中國經(jīng)濟增長與科技投入和農(nóng)業(yè)投入的關系

[摘 要]本文針對1992—2011年財政農(nóng)業(yè)投入和財政科技投入，結合這些年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，綜合運用協(xié)整分析和VAR模型，對財政科技和農(nóng)業(yè)投入與經(jīng)濟增長的關系進行了實證分析，測算了該時間跨度中國的科技與農(nóng)業(yè)投入對經(jīng)濟增長的長期和短期彈性；基于ECM檢驗了三者是否存在Granger因果關系。

[關鍵詞]農(nóng)業(yè)投入；科技投入；VAR模型；脈沖響應函數(shù)

[中圖分類號]F123 [文獻標識碼]A [文章編號]1005-6432（2013）40-0011-03

1 文獻綜述

科技發(fā)展一直是推動經(jīng)濟發(fā)展的重要力量，科技投入則直接影響著科學創(chuàng)新和技術進步，所以科技投入對經(jīng)濟發(fā)展起著重要作用。以羅默為代表的一批經(jīng)濟學家從生產(chǎn)力和技術進步方面研究經(jīng)濟增長，提出了新經(jīng)濟增長理論。所以目前許多國家都將加大科技投入作為提高經(jīng)濟競爭力的一個主要手段。同時，結合中國的具體國情，不可忽視的是，作為一個農(nóng)村人口比重大于50%的農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟在中國經(jīng)濟的地位同樣舉足輕重。而對于農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，國家財政投入是最直觀有效的建設方式。因此，研究國家科技投入和農(nóng)業(yè)投入對國家經(jīng)濟的影響，并進行比較和分析，對提高財政農(nóng)業(yè)投入的使用效率，優(yōu)化科技投入的結構，加速經(jīng)濟的發(fā)展具有重要的意義。

對于經(jīng)濟發(fā)展與科技投入的關系，國內(nèi)外學者都有過比較深入的研究。朱平芳（1999）通過建立經(jīng)濟計量模型，實證研究了上海市全社會科技投入和國內(nèi)生產(chǎn)總值的關系，測算了全社會科技投入對國內(nèi)生產(chǎn)總值的短期和長期彈性；肖利（2002）通過對美國企業(yè)界20世紀90年代科技投入的分析表明，科技投入的高速增長是推進美國技術創(chuàng)新和經(jīng)濟增長的主要動力；朱春奎（2004）利用時間序列動態(tài)均衡分析方法，考察了科技投入與GDP的關系。總體來看，改革開放以來，中國財政科技投入是經(jīng)濟增長的充分而非必要條件，即財政科技投入是國民經(jīng)濟增長的原因，而經(jīng)濟增長對財政科技投入的貢獻作用并不顯著。

而對于經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)業(yè)投入的關系，國內(nèi)外學者們同樣做了許多研究。Chang（2001）指出財政農(nóng)業(yè)投入對經(jīng)濟增長來說有雙重影響，認為財政農(nóng)業(yè)投入應該有一個最優(yōu)規(guī)模；國內(nèi)大多數(shù)學者認為我國農(nóng)業(yè)財政支出的規(guī)模太小，不能保證我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的需要，建議要擴大我國農(nóng)業(yè)財政支出規(guī)模（沈淑霞等，2004；侯石安，2004；何振國等，2005；郭玉清，2006）；但我國是一個農(nóng)業(yè)大國，國家財力規(guī)模小，大規(guī)模增加農(nóng)業(yè)財政投入不太現(xiàn)實。在當前農(nóng)業(yè)財政投入不足的情況下，如何提高我國農(nóng)業(yè)財政投入的使用效率才是當務之急（丁亮等，2007）。

本文擬針對我國財政科技和農(nóng)業(yè)投入的總量狀況，分別建立財政農(nóng)業(yè)投入與科技投入和經(jīng)濟增長的VAR模型，綜合運用協(xié)整分析、誤差修正模型、因果關系檢驗、脈沖響應函數(shù)等計量技術系統(tǒng)研究財政農(nóng)業(yè)投入和科技投入的經(jīng)濟增長效應，尋出兩者對經(jīng)濟發(fā)展的短期和長期影響效果，試圖得到有價值的結論，以期為合理制定今后國家在兩者投入上的比重及增長速度等政策提供合理的參考。

