農(nóng)村基礎設備對經(jīng)濟增長關聯(lián)研討

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本文作者：金福良、李谷成 單位：華中農(nóng)業(yè)大學

Aschauer采用C－D生產(chǎn)函數(shù)對美國年度數(shù)據(jù)測算發(fā)現(xiàn)基礎設施的產(chǎn)出彈性為0．39［3］；馬栓友采用C－D生產(chǎn)函數(shù)首次測算我國公共資本與私人部門的產(chǎn)出彈性為0．55［4］。當然，也有學者測算的基礎設施的產(chǎn)出彈性較低：如Ratner利用美國1949－1973年的數(shù)據(jù)，運用總量生產(chǎn)函數(shù)測算基礎設施對總產(chǎn)出的影響，發(fā)現(xiàn)基礎設施對產(chǎn)出的彈性系數(shù)為0．06［5］；Tatom認為Aschsuer的研究忽略了時間序列數(shù)據(jù)可能存在自相關這一特性，因而對數(shù)據(jù)進行了一階差分處理，得出基礎設施的產(chǎn)出彈性為0．14［6］。李勝文等利用完全修正OLS對我國1997－2008年省級面板數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村基礎設施的產(chǎn)出彈性為0．19［7］。在面對政府財政預算的約束下，弄清楚基礎設施對經(jīng)濟增長的貢獻率十分必要，唯其如此才能把有限的資金投資到最具生產(chǎn)力的部門。本文利用C－D生產(chǎn)函數(shù)對湖北省1996－2010年間的基礎設施投資數(shù)據(jù)進行實證研究，測算湖北省農(nóng)村基礎設施投資的產(chǎn)出彈性，找出其對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響程度，為農(nóng)村基礎設施科學投入提出對策建議。

理論模型

計算基礎設施投資對經(jīng)濟增長貢獻的主要方法有生產(chǎn)函數(shù)法、成本（利潤）函數(shù)法和向量自回歸法等。其中美國數(shù)學家柯布和經(jīng)濟學家道格拉斯于20世紀30年代提出的C－D生產(chǎn)函數(shù)以其簡單的形式揭示了經(jīng)濟學家關注的生產(chǎn)本質(zhì)，自產(chǎn)生以來一直被廣泛使用。本文的實證研究主要在C－D生產(chǎn)函數(shù)的框架內(nèi)展開的，利用C－D生產(chǎn)函數(shù)估計湖北省農(nóng)村基礎設施資本投資的產(chǎn)出彈性。

在農(nóng)村GDP的投入要素中，土地、資本、勞動力是現(xiàn)在農(nóng)村生產(chǎn)生活必不可少的生產(chǎn)要素。而資本可以根據(jù)經(jīng)濟增長中地位的不同分為基礎設施資本和一般固定資產(chǎn)資本?；A設施資本是社會的基礎資本或先行資本，在經(jīng)濟增長中發(fā)揮著基礎性作用。除基礎設施之外的其他物質(zhì)資本稱為一般固定資產(chǎn)資本，也是農(nóng)村經(jīng)濟增長的重要推力。除了資本和勞動力外，土地也是其中比較重要的要素。由于湖北省耕地面積長期以來變化較小，且測算發(fā)現(xiàn)其對農(nóng)村GDP影響不顯著，沒有納入模型。因此，本文將農(nóng)村基礎設施資本看作是一種投入要素，與一般固定資產(chǎn)資本和勞動力等其他投入要素一起納入總量生產(chǎn)函數(shù)研究，構建三要素生產(chǎn)函數(shù)形式，如式（1）。Yt＝ALαtKβtIγt（1）

