農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究

1、農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究論文摘要：通過對19852021年全國農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗(yàn)以及灰色關(guān)聯(lián)度分析。結(jié)果說明：農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長存在協(xié)整和格蘭杰因果關(guān)系，且關(guān)聯(lián)度緊密；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長會促進(jìn)農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資的增加，但由于農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資具有滯后效應(yīng)的特性，它在投資到達(dá)一定年限后，才會對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)起促進(jìn)作用，且非常顯著。論文關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資,農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長,協(xié)整檢驗(yàn),格蘭杰因果檢驗(yàn),灰色關(guān)聯(lián)度通訊作者與地址：邱福林，湖北省武漢市華中師范大學(xué)政治學(xué)研究院08政府經(jīng)濟(jì)學(xué)，430079聯(lián)系方式：、qqlin83

2、54yahoo 一、引言中國作為一個(gè)農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)業(yè)的持續(xù)穩(wěn)定開展是國民經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定開展的重要根底。近年來許多學(xué)者從科研、財(cái)政支農(nóng)、技術(shù)進(jìn)步、人力資本、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)制度等方面對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行實(shí)證研究，但對農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資 -2.562954 -2.420803 -4.168030 -2.745512 -6.659964 -4.205198 -4.416345 -4.440739 -4.440739 -4.467895 -4.467895 -2.685718 -3.622033 -3.632896 -3.632896 -3.644963 -3.644963 -1.959071 -3.248592 -3.

3、254671 -3.254671 -3.261452 -3.261452 -1.607456 說明：模型殘差估計(jì)值為：R2=0.920705，AdjustedR-squared=0.917101，DW=0.238689，AIC=1.365803從模型的估計(jì)結(jié)果來看，可決系數(shù)為0.9207，并且均通過了t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，說明模型的擬合效果很好。對殘差e進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，仍采用ADF檢驗(yàn)方法。表2殘差序列e平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果 變量 ADF統(tǒng)計(jì)量 1%臨界值 5%臨界值 10%臨界值 e -1.955443 -2.674290 -1.957204 -1.608175 從表2可知，殘差e在10%的臨界值水平下

4、為平穩(wěn)序列。即LAIFS，LAEG為I整理(1)和(2)式后得：運(yùn)用Eviews5.0軟件進(jìn)行回歸處理，結(jié)果為：從回歸處理結(jié)果看，滯后一年的農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響不明顯，但其他所有的系數(shù)均顯著，調(diào)整后R為0.987972，模型的擬合優(yōu)度很高；D.W值為1.567916，說明模型根本消除了序列自相關(guān)。在誤差修正模型中，差分項(xiàng)反映了短期波動的影響。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的短期變動可以分為兩局部：一局部是短期農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資的影響；一局部是偏離長期均衡的影響。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。四格蘭杰因果檢驗(yàn)一個(gè)變量如果受到其他變量的滯后影響，那么稱它們具有格蘭杰因果關(guān)系。對兩

5、變量Y與X做格蘭杰檢驗(yàn)可能存在有四種情況：X對Y有單向影響，Y對X有單向影響，Y與X間存在雙向影響，Y與X間不存在影響。前文的分析說明農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間存在一個(gè)長期協(xié)整關(guān)系，并通過估計(jì)誤差修正模型來考察了長期均衡機(jī)制和短期動態(tài)變化對經(jīng)濟(jì)增長的影響關(guān)系，但這種關(guān)系是否相互構(gòu)成因果關(guān)系，還需進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。表3農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果 零假設(shè) 滯后期 F統(tǒng)計(jì)量 相伴概率 檢驗(yàn)結(jié)果 LAIFS does not Granger Cause LAEG LAEG does not Granger Cause LAIFS LAIFS do

6、es not Granger Cause LAEG LAEG does not Granger Cause LAIFS LAIFS does not Granger Cause LAEG LAEG does not Granger Cause LAIFS LAIFS does not Granger Cause LAEG LAEG does not Granger Cause LAIFS LAIFS does not Granger Cause LAEG LAEG does not Granger Cause LAIFS 1 1 2 2 3 3 4 4 5 5 0.03396 11.4283

7、2.37072 3.77202 1.88196 3.54555 1.78868 3.26245 3.72568 3.21049 0.85564 0.00297 0.12356 0.04408 0.17903 0.04255 0.20214 0.05394 0.04875 0.06957 接受 拒絕 接受 拒絕 接受 拒絕 接受 拒絕 拒絕 拒絕 分別取滯后期數(shù)15來考察LAEG和LAIFS之間的格蘭杰因果關(guān)系。從表3中可以看出，在10%的顯著性水平下，滯后期數(shù)為14時(shí)，LAEG都是構(gòu)成LAIFS的格蘭杰原因；而直到滯后期數(shù)為5時(shí)，LAIFS和LAEG才互為的格蘭杰原因，究其原因，這種滯后期跟農(nóng)

