區域基礎設施建設對農業經濟增長作用分析

張洪瑞等

摘要運用EVIEWS6.0軟件，基于凱恩斯的投資乘數理論，根據1980～2013年黑龍江省統計數據，實證研究農村區域基礎設施建設對農業經濟增長的影響。結果表明，黑龍江省生產性基礎設施建設總體良好，但是局部存在一定問題，應及時、準確地找出阻滯因素，以保證各項農村基礎設施與農業經濟協調穩定發展。

關鍵詞農村基礎設施；VAR模型；脈沖響應函數

中圖分類號S-9；F323.6文獻標識碼A文章編號0517-6611（2015）21-333-02

農村區域基礎設施建設對農業與農村經濟增長產生重要影響，要縮小城鄉發展差距，一定要將社會發展的重心逐漸偏向農村，加大對農村基礎設施投資建設。黑龍江作為我國典型的農業省份，為我國的農業經濟發展做出了巨大的貢獻。因此，筆者選取黑龍江省為研究樣本，實證分析區域基礎設施建設對農業經濟增長的作用。

國內外學者相關研究多數集中于探討基礎設施和經濟增長之間的關系，學者們大多認為公共基礎設施在經濟發展中存在重要性。前人主要研究農村基礎設施影響農業經濟增長的效果，研究成果比較單一。原因主要有兩方面，一是指標選擇不完整，主要選擇生產性基礎設施指標；二是研究方法多是運用靜態回歸模型，而較少采用具有動態研究特點的方法。筆者基于國內外學者的研究成果，選取能夠代表全部基礎設施投資的變量，運用具有動態研究特點的時間序列方法，根據1980～2013年黑龍江省統計數據，對農村區域基礎設施建設影響農業經濟增長的效果進行實證研究。

1指標選取、數據來源與研究方法

1.1指標選取

從當前農村發展狀況發現，農村基礎設施投資主要分為以下5類：交通、通訊、電力、教育以及灌溉。由于通訊和教育設施存在很強的外部效應[1]，因此對農業經濟增長的影響很難準確衡量，所以該研究分析農業經濟增長作用時，主要利用生產性基礎設施3要素。

1.1.1基礎設施指標的選取。

基于數據的可得性與數據特點，選擇的定量指標如下：①農田水利設施投資——有效灌溉面積（GG，單位：萬hm2）；農村電力設施投資——農村用電量（YD，單位：萬kW）；農村交通運輸設施投資——鄉公路里程（GL，單位：萬km）。

1.1.2農業經濟增長指標的選取。

選擇1980年為不變價格，利用GDP平減指數，對1981～2013年農業總產值（RGDP，單位：萬元）進行不變價格換算。

1.2數據來源

數據來自1981～2014年《黑龍江農業統計年鑒》、《黑龍江統計年鑒》。由于時間跨度大，個別數據統計口徑難免出現變化，并出現一定缺失，因此對個別年份缺失的值借助簡單平滑的方法處理，將少數年份的異常值剔出。

1.3研究方法

運用VAR模型及脈沖響應函數實證分析區域基礎設施建設對農業經濟增長的影響。

2結果與分析

2.1平穩性檢驗[2]

平穩性檢驗就是單位根檢驗，該研究運用ADF檢驗法，利用以下3個模型對變量平穩性檢驗。

模型1（有常數項與趨勢項）：

ΔXt=α+βt+δXt-1+mi=1βtΔXt-i+εt（1）

模型2（有常數項但無趨勢項）：

ΔXt=α+δXt-1+mi=1i=1βiΔXt-i+εt（2）

模型3（無常數項與趨勢項）：

ΔXt=δXt-1+mi=1βtΔXt-i+εt（3）

檢驗存在先后順序，即按模型1、2、3順序進行，若不能拒絕零假設，表明存在穩態，則變量可認為非平穩，需對原序列采用差分，繼續進行上述檢驗順序，直到形成穩態。檢驗結果見表1。

表1檢驗結果顯示，LRGDP、LGL、LGG、LYD這4個序列都為I（1）序列。

2.2向量自回歸模型（VAR模型）分析

2.2.1最佳滯后期選擇問題。

利用AIC準則以及SC準則進行判別，選擇最佳滯后期數，得出最佳滯后期為滯后2期。

2.2.2協整關系檢驗。

協整關系檢驗表明變量間是否真正長期存在均衡穩定的關系[3]。該研究借助Johansen極大似然準則檢驗變量的協整關系，檢驗結果見表2。

從表2可以看出，變量間存在明確的協整關系，僅存在1個協整方程。但協整方程存在明顯的共線性問題，因此，進一步利用嶺回歸方法，分析后的協整方程表示為：

LRGDP=-0.287LGLt+0.924LGGt+1.094LYDt（4）

該協整方程顯示，農業總產值與農田水利兩者存在正相關，彈性系數為0.924；農業總產值與農村用電量存在明顯的正相關，彈性系數為1.094；農業總產值與農村公路存在負相關，彈性系數為-0.287。表明黑龍江省農村公路設施投資存在問題。

