農田水利投資與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系論文
基于我國1990—2012年29個(gè)省(市)的面板數據，闡明了我國農田水利投資和農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的現狀，通過(guò)構建兩者的面板向量自回歸(VAR)模型，實(shí)證檢驗并分析了農田水利投資與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。結果表明：農田水利投資與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)之間存在長(cháng)期協(xié)整關(guān)系;農田水利投資對農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)存在正向的推動(dòng)作用，而農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)對農田水利投資的影響存在地區差異性;農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)對農田水利投資影響最大的是西部，農田水利投資對農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)影響最小的地區為東部。對此，提出加大水利投資力度、推廣節水灌溉技術(shù)、加強水利工程管理體制改革等建議。
根據2011年6月《水利發(fā)展規劃(2011—2015)》，全國一半以上的耕地缺少基本灌排條件，40%的大型灌區骨干工程與50%～60%的中小型灌區存在設施不配套、老化、失修等問(wèn)題，大型灌排泵站的設備完好率不足60%，農田灌溉“最后一公里”問(wèn)題凸顯。水利設施的缺乏、老化或者失修必然會(huì )給農業(yè)生產(chǎn)帶來(lái)負面的影響，從而阻礙農業(yè)經(jīng)濟的增長(cháng)。所以近年來(lái)我國不斷增加水利建設投入規模，根據水利部規劃，“十二五”期間我國水利投資規模將達到8萬(wàn)億，相比“十一五”期間實(shí)際投資規模增長(cháng)156%，年均復合增長(cháng)20.7%。而我國如此大規模的水利投資是否促進(jìn)了農業(yè)經(jīng)濟的增長(cháng)，農業(yè)經(jīng)濟的增長(cháng)又能否反過(guò)來(lái)提高水利投資水平?反思這些問(wèn)題，有利于提高我國水利投資效率，加強我國農田水利基礎設施建設，提高各地區抗災能力和糧食生產(chǎn)能力，對保障我國糧食安全、提高水利對經(jīng)濟社會(huì )發(fā)展的支撐能力等具有重大的現實(shí)意義。
關(guān)于水利投資與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的關(guān)系，學(xué)者們進(jìn)行了諸多探索。有學(xué)者基于水利社會(huì )核算矩陣的分析發(fā)現，水利投資對國民經(jīng)濟尤其是農業(yè)部門(mén)能產(chǎn)生較大的拉動(dòng)效應，但是不同水利部門(mén)的投資增加對國民經(jīng)濟的具體拉動(dòng)效應存在較大的差別[1]。也有學(xué)者基于C-D生產(chǎn)函數的研究發(fā)現，增加水利投資對提高糧食產(chǎn)出有促進(jìn)作用[2]�；谒顿Y和經(jīng)濟發(fā)展歷史數據，深入分析水利投資對農業(yè)、第二、第三產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用，發(fā)現水利投資極大促進(jìn)了經(jīng)濟的發(fā)展[3]。有學(xué)者通過(guò)構建生產(chǎn)函數模型討論基礎設施投資和人力資本積累與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)之間的關(guān)系，結果表明，基礎設施投資阻礙了農業(yè)經(jīng)濟的增長(cháng)[4]。周世香運用DEA和Malmquist指數分析了全國各個(gè)省份的農業(yè)水利投資效率，研究發(fā)現“十一五”期間中部和西部大多數省份的農業(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(shí)證分析認為，四川省財政支農支出、農業(yè)固定資產(chǎn)投資和第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數對農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)均具有積極作用[6];基于四川省的研究發(fā)現，農田水利基建投資與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)并未形成雙向因果關(guān)系，農田水利基建投資增長(cháng)會(huì )推動(dòng)農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)，而農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)并未顯著(zhù)帶動(dòng)農田水利基建投資的增加[7]。有學(xué)者研究了重慶市農村基礎設施對農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的影響，結果表明，重慶市農村經(jīng)濟基礎設施資本存量與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)間存在著(zhù)長(cháng)期均衡關(guān)系[8]。