其中，Yt為t時期農(nóng)村生產(chǎn)總值，Lt為t時期農(nóng)村勞動投入，Kt為t時期農(nóng)村一般固定資產(chǎn)資本，It為t時期農(nóng)村基礎設施資本，A為常數(shù)項（包含技術進步的貢獻）；α、β、γ分別為農(nóng)村勞動投入、一般固定資產(chǎn)資本和基礎設施資本的產(chǎn)出彈性。α＋β＋γ的值決定了生產(chǎn)函數(shù)規(guī)模報酬的類型：若α＋β＋γ＝1，則存在規(guī)模報酬不變；若α＋β＋γ＞1，則存在規(guī)模報酬遞增；若α＋β＋γ＜1時，則存在規(guī)模報酬遞減。對參數(shù)估計的一般方法是取對數(shù)后再進行回歸。式（1）兩邊取對數(shù)可得式（2）。LnYt＝LnAt＋αLnLt＋βLnKt＋γLnIt（2）

生產(chǎn)技術一般具有規(guī)模報酬遞減、規(guī)模報酬不變和規(guī)模報酬遞增3種。規(guī)模報酬不變還是規(guī)模報酬可變的假定，可能會導致完全不同的結論，使各投入要素的貢獻率有失偏頗［8］。因此，本文分以下2種假定來對上述3種情況加以驗證。假定一：假定生產(chǎn)技術對所有的生產(chǎn)要素都有規(guī)模報酬不變的性質(zhì)，這時α＋β＋γ＝1，把α＝1－β－γ帶入式（2），可得：LnYt＝LnAt＋（1－β－γ）LnLt＋βLnKt＋γLnIt（3）整理可得：LnYt－LnLt＝LnAt＋β（LnKt－LnLt）＋γ（LnIt－LnLt）（4）

假定二：假定其他投入項的規(guī)模報酬不變，而基礎設施資本具有規(guī)模報酬可變的特性。至于是遞增還是遞減，由回歸后的參數(shù)值加以驗證。若γ＞1，則存在規(guī)模報酬遞增；若γ＜1時，則存在規(guī)模報酬遞減。這時，α＋β＝1，把α＝1－β帶入式（2），可得：LnYt－LnLt＝LnAt＋β（LnKt－LnLt）＋γLnIt（5）對于式（4）和式（5）作時間序列回歸可得農(nóng)村勞動投入、一般固定資產(chǎn)資本和基礎設施資本的產(chǎn)出彈性α、β、γ。而實際規(guī)模報酬特性狀況，可以通過回歸結果的各參數(shù)和統(tǒng)計量進一步分析。

變量衡量與數(shù)據(jù)來源

產(chǎn)出變量。農(nóng)村經(jīng)濟增長（Y）以農(nóng)村GDP來衡量。農(nóng)村GDP按照熊啟泉［!］的計算方法，以農(nóng)林牧漁業(yè)增加值、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值、農(nóng)村非物質(zhì)部門增加值3個部分之和來測算。其中農(nóng)林牧漁業(yè)增加值，農(nóng)民人均純收入來源于1997－2011年《湖北統(tǒng)計年鑒》，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值來源于1997－2011年《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)及農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)年鑒》。