2.2.3向量誤差修正模型（VEC）。

VEC模型顯示變量間的短期影響作用，即如果I（1）變量偏離自身均衡值，此變量能夠自動移回至均衡值[4]。依據協整方程（4）構建如下VEC方程：

DL（RGDP）t=-0.079ECMt-1+0.872DL（RGDPt-1）-0.018DL（RGDPt-2）-0.109DL（GLt-1）+0.054DL（GLt-2）-1.479DL（GGt-1）+0.857DL（GGt-2）+0.446DL（YDt-1）+0587DL（YDt-2） （5）

結果顯示，該VEC方程擬合優度為98.25%， AIC與SC很小，因此總體擬合效果很好。從模型不難發現，農村公路建設在滯后1期會抑制農業經濟增長，而在滯后2期又會促進農業經濟增長。同樣農村水利建設在滯后1期會抑制農業經濟增長，影響邊際系數為-1.479。在滯后2期時又對水利設施產生正向影響，進而促進農業經濟增長，影響系數為0.857。對農村用電量分析發現，不論在滯后1期還是滯后2期，都會促進農業經濟增長，影響系數分別為0.446、0587。誤差項系數是-0.079，表明變量間存在微弱的反向修正機制。

2.2.4Granger因果關系檢驗。

Granger因果關系檢驗前，要進行時間序列平穩性檢驗。上述變量都是一階單整序列，并且存在一個協整關系，基于VEC方程，能夠對4變量進行Granger因果關系檢驗，檢驗結果見表3。

由表3不難看出，短期農村用電量是農業經濟增長的Granger原因，而農業經濟增長卻沒有對農村用電量產生Granger原因，農村用電量是農村水利建設的Granger原因。農村公路建設并沒有對農業經濟增長產生Granger原因，與VEC模型中結果一致。

2.3脈沖響應函數分析

脈沖響應函數能直觀地刻畫出變量之間存在的動態交互作用。農業經濟增長對農村公路建設一個標準差的沖擊產生的響應。當期給農村公路建設一個沖擊，第1期響應下降，在第3期時開始上升，原因主要是投資初期農村公路會占據大量土地，導致農業在短期內增長較慢，隨著投資建設周期推移，穩定的公路設施將有效促進農業經濟增長。

農業增長對有效灌溉一個標準差的沖擊產生的響應。當期內對有效灌溉面積釋放一個沖擊，前3期出現正響應，且響應效果逐漸增大。說明黑龍江省農村水利設施建設會大力促進農業經濟增長。

農業經濟增長對農村用電量一個標準差的沖擊產生的響應。在當期，對農村用電量釋放一個正向沖擊，前4期都出現負響應，后來緩慢增長。說明農村用電在第4期后才會促進農業經濟增長。

3結論與建議

實證結果表明，要發展農業，一定要增加黑龍江省農村基礎設施投資。從農村基礎設施投資與農業經濟增長的協整方程不難發現，農村基礎設施投資對農業經濟會產生正向影響，但影響強度不高，因此要及時找出抑制因素。農村用電量對經濟增長的影響比較明顯，相對而言農村公路建設影響不大，甚至在短期內會產生負影響。說明黑龍江區域基礎設施建設并不完善，有巨大的投資建設空間。因此黑龍江省各級政府應對農村與農民給予更多的優惠扶持，促使農民返回農村，參與到新農村基礎設施建設中。這樣不僅可以解決農民就業問題，還對破除城鄉二元結構、促進新農村建設都有較大幫助，農村落后的基礎設施得以改善將會進一步促進農村經濟增長。國家相關部門應當積極出臺扶持農村基礎設施投資政策，加大各種政策與商業銀行的投資放貸力度，盡快改造農村落后的基礎設施。在投資農村各項基礎設施時，務必要進行科學規劃，確保諸項農村基礎設施投資項目順利建設。盡快促進農村公路建設，完善相關配套設施，服務農村與農業發展；對已有的發展較好的農村電力設施應繼續完善，進一步促進當地農業經濟增長；對于農村灌溉設施，應繼續大力投資，確保農業發展。

參考文獻

[1] 林毅夫.加強農村基礎設施建設，啟動農村市場[J].農業經濟問題，2000（7）：2-3.

[2] 沃特沙姆，帕拉莫爾.金融數量方法[M].陳工孟，陳守東，譯.上海：上海人民出版社，2004：197-211.

[3] 任蓉，程連元，謝卓然，等.交通基礎設施投資與經濟增長的動態效應分析——基于VAR模型的實證研究[J].科技管理研究，2012（4）：85-89.

[4] 魏耕宇，翁向紅.區域基礎設施建設對農業經濟增長效果研究[J].統計與咨詢，2012（6）：52-53.