農村農戶固定資產投資對農村經濟增長的影響研究

□陳樂東

（河南工業大學經濟貿易學院，河南 鄭州 450001）

黨的十九大將鄉村振興戰略寫入政府工作報告后，農村地區的建設面臨從新農村建設到鄉村振興戰略的調整。鄉村振興戰略要在農業基礎薄弱的背景下，解決城鄉區域發展和收入分配差距較大的問題，以及農村發展不平衡不充分的問題[1]。

國家對農村的發展和農民的生活高度重視，歷年中央一號文件均提及“三農”問題，均對農村改革和農村農業發展作出具體部署，出臺一系列政策措施，促進農村經濟增長，提高農村居民收入水平，縮小城鄉之間的收入差距[2]。

1 研究綜述

Jorge Lopes 等（2002）[3]通過建立建筑業投資與人均國內生產總值相互依存的模型，研究了建筑業投資與經濟發展之間的關系，發現建筑業投資與國民收入水平之間存在正相關關系。

Jakob B Madsen（2002）[4]對投資與經濟增長的因果關系進行檢驗，結果表明，經濟增長主要由機械設備投資引起，非住宅建筑和結構投資主要由經濟增長引起。

李紅松（2004）[5]使用VAR 模型對固定資產投資與經濟增長間的關系進行計量分析，結果表明，無論東部還是西部，均只存在投資對經濟增長的單向顯著影響關系，說明加快投資是加速西部經濟增長、縮小差距的主要措施。

邱福林和穆蘭（2010）[6]分析了1985—2008 年我國農業固定資產投資和農業經濟增長的時間序列，結果表明，農業經濟增長會增加農業固定資產投資，但農業固定資產投資具有滯后效應的特性，在投資達到一定年限后才會對農業經濟起促進作用且非常顯著。

文章搜集1981—2020 年農村農戶固定資產投資、農業生產總值、農村居民人均純收入等數據，研究其是否存在關系，探究農村農戶固定資產增加是否有利于農業生產，根據得出的結果提出促進農業生產的政策建議。

2 名詞闡述

2.1 農村農戶固定資產投資

《中國統計年鑒》將固定資產投資按城鄉劃分為農村固定資產投資和城鎮固定資產投資。農村固定資產投資包括農村區域范圍內的企業、事業、行政單位及農戶的一切固定資產投資活動[7]，農村戶口但長期居住在城市的人投資的資金不算在農戶固定資產投資范圍內。同時，投資的是固定資產，例如房屋、農具等。隨著農民收入水平的提高，越來越多的人開始注重理財，這部分不算在固定資產投資中。

如表1 所示，農村農戶的固定資產投資額在總體上呈現穩步增長的趨勢（個別年份除外），由2001 年的2 976.56 億元增長到2020 年的8 363.30 億元。但從整體看，占比呈現下降趨勢，農村農戶固定資產投資在全社會固定資產中的占比由2001 年的8%下降到2020 年的1.59%，沒有任何反彈跡象。

表1 2001—2020 年農村農戶固定資產額及占比

2.2 農村經濟增長

通常情況下，經濟發展容易和經濟增長混淆。經濟增長是在一定時期內一個國家人均收入的增加，僅僅指收入一類的增加。經濟發展不僅指收入的增加，還有工業、農業、制度等各個方面的發展。

農村經濟發展是備受關注的話題，文章用農林牧漁的總產值代替農業經濟的發展程度。查詢數據可知，自2001 年以來，農林牧漁的總產值呈穩步增長趨勢，從2001 年的26 179.65 億元增長到2020 年的137 782.17 億元，2009 年之后總產值增長速度變快，2012 年之后增速減緩。

3 農村農戶固定資產投資對農村經濟增長的實證研究

3.1 變量選取與模型建立

3.1.1 變量選取

在計量經濟的分析中，變量的選取要有實際意義，符合理論要求，數據的搜集要全面、可靠且能反應變量，以免對之后模型的分析產生影響而不利于后續相關模型的分析。文章選取的農村農戶固定資產投資是年鑒中直接用于衡量農村發展的相關指標，用字母x1表示；采用農業生產總值表示農村經濟增長，用字母y表示；影響農村經濟增長的因素還有農村居民人均純收入、有效的灌溉面積、農用化肥施用量等，故作為控制變量，分別用字母x2、x3、x4表示。

選取1981—2020 年的數據，數據的數量滿足時間序列要求。數據均來自國家統計局的《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》，具有真實可靠性，可為模型建立奠定基礎。

3.1.2 模型建立

計量經濟學的回歸模型中總是出現結果與實際情況不相符的偽回歸現象。為避免此情況，在不改變時間序列數據原本屬性和相關關系的前提下，將數據取對數處理。取對數要求數據不能為負數和零，一旦有負數、零或不全的數據，就不能進行對數處理。根據柯布—道格拉斯生產函數的擴展模型，建立模型如下。

3.2 實證分析

3.2.1 單位根檢驗

該實證分析農村農戶固定資產投資對農村經濟增長的影響，數據選取時間序列數據。時間序列數據的前提是數據具有平穩性。平穩性檢驗是其他模型建立的基礎，只有數據平穩才能作下一步分析。文章運用ADF 檢驗方法檢驗數據的平穩性。

分別檢驗農業生產總值lny、農村農戶固定資產lnx1、農村居民人均純收入lnx2、有效的灌溉面積lnx3、農用化肥施用量lnx45 個變量的對數水平序列。若水平序列數據不平穩，再對其一階差分序列作檢驗。檢驗結果如表2 所示。

表2 ADF 檢驗結果

數據顯示lny在一階差分后在5%的水平上平穩，lnx1在一階差分后在5%的水平上平穩，lnx2在一階差分后在10%的水平上平穩，lnx3水平上就平穩，lnx4在一階差分后5%的水平上平穩，也就是說所有變量屬于同階單整，說明數據可以進行以下分析。

3.2.2 協整檢驗

選取的變量有1 個被解釋變量、1 個解釋變量和3 個控制變量，要用Johansen 協整檢驗。檢驗結果表明，跡統計量拒絕了最多有一個協整方程，接受了最多有兩個協整方程，所以變量之間存在兩個協整方程。

3.3 多元線性關系

用最小二乘法回歸之后的結果如下。

線性回歸的擬合優度為0.998 0、F值為4 557.962、n=40，各項指標均很好，說明回歸結果較好。根據回歸結果分析可知，農業經濟增長會受到農村農戶固定資產投資的影響，影響是負向的，即農村農戶固定資產投資每多增加1 個單位，農業生產就會減少0.049 8 個單位。說明農戶投資在其他地方的資金越多，在農業上的投入就越少，間接說明如果農戶在農業上的投資增加，就會使農業生產的產值增加。

表3 Johansen 協整檢驗結果

4 政策建議

結果說明，1981—2020 年居民的投資和經濟增長存在負向關系，想要保證農村經濟的發展，就要在農村基礎設施的建設上下工夫，加大農村基礎設施的投資力度，加快完善農村居民的投資體系。農村居民投資可以加快農村的現代化進程，增強農村居民對自然災害等環境因素的抵抗能力。不同時期投資得到的回報不同，風險和收益并存，農戶在投資的過程中要把握好投資力度和投資時期，盡可能規避風險。近年來，農村與城市之間的差距有所緩解，相關人員要掌握投資構成，減少農村資源利用不充分的現象，縮小城鄉差距。