辽宁政府农业投资与经济增长协整效应研究——基于向量自回归模型的分析

王欣兰 闫宇光 刘艳春

（1.辽宁大学商学院，沈阳 110036；2.弗吉尼亚大学文理学院，美国 22903）

一、引言

优化农业投资结构，合理配置农业资源，是农业经济持续稳定健康增长的重要保证。目前，对政府农业投资与经济增长之间关系的研究，由于数据选取、经验变量以及计量分析方法的应用差异导致尚未获得一致性的结论。一种观点认为，政府通过基础设施、公共资本和R&D（研究与开发）投入，能够提高要素生产率，促进经济增长。如Schultz在《改造传统农业》一书中指出：农田水利灌溉、农村电力以及农村教育等农村基础设施的投资能够更好地改造传统农业，促进农业产值。另一种根据经验分析得出的观点是，政府农业投资对经济增长无效应，甚至是负效应。如Barro（1990）运用扩展的内生增长模型考察了1960年-1985年间76个国家的人均GDP增长率和政府支出比例的关系，结果表明经济增长和政府支出比例负相关且不显著。樊胜根、张林秀、张晓波（2002）利用1970年-1997年间的省级数据，用联立方程模型估计了不同类型的政府投入效果，证明了地方政府在农业研发、灌溉、教育和基础设施领域的投入，不仅推动了农业产出的增长，而且有助于缓解农村贫困。钱克明（2003）运用单方程模型，估计各种农业公共投入品对农牧业总产值的贡献大小依次为：农业科技投入、农村教育投入、农村基础设施投入、农牧户物质投入。刘伦武（2006）以建立向量误差修正模型为基础，使用脉冲响应函数和预测方差分解来描述中国农业基础设施发展与农村经济增长之间的动态相关性。结果表明，农村经济增长与农业基础设施水平存在长期均衡关系，它们之间的相互协调性对保持农村经济持续增长起重要作用，短期内我国农业基础设施发展与农村经济增长呈现强度较弱的正向交互影响。张迎春（2008）通过分析政府农业投资对其他农业投资的带动效应得出，政府农业投资对农业经济本身和总体经济发展而言都是十分重要和必要的。

学术界虽然对政府农业投资与经济增长关系的研究取得了诸多成果，但结论并不能简单地一概而论。从总体上看，大多数研究成果集中在全国层面和个别省级范畴内。鉴于省际经济异质性和要素禀赋的差异性，本文以辽宁省1980年-2008年数据为基础，利用协整分析和向量自回归模型研究方法，系统研究辽宁政府农业投资与经济增长之间是否存在长期稳定的均衡关系，分析政府农业投资在经济增长的长期以及动态过程中的作用。研究这些问题并做出一定层面的回答，将有益于辽宁积极调整政府农业投资结构，进一步优化农业资源配置效率，对于制定长远的政府农业投资政策具有一定的积极意义。

二、政府农业投资与经济增长关系的基本分析

（一）变量选择和数据采集

政府农业投资是指各级财政用于支持农业和农村发展的建设性资金投入，包括支农支出、农业基本建设支出和农业科技三项费用。鉴于政府农业投资中以上三项费用完整的数据始于1980年，为保证统计分析口径的一致性，本文选取自1980年以来的可得数据。农业经济增长指标采用农业GDP，因为农业GDP是国际公认的反映农业经济增长比较有效的指标，是指第一产业增加值。本文采用的样本为辽宁省1980年-2008年的年度数据，来源是根据历年《辽宁统计年鉴》整理得到。其中，支农支出、农业基本建设支出和农业科技三项费用三项指标，由于从2007年起不再统计，为保证统计分析的连续性，2007年和2008年这三项指标的数据是通过二次指数平滑法获得的。

（二）数据处理

为消除时间序列中存在的异方差现象和数据存在的剧烈波动，对变量进行对数变换，变换后不改变原序列的协整关系，取对数后的农业GDP、支农支出、农业基本建设支出和农业科技三项费用序列分别表示为 LNGDP、LNSCSY、LNJJZC 和 LNKJSX。对各对数序列进行一阶差分处理，分别表示为DLNGDP、DLNSCSY、DLNJJZC和 DLNKJSX。

（三）数据的基本分析

为了对所研究的数据序列的特征初步认识和判断，采用描述性统计分析方法对各变量对数序列和一阶差分序列进行统计描述，结果见图1和图2。

图1 1980年-2008年各变量对数序列变动趋势图

图2 1980年-2008年各变量差分对数序列变动趋势图

由图1可以看出，序列LNGDP、LNSCSY、LNJJZC和LNKJSX在样本区间内呈现不断增长的运行趋势。由图2可以看出，一阶差分序列具有平稳性。因此，初步判断农业GDP与各项政府农业投资之间可能存在协整关系。

