高遠(yuǎn)東+張娜

摘 要：農(nóng)村基礎(chǔ)性、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)投資可以催生新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體和完善現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)體系，激活農(nóng)村“三權(quán)”要素的資本化、證券化，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素在城鄉(xiāng)間的雙向良性流動，有效增加農(nóng)民收入。筆者采用中國1991—2011年的數(shù)據(jù)建立動態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，分析農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民的增收效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)民收入之間存在均衡關(guān)系和顯著的因果關(guān)系，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資可以持久顯著的增加農(nóng)村居民人均純收入，縮小城鄉(xiāng)收入差距。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村固定資產(chǎn)投資；農(nóng)民收入；協(xié)整 ；方差分解

中圖分類號：F323.9 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A DOI 編碼：10.3969/j.issn.1006-6500.2015.07.011

Abstract： Rural basic， productive investment in fixed assets can breeds new agricultural business entities and perfect the modern agricultural production system， activate of capitalization， securitization of the rural "three right" elements， realize bidirectional benign movement of factors of production between urban and rural areas， increased the farmers' income effectively. This paper analysed the effects of rural fixed assets investment on farmers' income using an econometric model， based on the relevant data from 1991 to 2011.The research showed that there existed equilibrium relationship and causal relationship between rural fixed asset investment and farmers' income， rural fixed asset investment could increase the farmers' income with strong endurance and greater efforts， and reduce urban-rural income gap.

Key words： rural fixed assets investment； farmers' income； cointegration； variance decomposition

我國作為農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民是關(guān)系整個農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵問題，近年來，尤其是黨的十八大召開之后，“三農(nóng)”問題成為全社會廣泛關(guān)注的熱點(diǎn)問題之一。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資是促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展及增加農(nóng)民收入的重要決定因素，它是增加農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)力、增加農(nóng)民收入、繁榮農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的重要手段。2015年中央農(nóng)村工作會議指出農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化是國家現(xiàn)代化的基礎(chǔ)和支撐，全面建成小康社會的重點(diǎn)難點(diǎn)仍在農(nóng)村，農(nóng)業(yè)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)落后，有巨大新增投資需求，所以必須繼續(xù)夯實(shí)農(nóng)業(yè)穩(wěn)定發(fā)展的基礎(chǔ)、穩(wěn)住農(nóng)村持續(xù)轉(zhuǎn)好的發(fā)展局勢，穩(wěn)定糧食和主要農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量，持續(xù)增加農(nóng)民收入。因此，如何增加農(nóng)民收入，搞好農(nóng)村固定資產(chǎn)投資仍是我們亟需解決的問題，筆者將從農(nóng)村固定資產(chǎn)投資角度出發(fā)，分析農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民的增收效應(yīng)。

舒爾茨[1]結(jié)合農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長考察了資本對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用，最早將資本應(yīng)用于農(nóng)業(yè)和農(nóng)村領(lǐng)域，研究結(jié)果表明政府應(yīng)加大對農(nóng)業(yè)教育、農(nóng)業(yè)科研基礎(chǔ)設(shè)施等公共性很強(qiáng)的領(lǐng)域的投資，尤其是人力資本投資。英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家莫利特（J A Morrit）通過對比發(fā)達(dá)國家和不發(fā)達(dá)國家的相關(guān)數(shù)據(jù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在相關(guān)性，同時Mollet論證了農(nóng)業(yè)的投資與農(nóng)民收入之間存在正比關(guān)系。Antle[2]使用1965 年的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出數(shù)據(jù)對19個發(fā)達(dá)國家和47個發(fā)展中國家進(jìn)行了研究，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施投資能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民增收。Queiroz等[3]通過對美國1950—1988年面板數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，美國的人均道路長度同人均 GDP 之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，道路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)在農(nóng)村固定資產(chǎn)投資中具有重要作用，同時對農(nóng)民人均收入具有重要影響。研究發(fā)現(xiàn)，1965—1993年我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出不斷增長，其中農(nóng)業(yè)科技投資功不可沒[4]。正如其他學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資占社會固定資產(chǎn)投資的比重與社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展有密切的關(guān)系[5-6]?；輰幍萚7]的研究發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資差異與城鄉(xiāng)收入差距之間存在長期均衡關(guān)系。Prodrecca等[8]實(shí)證分析了固定資產(chǎn)投資同經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，結(jié)果顯示二者存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，這一結(jié)論也得到了張湘江[9]的研究證實(shí)。

