前言：想要寫出一篇引人入勝的文章？我們特意為您整理了農村基礎設備對經濟增長關聯研討范文，希望能給你帶來靈感和參考，敬請閱讀。

本文作者：金福良、李谷成 單位：華中農業大學

Aschauer采用C－D生產函數對美國年度數據測算發現基礎設施的產出彈性為0．39［3］；馬栓友采用C－D生產函數首次測算我國公共資本與私人部門的產出彈性為0．55［4］。當然，也有學者測算的基礎設施的產出彈性較低：如Ratner利用美國1949－1973年的數據，運用總量生產函數測算基礎設施對總產出的影響，發現基礎設施對產出的彈性系數為0．06［5］；Tatom認為Aschsuer的研究忽略了時間序列數據可能存在自相關這一特性，因而對數據進行了一階差分處理，得出基礎設施的產出彈性為0．14［6］。李勝文等利用完全修正OLS對我國1997－2008年省級面板數據進行研究，發現農村基礎設施的產出彈性為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力的部門。本文利用C－D生產函數對湖北省1996－2010年間的基礎設施投資數據進行實證研究，測算湖北省農村基礎設施投資的產出彈性，找出其對農村經濟增長的影響程度，為農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濟增長貢獻的主要方法有生產函數法、成本（利潤）函數法和向量自回歸法等。其中美國數學家柯布和經濟學家道格拉斯于20世紀30年代提出的C－D生產函數以其簡單的形式揭示了經濟學家關注的生產本質，自產生以來一直被廣泛使用。本文的實證研究主要在C－D生產函數的框架內展開的，利用C－D生產函數估計湖北省農村基礎設施資本投資的產出彈性。

在農村GDP的投入要素中，土地、資本、勞動力是現在農村生產生活必不可少的生產要素。而資本可以根據經濟增長中地位的不同分為基礎設施資本和一般固定資產資本。基礎設施資本是社會的基礎資本或先行資本，在經濟增長中發揮著基礎性作用。除基礎設施之外的其他物質資本稱為一般固定資產資本，也是農村經濟增長的重要推力。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，且測算發現其對農村GDP影響不顯著，沒有納入模型。因此，本文將農村基礎設施資本看作是一種投入要素，與一般固定資產資本和勞動力等其他投入要素一起納入總量生產函數研究，構建三要素生產函數形式，如式（1）。Yt＝ALαtKβtIγt（1）

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

生產技術一般具有規模報酬遞減、規模報酬不變和規模報酬遞增3種。規模報酬不變還是規模報酬可變的假定，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：假定生產技術對所有的生產要素都有規模報酬不變的性質，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模報酬不變，而基礎設施資本具有規模報酬可變的特性。至于是遞增還是遞減，由回歸后的參數值加以驗證。若γ＞1，則存在規模報酬遞增；若γ＜1時，則存在規模報酬遞減。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村勞動投入、一般固定資產資本和基礎設施資本的產出彈性α、β、γ。而實際規模報酬特性狀況，可以通過回歸結果的各參數和統計量進一步分析。

變量衡量與數據來源

產出變量。農村經濟增長（Y）以農村GDP來衡量。農村GDP按照熊啟泉［!］的計算方法，以農林牧漁業增加值、鄉鎮企業增加值、農村非物質部門增加值3個部分之和來測算。其中農林牧漁業增加值，農民人均純收入來源于1997－2011年《湖北統計年鑒》，鄉鎮企業增加值來源于1997－2011年《中國鄉鎮企業及農產品加工業年鑒》。