從已有的成果來(lái)看，農田水利投資能夠促進(jìn)農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)基本已經(jīng)得到了絕大多數學(xué)者的認可，但是農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)對農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。本研究基于全國29個(gè)省(市)1990—2012年的面板數據，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，對農田水利投資與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)之間的雙向影響機制進(jìn)行分析，并在此基礎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模型分析農田水利投資和農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的關(guān)系，構建了以下模型：
1.2 數據來(lái)源及預處理
建國以來(lái)，水利投資的統計口徑經(jīng)過(guò)多次調整，其中水利基建投資數據較為完整，并且在水利投資中占據主導地位[2]。因此，選取農田水利基建投資完成額(irr)作為農田水利投資的分析指標，以農林牧漁業(yè)總產(chǎn)值(agr)作為農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的衡量指標[9]，數據分別來(lái)源于《中國水利年鑒》和國家統計局網(wǎng)站。為了保持統計口徑的一致，將重慶市歸入四川省;由于西藏地區存在大量數據的缺失，因此不納入討論范圍;時(shí)間跨度為1990—2012年�？紤]到全國各個(gè)地區經(jīng)濟發(fā)展水平、農業(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(gè)地區分別進(jìn)行分析[東部地區包括：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(gè)省(市、自治區);中部地區包括吉林、黑龍江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個(gè)省(自治區)，西部地區包括內蒙古、陜西、青海、寧夏、新疆、甘肅、四川、貴州、云南、廣西10個(gè)省(市、自治區)]。為了剔除價(jià)格波動(dòng)帶來(lái)的不同年份數據不具備可比性的問(wèn)題，用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(1990年=100)對農田水利投資數據進(jìn)行可比價(jià)格調整(個(gè)別省份存在少量數據缺失的問(wèn)題，以有數據年為基期進(jìn)行調整)，用農林牧漁業(yè)總產(chǎn)值指數(1990年=100)對農林牧漁業(yè)總產(chǎn)值數據進(jìn)行可比價(jià)格調整。同時(shí)，為避免異方差和數據的強烈波動(dòng)影響，對所有數據進(jìn)行了對數處理，并分別用lirr、lagr來(lái)表示取自然對數后的農田水利投資、農林牧漁業(yè)總產(chǎn)值。本研究構建了涵蓋全國除港澳臺之外的3個(gè)地區、29個(gè)省(市)23年的面板數據，共有667組觀(guān)測值。
本研究基于調整價(jià)格影響后的可比價(jià)數據繪制了農田水利投資與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的發(fā)展趨勢圖(圖1)�？梢钥闯�，1990—2012年間全國農田水利投資與農林牧漁業(yè)總產(chǎn)值都呈現出明顯的增長(cháng)趨勢，并且二者之間存在很大的相關(guān)性，相關(guān)系數為0.759 4。但是，農田水利投資占農林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比例在2002年以后卻呈下降的趨勢，表明農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)對農田水利投資的帶動(dòng)效應并不明顯，或者是現有規模的水利投資已經(jīng)滿(mǎn)足需要，而造成農業(yè)產(chǎn)出增幅高于水利投資增幅。那么，農田水利投資的效率如何?農田水利投資與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)之間的動(dòng)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(cháng)時(shí)間后才會(huì )產(chǎn)生影響。因此，有必要進(jìn)一步從動(dòng)態(tài)層面來(lái)衡量農田水利投資與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)之間的關(guān)系。
2 結果與分析
2.1 面板單位根檢驗
由于做VAR模型要求系統中的變量具有平穩性特征[10]，因此有必要對農林牧漁業(yè)總產(chǎn)值(lagr)、水利投資完成額(lirr)的平穩性進(jìn)行檢驗，以避免采用非平穩數據擬合模型而造成“偽回歸”。STATA12.0軟件為面板數據提供了5種單位根檢驗方法，分別為L(cháng)LC檢驗、HT檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗和Fisher檢驗，為保證結果的穩健性，本研究利用上述5種檢驗法得到了表1的檢驗結果�？梢钥闯�，當檢驗3個(gè)地區2個(gè)變量的一階差分序列時(shí)，均顯著(zhù)地拒絕了原假設，而原值序列不能完全拒絕“存在單位根”的原假設，因此這2個(gè)變量的一階差分值為平穩序列，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(gè)變量之間是否具有長(cháng)期均衡的關(guān)系，在單位根檢驗基礎上對數據序列進(jìn)行協(xié)整檢驗。