農(nóng)業(yè)收入仍是農(nóng)民的主要收入來源，對于農(nóng)民增收有著至關(guān)重要的作用[10]。農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資在提升農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的同時提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，從而增加了農(nóng)民收入。財政部科研所1996年研究發(fā)現(xiàn)建立新的涉農(nóng)業(yè)務(wù)投資機(jī)制，擴(kuò)大對涉農(nóng)業(yè)務(wù)投資進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，可以大幅度提高農(nóng)民收入?？讟s等[11]從增加非農(nóng)就業(yè)機(jī)會（減少農(nóng)業(yè)就業(yè)）和提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)力兩個角度分別對農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民收入的影響過程進(jìn)行了分析，結(jié)果表明農(nóng)村固定資產(chǎn)投資在整體上對農(nóng)民收入產(chǎn)生積極影響，但這種影響呈現(xiàn)出階段性變化過程。這一研究結(jié)論同時也印證了姚耀軍等[12]的研究，改革開放初期農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的相對效率呈遞增趨勢，但隨后由于政策等原因農(nóng)村固定資產(chǎn)投向農(nóng)業(yè)的相對效率呈遞減趨勢，總體來說具有積極影響。 莫連光等[13]從增加農(nóng)民純收入的視角利用灰色關(guān)聯(lián)理論展開研究，發(fā)現(xiàn)當(dāng)前農(nóng)村固定資產(chǎn)投資建設(shè)中搞好農(nóng)業(yè)類固定資產(chǎn)投資處于重中之重，其次是科教類固定資產(chǎn)投資，最后是交通、能源等其它類固定資產(chǎn)投資，同時指出政府應(yīng)加強(qiáng)向中西部貧困地區(qū)的固定資產(chǎn)力度 [14]。

那么，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資如何增加農(nóng)民收入？其直接與間接效應(yīng)如何？筆者剝離了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展、農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)水平及非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)民收入產(chǎn)生的影響，通過建立動態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，進(jìn)行系統(tǒng)的實(shí)證研究，深入闡釋了農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民收入的影響程度及其相互關(guān)系，以期為農(nóng)村投資提供決策參考與經(jīng)驗(yàn)支持。

1 農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民收入的實(shí)證分析

1.1 模型設(shè)定、指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來源

1.1.1 設(shè)定模型 研究農(nóng)村固定資產(chǎn)投資（A）與農(nóng)民收入（I）的關(guān)系，根據(jù)理論分析引入其他控制變量（X），建立以下函數(shù)模型：

1.1.2 指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來源 本文實(shí)證部分樣本區(qū)間為1991—2011年的全國數(shù)據(jù)，所有原始數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》?？紤]到統(tǒng)計(jì)口徑的變化，在原始數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上對數(shù)據(jù)進(jìn)行了重新的計(jì)算處理；另外，為了避免時間序列數(shù)據(jù)的異方差性，筆者在剔除價格因素的基礎(chǔ)上對一些變量進(jìn)行了對數(shù)變換，最終指標(biāo)為農(nóng)民收入指標(biāo)lnI、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資指標(biāo)lnA、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)lnRGDP、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力指標(biāo)（lnM）非農(nóng)就業(yè)指標(biāo)lnFN。筆者所采用的各原始指標(biāo)的定義如表1所示。

1.2 實(shí)證分析過程

1.2.1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn) 為使實(shí)證結(jié)果更加可信，防止“偽回歸”的產(chǎn)生，本文對各個變量序列進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，采用eviews6.0軟件，選擇ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗(yàn)法對本文實(shí)證研究部分所涉及的各個變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，變量lnI、lnA、lnRGDP、lnM和lnFN在5%、10%顯著性水平下都是非平穩(wěn)的，一階差分后在5%、10%的臨界值下都是平穩(wěn)序列，因此各變量都是一階單整序列。

1.2.2 協(xié)整檢驗(yàn) 協(xié)整是指多個非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量的某種線性組合是平穩(wěn)的。協(xié)整檢驗(yàn)有兩種方法，一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)，一種是基于回歸系數(shù)完全信息的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。根據(jù)上文理論模型，我們采用基于回歸系數(shù)完全信息的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)變量序列間的協(xié)整關(guān)系。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)首先需要確定VAR模型的結(jié)構(gòu)，我們采用eviews中JJ檢驗(yàn)的原始模型：

協(xié)整方程表明農(nóng)民收入與農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)力呈正相關(guān)關(guān)系，這與理論分析結(jié)果是一致的。但非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)民的增收效應(yīng)沒有得到數(shù)據(jù)證實(shí)。

1.2.3 Granger因果檢驗(yàn) 根據(jù)以上的實(shí)證分析結(jié)果可知，農(nóng)民收入與農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展、農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力和非農(nóng)就業(yè)比例存在協(xié)整關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成相互影響關(guān)系，需要進(jìn)一步進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，在5%的顯著性水平下，根據(jù)AIC和SIC準(zhǔn)則綜合判斷，最優(yōu)滯后階數(shù)取2，表6匯總了因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)合計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析中F檢驗(yàn)和P檢驗(yàn)可得如下結(jié)論：農(nóng)村固定資產(chǎn)投資和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展是農(nóng)民收入的Granger原因，而農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)水平和非農(nóng)就業(yè)不是農(nóng)民收入的Granger原因，即非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)民的增收效應(yīng)也沒有得到數(shù)據(jù)的支持。