三、政府农业投资与经济增长的协整分析

政府农业投资与经济增长之间的长期均衡和短期影响分析是基于协整分析和误差修正模型框架实现的。

（一）协整分析理论模型

基于C-D生产函数理论模型，本文将政府农业投资与经济增长关系的模型构建为：

式中：SCSY——支农支出；

JJZC——农业基本建设支出；

KJSX——农业科技三项费用；

L——农业从业人员。

由于在分析的过程中，劳动力这一解释变量与其他各变量的运行趋势差异较大，且变化不显著。这与改革开放以来我国劳动力数量已不构成经济增长约束的实际情况基本相符，且与谢海军（2008）基于面板数据对辽宁农村经济增长研究得出的劳动力对农村经济的影响不显著的结论相契合。鉴于此，接下来的研究将略去劳动力（L）这一解释变量。

（二）数据平稳性检验

本文采用 ADF（the Augmented Diekey-Fuller）检验，判断各变量时间序列的平稳性，检验结果如表1所示。

由表1检验结果可知，取对数后的农业GDP、支农支出、农业基本建设支出和农业科技三项各水平序列均是非平稳序列。但经过一阶差分后均是平稳序列，即都是1阶单整。因此，可以在此基础上进行各变量之间的协整分析。

（三）政府农业投资与经济增长的长期均衡分析

在进行长期均衡分析之前，应进行协整检验以确定各变量之间是否存在协整关系。协整检验的思想是：尽管两个或两个以上的变量序列为非平稳序列，但它们的某种线性组合却呈现稳定性，则这两个或两个以上的变量之间便存在长期稳定关系，即协整关系。本文选择Johansen协整检验法检验各变量之间是否存在协整关系。以经济学解释为指导，结合统计学标准，本文采用序列有均值、协整方程有截距的检验形式，即

协整检验首先要确定合理的滞后阶数以保证统计上的可信度，本文根据AIC和SC信息量取值最小的原则确定模型的滞后阶数为1，协整关系检验结果见表2所示。

由表2协整检验结果表明，在1982年-2008年样本区间内，LNGDP、LNSCSY、LNKJSX 和 LNJJZC之间存在唯一的协整关系，残差序列是平稳序列，进一步验证了协整关系的正确性，长期均衡方程如下：

上述协整方程表明，从长期来看，支农支出的产出弹性为正，且最为显著，其每增加1个单位将引起农业GDP增加1.25个单位；农业科技三项费用的产出弹性也为正，但产出弹性较小，其每增加1个单位将引起农业GDP增长0.21个单位；农业基本建设支出产出弹性系数为负。

（四）基于误差修正模型的政府农业投资对经济增长的短期影响分析

根据Granger表述定理，如果变量X和Y是协整的，则它们之间的短期非均衡关系总能表述为一个误差修正模型，即

式中：ecmt-1——非均衡误差项或者说成是长期均衡偏差项；

λ——短期调整参数。

为了考察政府农业投资对农业经济增长短期非均衡的影响，建立误差修正模型，估计结果为：

误差修正模型中的ECM的系数，即短期调整参数为-0.51868，t值为-5.29699，显著为负。该结果表明，存在一个误差修正项，使GDP在短期内的波动以5.19%的速度从反向使其向长期均衡状态调整。

四、政府农业投资对经济增长的动态影响分析

（一）VAR模型的构建

最一般的VAR（p）模型的数学表达式为：

式中：Yt——k维内生列向量；

Xt——d维外生变量列向量；

p——滞后阶数；

T——样本的个数；

H——待估的系数矩阵，k×k维矩阵Φ1，Φ2，…，Φp和k×d维矩阵；

εt——k维随机扰动列向量，εt满足高斯假设条件。

由上述协整检验可知，LNGDP、LNSCSY、LNKJSX和LNJJZC之间存在协整关系，可建立VAR模型来研究政府农业投资对经济增长的动态影响。根据AIC和SC最小的准则，可以确定该模型的最优滞后期数为 1，建立 VAR（1）模型，此时 AIC值为 -3.468148，SC值为-2.516574。模型4个方程的F统计量均远大于临界值，调整的R2分别为：0.994074、0.990143、0.969457和0.955309，拟合效果较好。参数估计结果见表3所示。

