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農(nóng)田水利投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系論文
基于我國1990—2012年29個省(市)的面板數(shù)據(jù)，闡明了我國農(nóng)田水利投資和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的現(xiàn)狀，通過構(gòu)建兩者的面板向量自回歸(VAR)模型，實證檢驗并分析了農(nóng)田水利投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關(guān)系。結(jié)果表明：農(nóng)田水利投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間存在長期協(xié)整關(guān)系;農(nóng)田水利投資對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長存在正向的推動作用，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對農(nóng)田水利投資的影響存在地區(qū)差異性;農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對農(nóng)田水利投資影響最大的是西部，農(nóng)田水利投資對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響最小的地區(qū)為東部。對此，提出加大水利投資力度、推廣節(jié)水灌溉技術(shù)、加強水利工程管理體制改革等建議。
根據(jù)2011年6月《水利發(fā)展規(guī)劃(2011—2015)》，全國一半以上的耕地缺少基本灌排條件，40%的大型灌區(qū)骨干工程與50%～60%的中小型灌區(qū)存在設(shè)施不配套、老化、失修等問題，大型灌排泵站的設(shè)備完好率不足60%，農(nóng)田灌溉“最后一公里”問題凸顯。水利設(shè)施的缺乏、老化或者失修必然會給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來負面的影響，從而阻礙農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長。所以近年來我國不斷增加水利建設(shè)投入規(guī)模，根據(jù)水利部規(guī)劃，“十二五”期間我國水利投資規(guī)模將達到8萬億，相比“十一五”期間實際投資規(guī)模增長156%，年均復(fù)合增長20.7%。而我國如此大規(guī)模的水利投資是否促進了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長又能否反過來提高水利投資水平?反思這些問題，有利于提高我國水利投資效率，加強我國農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高各地區(qū)抗災(zāi)能力和糧食生產(chǎn)能力，對保障我國糧食安全、提高水利對經(jīng)濟社會發(fā)展的支撐能力等具有重大的現(xiàn)實意義。
關(guān)于水利投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的關(guān)系，學(xué)者們進行了諸多探索。有學(xué)者基于水利社會核算矩陣的分析發(fā)現(xiàn)，水利投資對國民經(jīng)濟尤其是農(nóng)業(yè)部門能產(chǎn)生較大的拉動效應(yīng)，但是不同水利部門的投資增加對國民經(jīng)濟的具體拉動效應(yīng)存在較大的差別[1]。也有學(xué)者基于C-D生產(chǎn)函數(shù)的研究發(fā)現(xiàn)，增加水利投資對提高糧食產(chǎn)出有促進作用[2]�；谒顿Y和經(jīng)濟發(fā)展歷史數(shù)據(jù)，深入分析水利投資對農(nóng)業(yè)、第二、第三產(chǎn)業(yè)的促進作用，發(fā)現(xiàn)水利投資極大促進了經(jīng)濟的發(fā)展[3]。有學(xué)者通過構(gòu)建生產(chǎn)函數(shù)模型討論基礎(chǔ)設(shè)施投資和人力資本積累與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，結(jié)果表明，基礎(chǔ)設(shè)施投資阻礙了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長[4]。周世香運用DEA和Malmquist指數(shù)分析了全國各個省份的農(nóng)業(yè)水利投資效率，研究發(fā)現(xiàn)“十一五”期間中部和西部大多數(shù)省份的農(nóng)業(yè)水利投資效率都相對低下[5]。
在省(市)層面，有學(xué)者基于四川省的實證分析認為，四川省財政支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資和第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長均具有積極作用[6];基于四川省的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)田水利基建投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長并未形成雙向因果關(guān)系，農(nóng)田水利基建投資增長會推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長并未顯著帶動農(nóng)田水利基建投資的增加[7]。有學(xué)者研究了重慶市農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果表明，重慶市農(nóng)村經(jīng)濟基礎(chǔ)設(shè)施資本存量與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長間存在著長期均衡關(guān)系[8]。