Westerlund構造了4個(gè)統計量，2個(gè)組統計量Gt、Ga，2個(gè)面板統計量Pt、Pa[11]。組統計量說(shuō)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組統計量的原假設均為不存在協(xié)整關(guān)系。由表2可知，2組面板統計量的檢驗結果基本是一致的，均顯著(zhù)地拒絕了原假設。因此，東、中、西3個(gè)地區的農田水利投資和農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)之間存在長(cháng)期協(xié)整關(guān)系。也就是說(shuō)，農田水利投資對農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)從長(cháng)期看來(lái)存在促進(jìn)作用，并且可以通過(guò)誤差修正機制，保持兩者之間長(cháng)期穩定“均衡”的關(guān)系。
2.3 面板誤差修正模型
為了檢驗農田水利投入與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)之間長(cháng)期、短期的因果關(guān)系，本研究建立了面板數據誤差修正模型。做誤差修正模型之前還應該正確確定滯后期k，如果滯后期太少，誤差項的自相關(guān)會(huì )很?chē)乐�，并導致參數的非一致性估計。在模型中適當加大k值(增加滯后變量個(gè)數)，可以消除誤差項中存在的自相關(guān)。但是k值又不宜過(guò)大，因為過(guò)大會(huì )導致自由度減小，直接影響模型參數估計量的有效性[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，根據選擇最優(yōu)k值的原則，即在增加k值的過(guò)程中使AIC、SC值達到最小，確定滯后期數為2期。
由表4可以看出，東部地區的誤差修正項ECM(-1)在模型(2)、模型(3)中均達到5%的顯著(zhù)性水平，這說(shuō)明長(cháng)期看來(lái)，農田水利投入是農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的原因，反之亦成立，即東部地區存在從農田水利投入到農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的雙向因果關(guān)系。短期內，東部地區僅存在從農田水利投入到農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的單向因果關(guān)系。對于中部地區而言，長(cháng)期內，兩者之間存在雙向因果關(guān)系，但是短期內只存在從農田水利投入對農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的單向因果關(guān)系;無(wú)論是長(cháng)期還是短期，西部地區都只存在從農田水利投入對農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)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(shuō)明變量之間的回歸關(guān)系，首先進(jìn)行面板矩估計(generalized method of moments，GMM)，采用均值差分法消除時(shí)間效應，前向差分法消除固定效應。由表5的結果可以看出，對于全國3個(gè)地區而言，無(wú)論是滯后1期還是2期，農田水利投資都顯著(zhù)地表現出對農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的正向促進(jìn)作用，這也說(shuō)明了農田水利投資的效益存在滯后性，在較長(cháng)的時(shí)間內才能更好地發(fā)揮對農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的促進(jìn)作用。在滯后期數相同的情況下，西部地區農田水利投資對農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的正向促進(jìn)作用大于中部、東部地區，更多的可能是因為自然資源稟賦的差異，導致西部地區農田水利投資的增加可以獲得更多的邊際效益。
農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)對農田水利投資的作用在不同地區表現不同。滯后2期的情況下，東部地區的農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)表現出對農田水利投資的負向顯著(zhù)，而在滯后1期時(shí)不顯著(zhù)�？赡苁且驗闁|部地區具有優(yōu)越的地理環(huán)境和資源稟賦，以及良好的經(jīng)濟基礎，其政策重心更多地傾向于農業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的調整或者農業(yè)新品種和新技術(shù)的開(kāi)發(fā)，從而擠出了農田水利的投資。中部地區農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)對農田水利投資存在顯著(zhù)的促進(jìn)作用，而西部地區農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)對于農田水利投資的作用不顯著(zhù)。