1.2.4 方差分解分析 方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步反應(yīng)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)證實(shí)了農(nóng)村固定資產(chǎn)投資和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展是農(nóng)民收入的格蘭杰原因，在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步通過向量自回歸模型（VAR）進(jìn)行方差分解分析，可以了解農(nóng)村固定資產(chǎn)投資及其他控制變量是否為造成農(nóng)民收入波動的主要來源及其相對重要性?；贑holesky因子的方差分解結(jié)果如表7所示，可以看出，農(nóng)民收入的變化主要來自其自身沖擊的影響，但該影響隨著時期的延續(xù)逐漸減弱。在第二期時，農(nóng)業(yè)機(jī)械擁有總動力量對農(nóng)民收入波動的貢獻(xiàn)最大，其次是農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的貢獻(xiàn)率；但隨著時期的延續(xù)，從第三期開始，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民收入波動的貢獻(xiàn)率最大，并一直延續(xù)到第十期且農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民收入波動的貢獻(xiàn)率隨著時期的延續(xù)呈遞增趨勢，這說明從長期看農(nóng)民收入變動的主要因素是農(nóng)村固定資產(chǎn)投資且農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民收入的影響具有滯后效應(yīng)。

2 結(jié)論及政策建議

農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民的增收效應(yīng)到了理論和實(shí)證的支持。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)村居民人均純收入之間存在長期均衡關(guān)系，農(nóng)村固定資產(chǎn)的增加可以帶來收入與投資的良性循環(huán)，縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距，建設(shè)新型的城鄉(xiāng)關(guān)系。

農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民的增收效應(yīng)不僅體現(xiàn)在量的規(guī)模上，還存在于農(nóng)村固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。第一，深化國民收入分配改革，逐步消除固定資產(chǎn)投資的城鄉(xiāng)二元性，實(shí)現(xiàn)固定資產(chǎn)投資的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展，進(jìn)一步擴(kuò)大農(nóng)村固定資產(chǎn)投資規(guī)模；第二，在加大農(nóng)業(yè)政策和資金投入力度的同時，加強(qiáng)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的統(tǒng)籌性管理，優(yōu)化農(nóng)村固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資資金流向農(nóng)村生產(chǎn)性基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高投資績效；第三，改善農(nóng)村投資環(huán)境，充分發(fā)揮財政金融的政策引導(dǎo)效應(yīng)，推進(jìn)投資主體多元化；第四建設(shè)并完善城鄉(xiāng)一體化的市場，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)性生產(chǎn)要素在城鄉(xiāng)間的雙向良性流動，激活農(nóng)村生產(chǎn)要素的資本化步伐。

參考文獻(xiàn)：

[1] T W 舒爾茨.改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)[M]. 梁小民，譯.北京：商務(wù)印書館，1964.

[2] Antle J M. Infrastructure and aggregat agricultural productivity international evidence[J].Economic Development and Cultural Change ， 1983（3） ： 609-619.

[3] Queiroz C A， Gautam S. Road infrastructure and economic development： Some diagnostic indicators[R].World Bank Policy Research Working Paper， 1992.

[4] Fan S G，Philip P. Research， productivity， and output growth in chinese agriculture[J]. Journal of Development Economics， 1997， 53（1）：115-137.

[5] 倪心一.國外農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資研究[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，1992（7）：58-63.

[6] 許江萍.1991年固定資產(chǎn)投資形勢回顧與思考[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，1992（11）：19-23.

[7] 惠寧，熊正潭.城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資與城鄉(xiāng)收入差距研究——基于1980—2009年時間序列數(shù)據(jù)[J].西北大學(xué)學(xué)報：哲學(xué)社會科學(xué)版，2011（4）：45-52.

[8] Podrecca E， Carmeci G. Fixed investment and economic growth： New results on causality[J].Applied Economics， 2001（33） ：97-107.

[9] 張湘江.改革后我國農(nóng)民收入和農(nóng)業(yè)投資的相關(guān)分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，1999（8）：24-25.

[10] 馬鈴，劉曉昀.發(fā)展農(nóng)業(yè)依然是貧困農(nóng)戶脫貧的重要途徑[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2014（12）：25-32.

[11] 孔榮，梁永.農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民收入影響的實(shí)證研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2009（4）：47-52.

[12] 姚耀軍，和丕禪.農(nóng)村固定資產(chǎn)投資績效研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2004（4）：51-54.

[13] 莫連光，陳光焱.農(nóng)村固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)與農(nóng)民純收入的灰色關(guān)聯(lián)分析[J].中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2008（3）：82-87，144.

[14] 向琳，李季剛.中國農(nóng)村固定資產(chǎn)投資產(chǎn)出彈性評價——基于灰色理論模型的實(shí)證分析[J].金融理論與實(shí)踐，2010（6）：36-38.