投入變量。勞動投入（L）。用農村勞動力來衡量，農村勞動力的數據來源于1997－2011年《湖北統計年鑒》。農村基礎設施資本（I）。用農村基礎設施投資衡量。理論上應以資本存量數據為優先，但我國很少有資本存量數據；而采用永續盤存法構造的數據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，采用流量數據來代替存量數據以更真實反映農村基礎設施資本投入對農村經濟增長的貢獻率。從廣義的角度可將農村基礎設施定義為：與農業生產、農民生活、農村經濟發展緊密相關的，為維護農業生產及保障農民生活而提供的公共服務設施，包括水電燃氣及水的生產供應、交通運輸倉儲、農田水利、教育、文化、衛生、福利事業等生產和生活服務設施。因此，農村基礎設施投資選擇國民經濟行業分類中的電力煤氣及水的生產供應業、建筑業、交通運輸倉儲郵政業、信息傳輸計算機服務和軟件業、水利環境和公共設施管理業、教育、衛生、社會保障和社會福利業、文化、體育和娛樂業等比較合適。農村一般固定資產資本（K）。用農村一般固定資產投資衡量，農村一般固定資產投資計算方法是農村固定資產總投資減去農村基礎設施投資。農村基礎設施投資與一般固定資產投資計算所需國民經濟行業投資數據來源于1997－1999年《中國固定資產投資統計年鑒》和2000－2011年《中國農村統計年鑒》。產出變量（農村GDP）和投入變量（農村基礎設施投資、農村一般固定資產投資）均以1996年為基年，采用居民價格指數平滑，消除各期價格波動。居民價格指數來源于1997－2011年《湖北統計年鑒》。

模型估計結果與分析

計量模型的實質是利用回歸分析處理經濟變量間的依存性問題，但這并不說明變量間存在穩定的關系。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的，即沒有隨機趨勢或者確定趨勢，否則，模型可能出現“偽回歸”現象。然而，在現實經濟中，許多經濟和商業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計量如均值、方差、協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的，一般對其差分使之平穩；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，采用協整檢驗來驗證模型是否存在長期穩定性。

平穩性檢驗。運用EViews6．0軟件對農村GDP、農村勞動力、一般固定資產投資與基礎設施投資的平穩性進行單位根檢驗。如果序列不存在單位根，則說明該序列是平穩的；反之，則說明序列是不平穩的。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，可以進行下一步的協整檢驗。二階單整序列雖然會丟失原序列的部分長期信息，但如果序列通過協整檢驗，研究結果仍然是可信的。

協整性檢驗。用EG兩步法對模型進行協整檢驗，確定變量間是否具有長期穩定關系。如果殘差平穩，則模型通過協整檢驗，變量間存在長期穩定關系，否則，不存在長期穩定關系。分別對規模報酬不變和規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。分別對規模報酬不變和規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序列，表明兩組假定模型均通過協整檢驗，都存在長期穩定關系。表2、表3的回歸結果可知：在規模報酬可變與規模報酬不變的兩組假定下，農村基礎設施投資的產出彈性均較小，分別為0．108、0．106。因此兩組模型的各統計量值的差異也比較微弱。但是在規模報酬可變假定下的調整后可決系數（0．966）、對數似然估計值（17．888），F統計量（85．733）都比在規模報酬不變假定下的調整后可決系數（0．965）、對數似然估計值（17．792），F統計量（84．446）要大些，因此接受規模報酬可變的假定，認為規模報酬可變的生產函數模型符合實際情況。特別需要指出的是農村基礎設施的產出彈性為正值，說明整個生產函數具有規模報酬遞增的特性。具體回歸方程如下：Y＝4．282L0．296K0．704I0．106（7）。

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

結論

采用C－D生產函數，對湖北省1996－2010年的固定資產投資進行研究，測算了湖北省農村基礎設施投資、一般固定資產投資以及勞動力的產出彈性，可得出如下結論。農村基礎設施投資不及一般固定資產投資的產出彈性系數，基礎設施投資的邊際報酬低于一般固定資產投資。政府應該集中有限的資本用于發展具有前后向關聯較大、短期投資回報較快的直接生產部門（一般固定資產投資部門），增加產品的產出和收益，從而盡快完成資本的原始積累。等到直接生產部門發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濟部門的共同發展。農村勞動力的產出彈性系數遠遠低于一般固定資產投資，農村勞動力邊際產出較小，其增加已不能較快地帶動農村經濟增長，必須要提高勞動力素質，把農村勞動力轉移到非農部門。農村基礎設施投資對湖北農村經濟總量函數有著規模報酬遞增的作用。在基礎設施領域方面，政府也應該維持一定的投資規模與力度，為直接生產部門和湖北農村經濟進一步發展給予持續的物質保障和動力支撐。