2.4.2 面板方差分解 為了更好地分析農田水利投資與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)之間相互影響的程度，利用面板方差分解來(lái)進(jìn)行進(jìn)一步的說(shuō)明。表6為第10個(gè)、第20個(gè)預測期的方差分解結果。由結果可知，第10個(gè)預測期與第20個(gè)預測期的結果比較接近，說(shuō)明系統在第10個(gè)預測期已基本趨于穩定，農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)與農田水利投資之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系已達到均衡;系統內2個(gè)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(dòng)的貢獻率均在60%以上;農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)對農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設施，提高水資源利用率，從而保證農業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展;農田水利投資對農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的影響在 13%～30% 之間，其中中部高于西部，西部高于東部。對于東部地區來(lái)說(shuō)，良好的經(jīng)濟基礎和優(yōu)越的地理位置極大地促進(jìn)了該地區農業(yè)的發(fā)展，在各類(lèi)型水利設施基本配套的情況下，單位水利投資的效益到達拐點(diǎn)，農業(yè)經(jīng)濟的進(jìn)一步增長(cháng)需要依賴(lài)技術(shù)的進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化調整。
3 結論與討論
本研究基于全國29個(gè)省(市)1990—2012年的面板數據，總結了我國近年來(lái)農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)和農田水利投資的情況。通過(guò)構建面板VAR模型，探析了我國東、中、西部3個(gè)地區農田水利投資和農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)之間的相互關(guān)系，主要結論如下。
第一，對全國而言，農田水利投資與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)之間存在長(cháng)期的協(xié)整關(guān)系。農田水利投資對農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)表現出顯著(zhù)的正向影響。也就是說(shuō)，無(wú)論是東部，還是中部、西部，從長(cháng)遠看來(lái)，農田水利投資對農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)均存在正向的推動(dòng)作用。農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)對農田水利投資的影響卻因地而異。
第二，農田水利投資與農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)之間的關(guān)系存在較強的區域差異。短期內，東部地區僅存在從農田水利投入到農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的單向因果關(guān)系，而長(cháng)期內二者之間存在雙向因果關(guān)系;對于中部地區而言，長(cháng)期內兩者之間存在雙向因果關(guān)系，但是短期內只存在從農田水利投入對農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的單向因果關(guān)系;無(wú)論是長(cháng)期還是短期，西部地區都只存在從農田水利投入對農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的單向因果關(guān)系。
第三，方差分解的結果證明農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)對農田水利投資影響最大的是西部，農田水利投資對農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)影響最小的地區為東部，可能的原因在于各地區資源稟賦和經(jīng)濟條件的差異。
綜上所述，本研究認為1990年以來(lái)全國農田水利投資的整體效應是積極的。為了進(jìn)一步提高農田水利投資的社會(huì )效應和經(jīng)濟效應，節約水資源，促進(jìn)農業(yè)經(jīng)濟的可持續增長(cháng)，應從以下幾個(gè)方面進(jìn)行調整和改善：第一，應繼續加大農田水利投資力度，特別是小型農田水利設施末端渠系的工程建設，以解決農田水利工程中“最后一公里”問(wèn)題;第二，應大力推廣節水灌溉技術(shù)，配套節水灌溉工程，從而避免水資源的過(guò)度消耗，提高有效灌溉，保障農業(yè)綜合效益;第三，從水利事業(yè)和農業(yè)經(jīng)濟長(cháng)遠良性發(fā)展來(lái)看，需要加大農業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調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，提高農戶(hù)節水、管水、投入農田水利建設的積極性，發(fā)揮農田水利投資對農業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的短期、長(cháng)期效應，從而實(shí)現經(jīng)濟、社會(huì )和生態(tài)的穩步、健康發(fā)展。
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