投入變量。勞動投入（L）。用農(nóng)村勞動力來衡量，農(nóng)村勞動力的數(shù)據(jù)來源于1997－2011年《湖北統(tǒng)計年鑒》。農(nóng)村基礎設施資本（I）。用農(nóng)村基礎設施投資衡量。理論上應以資本存量數(shù)據(jù)為優(yōu)先，但我國很少有資本存量數(shù)據(jù)；而采用永續(xù)盤存法構造的數(shù)據(jù)也由于存在基年資本存量的確定與折舊率的問題。本文綜合權衡，采用流量數(shù)據(jù)來代替存量數(shù)據(jù)以更真實反映農(nóng)村基礎設施資本投入對農(nóng)村經(jīng)濟增長的貢獻率。從廣義的角度可將農(nóng)村基礎設施定義為：與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)民生活、農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展緊密相關的，為維護農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及保障農(nóng)民生活而提供的公共服務設施，包括水電燃氣及水的生產(chǎn)供應、交通運輸倉儲、農(nóng)田水利、教育、文化、衛(wèi)生、福利事業(yè)等生產(chǎn)和生活服務設施。因此，農(nóng)村基礎設施投資選擇國民經(jīng)濟行業(yè)分類中的電力煤氣及水的生產(chǎn)供應業(yè)、建筑業(yè)、交通運輸倉儲郵政業(yè)、信息傳輸計算機服務和軟件業(yè)、水利環(huán)境和公共設施管理業(yè)、教育、衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)、文化、體育和娛樂業(yè)等比較合適。農(nóng)村一般固定資產(chǎn)資本（K）。用農(nóng)村一般固定資產(chǎn)投資衡量，農(nóng)村一般固定資產(chǎn)投資計算方法是農(nóng)村固定資產(chǎn)總投資減去農(nóng)村基礎設施投資。農(nóng)村基礎設施投資與一般固定資產(chǎn)投資計算所需國民經(jīng)濟行業(yè)投資數(shù)據(jù)來源于1997－1999年《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》和2000－2011年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。產(chǎn)出變量（農(nóng)村GDP）和投入變量（農(nóng)村基礎設施投資、農(nóng)村一般固定資產(chǎn)投資）均以1996年為基年，采用居民價格指數(shù)平滑，消除各期價格波動。居民價格指數(shù)來源于1997－2011年《湖北統(tǒng)計年鑒》。

模型估計結果與分析

計量模型的實質(zhì)是利用回歸分析處理經(jīng)濟變量間的依存性問題，但這并不說明變量間存在穩(wěn)定的關系。一般來說，在建立時間序列模型時，要求所選擇變量的時間序列必須是平穩(wěn)的，即沒有隨機趨勢或者確定趨勢，否則，模型可能出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。然而，在現(xiàn)實經(jīng)濟中，許多經(jīng)濟和商業(yè)時間序列通常都存在趨勢性，趨勢性直接導致一些總括性的統(tǒng)計量如均值、方差、協(xié)方差會隨時間的變化而變化，使得最小二乘估計失去意義。如果某序列是非平穩(wěn)的，一般對其差分使之平穩(wěn)；但差分會使我們失去總量的部分長期信息，而長期信息對于分析問題非常必要，采用協(xié)整檢驗來驗證模型是否存在長期穩(wěn)定性。

平穩(wěn)性檢驗。運用EViews6．0軟件對農(nóng)村GDP、農(nóng)村勞動力、一般固定資產(chǎn)投資與基礎設施投資的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。如果序列不存在單位根，則說明該序列是平穩(wěn)的；反之，則說明序列是不平穩(wěn)的。檢驗序列Yt是否存在單位根的回歸方程為：ΔYt＝C＋αt＋βYt－1∑mi＝1γiΔYt－1（6）其中，C為常數(shù)項，αt為時間趨勢項，m一般選擇能使殘差為白噪聲序列的最小值。通過對比式（6）中的回歸系數(shù)β的t值和ADF檢驗在每個水平下的臨界值來檢驗該序列是否存在單位根。對各變量的時間序列進行單位根檢驗，結果見表1。表1說明各序列在二階平穩(wěn)，可以進行下一步的協(xié)整檢驗。二階單整序列雖然會丟失原序列的部分長期信息，但如果序列通過協(xié)整檢驗，研究結果仍然是可信的。