由表3参数估计结果表明，GDP受上一期GDP和支农支出的变化影响较大，且均为正相关；农业科技三项费用的增加也会带来经济增长，但作用程度较弱；农业基本建设支出的增加会给下一期的经济增长带来负效应。这说明农业经济增长的较高基础和支农支出的增加对下一期经济增长具有显著作用。

（二）Granger因果关系检验

政府农业投资与农业经济增长之间是否构成因果关系，还需Granger因果关系检验解决该问题。Granger（1969）因果关系检验的数学模型为：

式中：p、q——y、x的滞后阶数。

由于该检验对滞后期的选择极为敏感，本文根据AIC和SC准则选取滞后期，检验结果见表4所示。

由上述检验结果可见，在5%的显著性水平上，LNSCSY是LNGDP的Granger原因；LNGDP是LNJJZC和LNKJSX的格兰杰原因；LNSCSY是LNJJZC和LNKJSX的格兰杰原因。说明支农支出拉动了农业经济增长，且经济增长带动了农业基本建设支出和科技三项投入的增长。同时，支农支出对农业基本建设支出和科技三项投入也存在着一种推进的作用。

五、结论及启示

根据以上实证分析，可以得到以下几点基本结论及启示：

1.支农支出总量扩大和结构优化是农业经济增长的关键。支农支出与农业经济增长之间存在着长期均衡关系，其对农业经济增长的正向效应显著。这可能是因为支援生产支出包括小型农田水利和水土保持补助费、支援农村合作生产组织资金、农村农技推广和植保补助费、农村水产补助费、农村草场和畜禽保护补助费、农村造林和林木保护补助费等。辽宁“十五”期间推进农林牧渔业结构调整，提高林牧渔业比重，充分发挥了各项支援生产支出的贡献，促进了农林牧副渔业生产全面发展。另外，农林牧副渔事业费也并非单纯用于人员供养的工资性支出，而是包含各农口事业单位的技术推广、良种推广（示范）、水质监测、勘探设计、干部训练和农业单位人员机构经费与农业事业专项经费等方面。由于农业技术推广和良种推广能显著增加农作物的产出，加之这种示范作用对农民生产积极性具有积极的带动作用。因此，该项支出的产出弹性较高。目前，尽管辽宁支农支出占政府农业投资的比重约为78%，但支农支出占财政支出的比重却呈逐年下降趋势。鉴于此，应进一步扩大支农支出投入的总量，优化支农支出结构，加强对小型农田水利、支援农村合作、农村农技推广、良种推广（示范）等方面专项资金的投入，并严格控制人员经费增长。

2.科技三项投入应加强计划和管理以提高资金使用效率。科技三项投入与农业经济增长之间已形成长期均衡机制，其对农业经济增长也具有正向影响作用，但产出弹性较小。这可能是因为科技三项支出主要指各项农业科研的新产品试验费、中间试验费、重要科学研究补助费。该项资金尽管自1980年有较快增长，但总体投入份额较低，且项目分散，加之管理部门多元，难以集中有限的资金，使之发挥更大的效益，延缓了科技成果产业化的进程。这说明辽宁农业尚未步入内涵式增长的道路。目前，辽宁用于农业科技的投资占农业GDP的比重不足0.15%，低于发展中国家平均为0.7%的水平，更远低于发达国家的2.37%的水平。因此，长期投入不足形成的“瓶颈”、投入效率低下、监管不力、项目分散，尤其是科研成果转化率低等问题是造成贡献率低的主要原因。今后应进一步加大对科技三项的投入，加强计划和管理体制，突出重点，注重实效，提高资金的使用效益。

3.农业基本建设投资应建立稳定增长的长效机制。农业基本建设投资对农业经济增长尚未形成一种长效均衡机制，且其产出弹性为负。这可能是因为农业基本建设资金主要用于农业、林业、水利、气象等行业的重大基础设施建设，一般耗资大，建设周期长，从经费划拨到项目投入、实现产出需要较长的周期。加之，大型农业基础设施具有较强的外溢性、拥挤效应和公共物品属性，其主要是弥补市场失灵、提供公共服务和改善民生，并不能单纯考虑产出的经济效应。近年来，虽然政府农业投资规模逐年增长，但农业基本建设投资波动较大，尚未形成长期稳定增长的机制。从加强农业综合生产能力建设、提高农业抗御自然灾害水平、促进农业可持续发展的高度出发，应切实提高农业基本建设投资，建立稳定增长的长效机制。

〔1〕（美）舒尔茨著.梁立民译.改造传统农业[M].北京：商务印书馆，2006.

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