從已有的成果來看，農(nóng)田水利投資能夠促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長基本已經(jīng)得到了絕大多數(shù)學(xué)者的認可，但是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對農(nóng)田水利投資的影響卻成果寥寥;對于兩者之間的雙向關(guān)系，不同的學(xué)者得到了不同的結(jié)論，但仍缺乏基于全國層面的雙向機制的研究。相關(guān)成果和分析思路都為本研究奠定了基礎(chǔ)。本研究基于全國29個省(市)1990—2012年的面板數(shù)據(jù)，借助面板向量自回歸(VAR)模型，并采用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、因果檢驗和面板VAR方法，對農(nóng)田水利投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的雙向影響機制進行分析，并在此基礎(chǔ)上就近期我國政府的水利投資方向和渠道提出相關(guān)的政策建議。
1 材料與方法
1.1 研究方法
采用面板VAR模型分析農(nóng)田水利投資和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的關(guān)系，構(gòu)建了以下模型：
1.2 數(shù)據(jù)來源及預(yù)處理
建國以來，水利投資的統(tǒng)計口徑經(jīng)過多次調(diào)整，其中水利基建投資數(shù)據(jù)較為完整，并且在水利投資中占據(jù)主導(dǎo)地位[2]。因此，選取農(nóng)田水利基建投資完成額(irr)作為農(nóng)田水利投資的分析指標，以農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值(agr)作為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的衡量指標[9]，數(shù)據(jù)分別來源于《中國水利年鑒》和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。為了保持統(tǒng)計口徑的一致，將重慶市歸入四川省;由于西藏地區(qū)存在大量數(shù)據(jù)的缺失，因此不納入討論范圍;時間跨度為1990—2012年�？紤]到全國各個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)發(fā)展狀況和自然資源稟賦的差異，本研究將全國分為東、中、西部3個地區(qū)分別進行分析[東部地區(qū)包括：遼寧、河北、北京、天津、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南共11個省(市、自治區(qū));中部地區(qū)包括吉林、黑龍江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省(自治區(qū))，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、陜西、青海、寧夏、新疆、甘肅、四川、貴州、云南、廣西10個省(市、自治區(qū))]。為了剔除價格波動帶來的不同年份數(shù)據(jù)不具備可比性的問題，用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)(1990年=100)對農(nóng)田水利投資數(shù)據(jù)進行可比價格調(diào)整(個別省份存在少量數(shù)據(jù)缺失的問題，以有數(shù)據(jù)年為基期進行調(diào)整)，用農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)(1990年=100)對農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)進行可比價格調(diào)整。同時，為避免異方差和數(shù)據(jù)的強烈波動影響，對所有數(shù)據(jù)進行了對數(shù)處理，并分別用lirr、lagr來表示取自然對數(shù)后的農(nóng)田水利投資、農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值。本研究構(gòu)建了涵蓋全國除港澳臺之外的3個地區(qū)、29個省(市)23年的面板數(shù)據(jù)，共有667組觀測值。
本研究基于調(diào)整價格影響后的可比價數(shù)據(jù)繪制了農(nóng)田水利投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的發(fā)展趨勢圖(圖1)�？梢钥闯�，1990—2012年間全國農(nóng)田水利投資與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值都呈現(xiàn)出明顯的增長趨勢，并且二者之間存在很大的相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)為0.759 4。但是，農(nóng)田水利投資占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比例在2002年以后卻呈下降的趨勢，表明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對農(nóng)田水利投資的帶動效應(yīng)并不明顯，或者是現(xiàn)有規(guī)模的水利投資已經(jīng)滿足需要，而造成農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增幅高于水利投資增幅。那么，農(nóng)田水利投資的效率如何?農(nóng)田水利投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關(guān)系如何?由于水利項目的投資存在滯后性，其效益可能需要在下一年或更長時間后才會產(chǎn)生影響。因此，有必要進一步從動態(tài)層面來衡量農(nóng)田水利投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。
2 結(jié)果與分析
2.1 面板單位根檢驗