協(xié)整性檢驗。用EG兩步法對模型進行協(xié)整檢驗，確定變量間是否具有長期穩(wěn)定關系。如果殘差平穩(wěn)，則模型通過協(xié)整檢驗，變量間存在長期穩(wěn)定關系，否則，不存在長期穩(wěn)定關系。分別對規(guī)模報酬不變和規(guī)模報酬可變兩組假定模型進行回歸，得到回歸結果如表2、表3。分別對規(guī)模報酬不變和規(guī)模報酬可變模型回歸后得到的殘差序列進行ADF單位根檢驗，結果見表4。由于在沒有常數(shù)項和趨勢項下的2個t值－4．019、－4．018均小于顯著水平1％的臨界值－4．004，即估計的殘差序列為平穩(wěn)序列，表明兩組假定模型均通過協(xié)整檢驗，都存在長期穩(wěn)定關系。表2、表3的回歸結果可知：在規(guī)模報酬可變與規(guī)模報酬不變的兩組假定下，農(nóng)村基礎設施投資的產(chǎn)出彈性均較小，分別為0．108、0．106。因此兩組模型的各統(tǒng)計量值的差異也比較微弱。但是在規(guī)模報酬可變假定下的調(diào)整后可決系數(shù)（0．966）、對數(shù)似然估計值（17．888），F(xiàn)統(tǒng)計量（85．733）都比在規(guī)模報酬不變假定下的調(diào)整后可決系數(shù)（0．965）、對數(shù)似然估計值（17．792），F(xiàn)統(tǒng)計量（84．446）要大些，因此接受規(guī)模報酬可變的假定，認為規(guī)模報酬可變的生產(chǎn)函數(shù)模型符合實際情況。特別需要指出的是農(nóng)村基礎設施的產(chǎn)出彈性為正值，說明整個生產(chǎn)函數(shù)具有規(guī)模報酬遞增的特性。具體回歸方程如下：Y＝4．282L0．296K0．704I0．106（7）。

根據(jù)以上回歸結果，湖北省1996－2010年農(nóng)村基礎設施投資的產(chǎn)出彈性為0．106，一般固定資產(chǎn)投資的產(chǎn)出彈性為0．704，農(nóng)村勞動力的產(chǎn)出彈性為0．296。其中，一般固定資產(chǎn)投資在模型選擇的投入變量中產(chǎn)出彈性最大，說明其流量變化對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響非常顯著；農(nóng)村勞動力的產(chǎn)出彈性為正，說明農(nóng)村勞動力投入在農(nóng)村經(jīng)濟增長中有著積極的作用；農(nóng)村基礎設施資本投資的產(chǎn)出彈性雖然較小，但也對農(nóng)村經(jīng)濟增長存在正向作用。雖然湖北農(nóng)村基礎設施投資的產(chǎn)出彈性不及一般固定資產(chǎn)投資和勞動力的產(chǎn)出彈性，但是對于湖北農(nóng)村經(jīng)濟總量函數(shù)有著規(guī)模報酬遞增的作用。

結論

采用C－D生產(chǎn)函數(shù)，對湖北省1996－2010年的固定資產(chǎn)投資進行研究，測算了湖北省農(nóng)村基礎設施投資、一般固定資產(chǎn)投資以及勞動力的產(chǎn)出彈性，可得出如下結論。農(nóng)村基礎設施投資不及一般固定資產(chǎn)投資的產(chǎn)出彈性系數(shù)，基礎設施投資的邊際報酬低于一般固定資產(chǎn)投資。政府應該集中有限的資本用于發(fā)展具有前后向關聯(lián)較大、短期投資回報較快的直接生產(chǎn)部門（一般固定資產(chǎn)投資部門），增加產(chǎn)品的產(chǎn)出和收益，從而盡快完成資本的原始積累。等到直接生產(chǎn)部門發(fā)展完善并形成較大的利潤后，再分出一部分利潤用于基礎設施的投資與建設，最終帶動整個國民經(jīng)濟部門的共同發(fā)展。農(nóng)村勞動力的產(chǎn)出彈性系數(shù)遠遠低于一般固定資產(chǎn)投資，農(nóng)村勞動力邊際產(chǎn)出較小，其增加已不能較快地帶動農(nóng)村經(jīng)濟增長，必須要提高勞動力素質(zhì)，把農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移到非農(nóng)部門。農(nóng)村基礎設施投資對湖北農(nóng)村經(jīng)濟總量函數(shù)有著規(guī)模報酬遞增的作用。在基礎設施領域方面，政府也應該維持一定的投資規(guī)模與力度，為直接生產(chǎn)部門和湖北農(nóng)村經(jīng)濟進一步發(fā)展給予持續(xù)的物質(zhì)保障和動力支撐。