2 實證分析

2.1 數(shù)據(jù)說明和單位根檢驗

科技投入包括人力資源投入和財力資源投入，而人力資源投入中有許多是以費用支出來度量的。在我國，財政科技投入是科技投入的主要來源，其總量和結構狀況對我國科技進步有著重大影響，因此本文采用財政部的科技投入來衡量中國的科技投入。同時，我國農(nóng)業(yè)的投入也在很大程度上依賴于國家財政的農(nóng)業(yè)投入，因此本文也采用財政部的農(nóng)業(yè)投入來衡量中國的農(nóng)業(yè)投入。采用宏觀經(jīng)濟總量指標國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP反映經(jīng)濟增長。所使用的樣本是1992—2011年的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于2012年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》。首先，為了消除價格因素的影響，筆者以1991年的物價數(shù)據(jù)為基準，對所有經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行了處理。分別定義自然對數(shù)的實際GDP，科技投入和農(nóng)業(yè)投入為Lgdp，Ltech，Lagri，并對其分別進行一階差分和二階差分。再對上述時間序列進行ADF檢驗，檢驗結果列入表1：

（1）檢驗類型中c，t，k分別代表檢驗模型中含有常數(shù)項、趨勢變量、滯后階數(shù)；

（2）臨界值來自軟件Eviews 7.2；

（38bdf080fa35fddb52ceab161b2d0d1270a2b61fc12eb7e95cc656bd8b4555c81）滯后期K的選擇標準是以A IC 和SC值最小為準則。

從表1可知，原序列是非平穩(wěn)序列，經(jīng)過一階差分后，在1%的顯著性水平下，只有Lagri平穩(wěn)。而經(jīng)過二階差分后，序列都不存在單位根，是平穩(wěn)序列。即Lagri是一階單整序列，而Lgdp 與Ltech是二階單整序列。符合協(xié)整條件。

下面用Johanson檢驗探究各變量間是否存在協(xié)整關系，即長期穩(wěn)定的均衡關系。

2.2 Johanson檢驗

對于多變量模型協(xié)整關系的檢驗，一般用Johansen檢驗。本文選用序列有線性趨勢項而協(xié)整議程只有截距的檢驗形式，協(xié)整檢驗滯后階的確定是以VAR模型的結構為基礎的，通過使用AIC、SC準則多次試驗最終確定VAR模型變量最優(yōu)滯后階為3階，則協(xié)整檢驗相應為3-1=2階（見表2）。

技投入之間存在一個協(xié)整關系。

用OLS法做估計，得到其長期穩(wěn)定的均衡關系為：

通過回歸結果分析，方程的擬合優(yōu)度與修正的擬合優(yōu)度均比較好，但是Lagri的擬合結果并不太好。

從長期分析來看，農(nóng)業(yè)投入增加，科技投入增加均會引起國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加，并且上述因素波動對國內(nèi)生產(chǎn)總值的彈性均小于1，傳遞效應不完全。農(nóng)業(yè)投入每增加1%會造成國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.15%，科技投入每增加1%會引起國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.65%。可見，科技投入對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響效果更大。

但是，考慮到國家對農(nóng)業(yè)的投入，在短期內(nèi)不會有太大的效果，因為當前我國的農(nóng)業(yè)投入，大多數(shù)集中在對農(nóng)村基礎設施的改善，而對農(nóng)村基礎設施的改善，一方面，是施工時間較長，另一方面，盡管農(nóng)村基礎設施變得更加好了，但由于當前大多數(shù)農(nóng)戶家庭的收入，主要是靠務工人員打工所得，也很難給農(nóng)民增收帶來很多的幫助。而科技的投入，相對則不存在這樣的問題。

下面考慮國內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)業(yè)投入、科技投入的短期關系。建立（ECM）誤差修正模型：

對式（1）中的殘差作平穩(wěn)性檢驗，可發(fā)現(xiàn)其在1%的顯著性水平下平穩(wěn)。所以，建立誤差修正模型，其結果為：

從短期分析看：無論是農(nóng)業(yè)投入還是科技投入，滯后一期的投入對GDP的影響比本期投入對GDP的影響大，其中科技投入尤其突出。

有意思的是，短期對農(nóng)業(yè)的投入會對GDP產(chǎn)生負向的影響。其主要原因是，把錢投入到農(nóng)業(yè)中，會減少資金投入到其他行業(yè)中的機會。而農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)生效益又需要很長一段時間，所以在短期會一定程度的減緩GDP的增長。

通過對比可以發(fā)現(xiàn)，對科技的投入，無論是從短期還是從長期來看，對科技的投入帶來GDP的增加效果比農(nóng)業(yè)投入更大。

2.3 基于VECM模型的格蘭杰因果關系檢驗

通過上面的分析，可以知道中國經(jīng)濟增長與農(nóng)業(yè)和科技投入存在著某種長期穩(wěn)定的均衡關系，但是這種均衡關系是否構成因果關系，還需要進一步驗證。根據(jù)前面的協(xié)整分析，選擇滯后期為2期，建立向量誤差修正模型VECM模型。再對其作格蘭杰因果檢驗，檢驗結果如表3所示：