由于做VAR模型要求系統(tǒng)中的變量具有平穩(wěn)性特征[10]，因此有必要對農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值(lagr)、水利投資完成額(lirr)的平穩(wěn)性進行檢驗，以避免采用非平穩(wěn)數(shù)據(jù)擬合模型而造成“偽回歸”。STATA12.0軟件為面板數(shù)據(jù)提供了5種單位根檢驗方法，分別為LLC檢驗、HT檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗和Fisher檢驗，為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究利用上述5種檢驗法得到了表1的檢驗結(jié)果�？梢钥闯�，當檢驗3個地區(qū)2個變量的一階差分序列時，均顯著地拒絕了原假設(shè)，而原值序列不能完全拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，因此這2個變量的一階差分值為平穩(wěn)序列，即兩者均為一階單整序列。
2.2 面板協(xié)整檢驗
為了檢驗2個變量之間是否具有長期均衡的關(guān)系，在單位根檢驗基礎(chǔ)上對數(shù)據(jù)序列進行協(xié)整檢驗。Westerlund構(gòu)造了4個統(tǒng)計量，2個組統(tǒng)計量Gt、Ga，2個面板統(tǒng)計量Pt、Pa[11]。組統(tǒng)計量說明在允許面板異質(zhì)性的條件下存在協(xié)整關(guān)系，面板統(tǒng)計量是在考慮面板同質(zhì)性的條件下檢驗是否存在協(xié)整關(guān)系，2組統(tǒng)計量的原假設(shè)均為不存在協(xié)整關(guān)系。由表2可知，2組面板統(tǒng)計量的檢驗結(jié)果基本是一致的，均顯著地拒絕了原假設(shè)。因此，東、中、西3個地區(qū)的農(nóng)田水利投資和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間存在長期協(xié)整關(guān)系。也就是說，農(nóng)田水利投資對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長從長期看來存在促進作用，并且可以通過誤差修正機制，保持兩者之間長期穩(wěn)定“均衡”的關(guān)系。
2.3 面板誤差修正模型
為了檢驗農(nóng)田水利投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間長期、短期的因果關(guān)系，本研究建立了面板數(shù)據(jù)誤差修正模型。做誤差修正模型之前還應(yīng)該正確確定滯后期k，如果滯后期太少，誤差項的自相關(guān)會很嚴重，并導(dǎo)致參數(shù)的非一致性估計。在模型中適當加大k值(增加滯后變量個數(shù))，可以消除誤差項中存在的自相關(guān)。但是k值又不宜過大，因為過大會導(dǎo)致自由度減小，直接影響模型參數(shù)估計量的有效性[12]。本研究主要采用當前較為常用的3種確定滯后約束的檢驗方法：似然比(loglikelihood ratio，LR)統(tǒng)計量、赤池信息準則(Akaike information criterion，AIC)和施瓦茨信息準則(Schwartz criterion，SC)。由表3可知，根據(jù)選擇最優(yōu)k值的原則，即在增加k值的過程中使AIC、SC值達到最小，確定滯后期數(shù)為2期。
由表4可以看出，東部地區(qū)的誤差修正項ECM(-1)在模型(2)、模型(3)中均達到5%的顯著性水平，這說明長期看來，農(nóng)田水利投入是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的原因，反之亦成立，即東部地區(qū)存在從農(nóng)田水利投入到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的雙向因果關(guān)系。短期內(nèi)，東部地區(qū)僅存在從農(nóng)田水利投入到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系。對于中部地區(qū)而言，長期內(nèi)，兩者之間存在雙向因果關(guān)系，但是短期內(nèi)只存在從農(nóng)田水利投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系;無論是長期還是短期，西部地區(qū)都只存在從農(nóng)田水利投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系。
2.4 面板VAR模型
2.4.1 面板矩估計 為了說明變量之間的回歸關(guān)系，首先進行面板矩估計(generalized method of moments，GMM)，采用均值差分法消除時間效應(yīng)，前向差分法消除固定效應(yīng)。由表5的結(jié)果可以看出，對于全國3個地區(qū)而言，無論是滯后1期還是2期，農(nóng)田水利投資都顯著地表現(xiàn)出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的正向促進作用，這也說明了農(nóng)田水利投資的效益存在滯后性，在較長的時間內(nèi)才能更好地發(fā)揮對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的促進作用。在滯后期數(shù)相同的情況下，西部地區(qū)農(nóng)田水利投資對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的正向促進作用大于中部、東部地區(qū)，更多的可能是因為自然資源稟賦的差異，導(dǎo)致西部地區(qū)農(nóng)田水利投資的增加可以獲得更多的邊際效益。
農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對農(nóng)田水利投資的作用在不同地區(qū)表現(xiàn)不同。滯后2期的情況下，東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長表現(xiàn)出對農(nóng)田水利投資的負向顯著，而在滯后1期時不顯著�？赡苁且驗闁|部地區(qū)具有優(yōu)越的地理環(huán)境和資源稟賦，以及良好的經(jīng)濟基礎(chǔ)，其政策重心更多地傾向于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整或者農(nóng)業(yè)新品種和新技術(shù)的開發(fā)，從而擠出了農(nóng)田水利的投資。中部地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對農(nóng)田水利投資存在顯著的促進作用，而西部地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對于農(nóng)田水利投資的作用不顯著。
