中、西3個區(qū)域模型調(diào)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(tǒng)計(jì)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(shè),3個回歸模型均整體顯著。②農(nóng)村水利基建投入與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)同步增長的態(tài)勢,對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的影響較為顯著。從地區(qū)差別的角度看,東部地區(qū)的影響力>中部地區(qū)的影響力>西部地區(qū)的影響力。這主要是由于東部地區(qū)自然條件和經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)好,有利于提高農(nóng)村水利基建投入的資金使用效率,從而充分發(fā)揮農(nóng)村水利基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)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(nóng)用機(jī)械總動力對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的影響均未通過檢驗(yàn),中部地區(qū)呈現(xiàn)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(yàn),并且彈性系數(shù)從大到小排列為:西部>中部>東部。這主要由于西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)主要以畜牧業(yè)和自然條件相對惡劣的灌溉農(nóng)業(yè)為主,對生產(chǎn)性農(nóng)業(yè)的資本投入能顯著提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平。④東中西部代表土地面積的變量都通過了t檢驗(yàn),東部地區(qū)的彈性系數(shù)小于中西部地區(qū)。這主要是因?yàn)?近年來東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)已由原先的粗放式生產(chǎn)向集約型生產(chǎn)轉(zhuǎn)變,科技投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的影響力日益提高,因而耕作面積的擴(kuò)大并不能很好地推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的提升。

3 結(jié)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(yīng)的面板模型,對我國農(nóng)村水利基礎(chǔ)建設(shè)投入對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的影響進(jìn)行了實(shí)證分析,得出以下結(jié)論:①農(nóng)村水利基礎(chǔ)設(shè)施投入總量偏低,且增速緩慢;②農(nóng)村水利基建投入以政府投入為主,投資主體較為單一;③農(nóng)村水利基礎(chǔ)建設(shè)投入對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動作用較為顯著,但是地區(qū)之間的差異也較為明顯,具體表現(xiàn)為東部地區(qū)>中部地區(qū)>西部地區(qū);第四,資本投入從總體上對我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)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(jié)論,筆者提出以下政策建議:①繼續(xù)增加農(nóng)村水利基礎(chǔ)設(shè)施投入的同時,要加強(qiáng)政府投資的導(dǎo)向性和激勵性的作用,吸引社會資源流向農(nóng)村水利建設(shè);②各地區(qū)要根據(jù)該地區(qū)的自然條件、地形地貌和經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度,把資金投入到對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)最大的農(nóng)村水利基建設(shè)施中去,提高資金的使用效率;③各地區(qū)要因地制宜地制定當(dāng)?shù)氐霓r(nóng)業(yè)發(fā)展政策。東部地區(qū)面對耕地面積對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率不高,土地荒廢嚴(yán)重的情況,應(yīng)該積極推進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)制度,增加科技投入和人才投入,從而保證農(nóng)村經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定的發(fā)展。中部地區(qū)應(yīng)結(jié)合當(dāng)?shù)馗孛娣e廣闊、勞動力豐富的特點(diǎn),努力整合當(dāng)?shù)氐母刭Y源,農(nóng)村水利基建投入向灌溉水利傾斜。西部地區(qū)的特點(diǎn)是財(cái)政能力差,農(nóng)村水利基礎(chǔ)設(shè)施基礎(chǔ)薄弱,中央政府可以通過轉(zhuǎn)移支付制度加大對西部地區(qū)的資金支持。

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