8、業(yè)固定資產(chǎn)投資的性質(zhì)相關(guān)，因?yàn)檗r(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資需要時(shí)間來發(fā)揮其對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響。在滯后期為5時(shí)，從相伴概率可知LAIFS構(gòu)成LAEG的格蘭杰原因的置信水平高于LAEG構(gòu)成LAIFS的格蘭杰原因，說明此時(shí)農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資對促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的作用是顯著的。而假設(shè)在顯著性水平為5%時(shí)，當(dāng)滯后期為5時(shí)，LAIFS對LAEG構(gòu)成單向格蘭杰原因，這是因?yàn)楫?dāng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長到達(dá)一定水平，會把資本投入逐步增加到農(nóng)業(yè)科技、人力資本等能促進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和產(chǎn)業(yè)化的方面。五灰色關(guān)聯(lián)度分析灰色關(guān)聯(lián)度分析是對于一個(gè)系統(tǒng)開展變化態(tài)勢的定量描述和比擬，是對時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行幾何關(guān)系比擬分析。如果兩因素在系統(tǒng)開展過程中相對變化根本

9、一致，那么認(rèn)為兩者關(guān)聯(lián)度大；反之，兩者關(guān)聯(lián)度就小，關(guān)聯(lián)度用關(guān)聯(lián)系數(shù)反映，它的取值范圍為大于0小于等于1。假設(shè)兩因素關(guān)聯(lián)度越大，那么關(guān)聯(lián)系數(shù)越接近1；反之，那么接近0。利用灰色系統(tǒng)分析軟件DPS9.50進(jìn)行分析，各年兩者間的關(guān)聯(lián)度如表4所示，而19852021年兩者總關(guān)聯(lián)系數(shù)為0.7967。從表4可知，兩者的關(guān)聯(lián)度具有逐年減小的趨勢，這是因?yàn)樵诟母镩_放初期，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長主要依靠土地制度改革和農(nóng)業(yè)根底設(shè)施改善等方面，而隨著進(jìn)入市場經(jīng)濟(jì)階段和參加WTO后，當(dāng)農(nóng)業(yè)根底設(shè)施改善到一定程度后，農(nóng)業(yè)科技投入、人力資本投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整力度等等也在不斷增加和加強(qiáng)，使得農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長動力源泉不斷擴(kuò)散，因此兩者的

10、關(guān)聯(lián)度逐漸減小，但不管是從各年的關(guān)聯(lián)度看，還是整個(gè)時(shí)間段的總關(guān)聯(lián)度看，兩者的關(guān)聯(lián)度仍然較高，說明農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資作為根底性投資，與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長是存在緊密聯(lián)系的，對促進(jìn)農(nóng)業(yè)開展至關(guān)重要。表419852021年農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)度分析結(jié)果 年份 關(guān)聯(lián)度 年份 關(guān)聯(lián)度 年份 關(guān)聯(lián)度 年份 關(guān)聯(lián)度 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1 0.994078 0.977807 0.962649 0.945640 0.931407 1991 1992 1993 1994 1995 1996 0.952212 0.933848 0.904434 0.857580 0.

11、819246 0.825866 1997 1998 1999 2000 2001 2002 0.835383 0.855318 0.914814 0.956359 0.760252 0.813458 2003 2004 2005 2006 2007 2021 0.775641 0.786702 0.713872 0.767895 0.699991 0.684275 四、結(jié)論與啟示綜合上述分析，可知19852021年農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資對農(nóng)業(yè)開展起促進(jìn)效用，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長也會促進(jìn)農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資的增加，但由于農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資具有滯后效應(yīng)的特性，只有當(dāng)它在投資到達(dá)一定年限后，才會對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)起促進(jìn)作用。從

12、灰色關(guān)聯(lián)度分析可知，隨著農(nóng)業(yè)開展，兩者關(guān)聯(lián)度具有逐漸減弱趨勢，但中國作為一個(gè)以農(nóng)業(yè)為主的開展國家，很多地區(qū)尤其是西部偏遠(yuǎn)地區(qū)的農(nóng)業(yè)根底設(shè)施仍很落后，這很大程度上制約了農(nóng)業(yè)開展。參考文獻(xiàn)1 王建明.中國農(nóng)業(yè)科研投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的互動關(guān)系研究.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2021(1):103-1082 魏朗.財(cái)政支農(nóng)支出對我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響的研究對1999-2003年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)奉獻(xiàn)率的實(shí)證分析.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2007,(9):11-16,223 楊振寧,朱鎮(zhèn)斌.我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)開展影響因素的實(shí)證研究基于典型相關(guān)模型的計(jì)量分析.統(tǒng)計(jì)教育,2006(10):49-524 倪心一.國外農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資研究.中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì),19