2.4.2 面板方差分解 為了更好地分析農(nóng)田水利投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間相互影響的程度，利用面板方差分解來進行進一步的說明。表6為第10個、第20個預(yù)測期的方差分解結(jié)果。由結(jié)果可知，第10個預(yù)測期與第20個預(yù)測期的結(jié)果比較接近，說明系統(tǒng)在第10個預(yù)測期已基本趨于穩(wěn)定，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長與農(nóng)田水利投資之間的動態(tài)關(guān)系已達到均衡;系統(tǒng)內(nèi)2個變量受自身沖擊的影響均大于受對方?jīng)_擊的影響，對自身波動的貢獻率均在60%以上;農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對農(nóng)田水利投資的影響在18%～30%之間，其中西部最高，東部最低。西部地區(qū)經(jīng)濟相對落后，而且水資源極度匱乏，因此需要不斷補充和完善水利基礎(chǔ)設(shè)施，提高水資源利用率，從而保證農(nóng)業(yè)的進一步發(fā)展;農(nóng)田水利投資對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響在 13%～30% 之間，其中中部高于西部，西部高于東部。對于東部地區(qū)來說，良好的經(jīng)濟基礎(chǔ)和優(yōu)越的地理位置極大地促進了該地區(qū)農(nóng)業(yè)的發(fā)展，在各類型水利設(shè)施基本配套的情況下，單位水利投資的效益到達拐點，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的進一步增長需要依賴技術(shù)的進步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整。
3 結(jié)論與討論
本研究基于全國29個省(市)1990—2012年的面板數(shù)據(jù)，總結(jié)了我國近年來農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長和農(nóng)田水利投資的情況。通過構(gòu)建面板VAR模型，探析了我國東、中、西部3個地區(qū)農(nóng)田水利投資和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的相互關(guān)系，主要結(jié)論如下。
第一，對全國而言，農(nóng)田水利投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間存在長期的協(xié)整關(guān)系。農(nóng)田水利投資對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長表現(xiàn)出顯著的正向影響。也就是說，無論是東部，還是中部、西部，從長遠看來，農(nóng)田水利投資對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長均存在正向的推動作用。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對農(nóng)田水利投資的影響卻因地而異。
第二，農(nóng)田水利投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的關(guān)系存在較強的區(qū)域差異。短期內(nèi)，東部地區(qū)僅存在從農(nóng)田水利投入到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系，而長期內(nèi)二者之間存在雙向因果關(guān)系;對于中部地區(qū)而言，長期內(nèi)兩者之間存在雙向因果關(guān)系，但是短期內(nèi)只存在從農(nóng)田水利投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系;無論是長期還是短期，西部地區(qū)都只存在從農(nóng)田水利投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系。
第三，方差分解的結(jié)果證明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對農(nóng)田水利投資影響最大的是西部，農(nóng)田水利投資對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響最小的地區(qū)為東部，可能的原因在于各地區(qū)資源稟賦和經(jīng)濟條件的差異。
綜上所述，本研究認為1990年以來全國農(nóng)田水利投資的整體效應(yīng)是積極的。為了進一步提高農(nóng)田水利投資的社會效應(yīng)和經(jīng)濟效應(yīng)，節(jié)約水資源，促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的可持續(xù)增長，應(yīng)從以下幾個方面進行調(diào)整和改善：第一，應(yīng)繼續(xù)加大農(nóng)田水利投資力度，特別是小型農(nóng)田水利設(shè)施末端渠系的工程建設(shè)，以解決農(nóng)田水利工程中“最后一公里”問題;第二，應(yīng)大力推廣節(jié)水灌溉技術(shù)，配套節(jié)水灌溉工程，從而避免水資源的過度消耗，提高有效灌溉，保障農(nóng)業(yè)綜合效益;第三，從水利事業(yè)和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟長遠良性發(fā)展來看，需要加大農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整以及水利工程管理體制改革的力度，制定合理的水資源管理政策，提高農(nóng)戶節(jié)水、管水、投入農(nóng)田水利建設(shè)的積極性，發(fā)揮農(nóng)田水利投資對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的短期、長期效應(yīng)，從而實現(xiàn)經(jīng)濟、社會和生態(tài)的穩(wěn)步、健康發(fā)展。
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