農(nóng)業(yè)投入不是國內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因，而國內(nèi)生產(chǎn)總值是農(nóng)業(yè)投入增加的格蘭杰原因。

這是因為我國自1978年改革開放以來，經(jīng)濟之所以能夠飛速發(fā)展，與國家城市化的發(fā)展戰(zhàn)略有關，而城市化的發(fā)展戰(zhàn)略，是以犧牲農(nóng)村為代價的，所以，城鄉(xiāng)二元體制結構一直存在著。自2001年以來，國家意識到了這個問題，也是從這一年起，農(nóng)業(yè)每一年都把農(nóng)業(yè)放到中央一號文件中。與政策調(diào)整相關的是，國家對農(nóng)業(yè)的投入越來越大，導致的結果是，從目前來看，經(jīng)濟的發(fā)展帶來農(nóng)業(yè)投入的提高，而不是農(nóng)業(yè)投入的提高帶來經(jīng)濟的增長。

但是，以后農(nóng)業(yè)的發(fā)展，會不會帶來經(jīng)濟的增長，還有待進一步考證和觀察。

2.4 脈沖響應分析

為了檢測該模型能否進行脈沖響應分析，首先對VECM模型進行平穩(wěn)性檢驗。

圖1

因為所有點都落在單位圓內(nèi)，所以VECM模型滿足平穩(wěn)性條件，可以對其作脈沖響應分析。脈沖響應分析結果如下：

圖2

圖3

由圖1可以看出，當在本期給農(nóng)業(yè)投入一個正向沖擊后，國內(nèi)生產(chǎn)總值在前三期內(nèi)會逐漸上漲，而在第三期后開始穩(wěn)定增長。這表明當農(nóng)業(yè)投入受外部條件的某一沖擊后，經(jīng)市場傳遞，最終會帶來國內(nèi)生產(chǎn)總值同向沖擊，而且這一沖擊具有明顯的促進作用和較長的持續(xù)效應。

由圖2可以看出，當在本期給科技投入一個正向沖擊后，國內(nèi)生產(chǎn)總值在前十期內(nèi)都逐漸上漲，到十期后才有平穩(wěn)趨勢。這表明，對科技的投入，會給國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長帶來非常顯著且持續(xù)的拉動作用。這一結論進一步支持了協(xié)整的實證結果，也說明了GDP增長與科技投入之間存在密切的長期關系。其經(jīng)濟意義在于，再次強調(diào)了政府在制定科技投入政策上應采取長期政策而非短期政策，這樣才能促進科技投入有效地轉化為生產(chǎn)力，最終促進實際經(jīng)濟的產(chǎn)出。

3 結論與政策建議

本文的核心是基于多變量VAR模型利用協(xié)整分析、Granger因果關系檢驗及脈沖響應函數(shù)方法對中國科技和農(nóng)業(yè)投入對經(jīng)濟發(fā)展進行實證研究。

通過上述實證研究，我們可以得到以下幾個結論：①GDP和科技投入雖然是非平穩(wěn)序列，但是兩者之間存在某種長期穩(wěn)定的均衡關系，刻畫這種長期穩(wěn)定關系的特征是科技投入對GDP的長期彈性為0.65。表明科技投入對GDP有顯著影響。②科技投入對GDP增長的短期影響要小于長期影響，其原因可能在于科技投入的效果無法在短時間內(nèi)體現(xiàn)出來，它對GDP的促進作用需要一個中間轉化的過程，因此短期內(nèi)希望增大科技投入總量來提高即期GDP的政策可能不會產(chǎn)生預期顯著的效果。③相對于科技投入，農(nóng)業(yè)投入對GDP的影響無論是長期還是短期都明顯不如科技投入，在短期甚至出現(xiàn)了負影響。

雖然科技投入對經(jīng)濟增長的影響更加顯著，但結合中國實際情況，作為一個農(nóng)業(yè)經(jīng)濟和農(nóng)村人口占據(jù)相當大比重的國家，在今后政策的制定上，還是要不斷加大對農(nóng)業(yè)的投入。中國目前更多的是個體農(nóng)業(yè)經(jīng)濟，要想加快農(nóng)業(yè)的發(fā)展，并使其對經(jīng)濟產(chǎn)生更積極的影響，國家要出臺相應的政策將農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化，并可以結合科技投入對GDP的影響，加大在農(nóng)業(yè)上的科技投入，提高農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)效率，將兩者相結合，最大限度的提高二者在促進經(jīng)濟增長中的作用。

參考文獻：

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