农业公共产品投资分析论文

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农业公共产品投资分析论文 篇1：

罗斯托模型视野下中国与中亚五国经贸合作路径探索

【摘 要】务实推进“丝绸之路经济带”建设，必须正视中亚五国所处发展阶段。根据罗斯托经济发展阶段理论，中亚五国尚处于“传统社会”至“起飞前准备”阶段，这是双边经贸合作层次偏低、规模有限的重要原因。实现“传统社会”向“起飞前准备”的阶段跨越，有三大核心任务：第一产业发展、劳动密集型加工制造业发展、经济社会体制改革。中国协助中亚五国实现阶段跨越，既具独到优势，亦为互利双赢。通过矿产资源绿色开发、现代农业基地示范、加工制造园区发展、基础设施互联互通、公共产品与服务业的援助与合作，实现资本积累、收入提升、生活改善、社会进步，形成示范效应以促进其自主的经济社会体制改革，是中国拓展与中亚五国经贸合作的务实路径。

【关键词】“一带一路”；中国与中亚五国；经贸合作路径

一、导言

丝绸之路承接欧亚非大陆，象征着交流与合作。20世纪90年代初，中国向中亚五国提供了一部分无偿援助或优惠贷款，并且加强了中国与中亚五国在经贸、安全等领域的合作。进入21世纪后，尤其是上海合作组织的成立，极大地促进了双方在基础设施、能源以及大中型项目等领域的合作。中亚五国和我国有着密切贸易往来，对于新时期的丝绸之路的建设有着更加举足轻重的作用。2013年11月，“一带一路”建设上升为国家战略。

二、中国与中亚五国经贸合作水平偏低的原因

1.中国对中亚五国的投资分析

从中国对中亚国家直接投资流量来，（见表4-1），2011—2012年中国对中亚国家直接投资流量总额呈跳跃式上升，2012年突破30亿美元，达到一个历史高点，2013—2014年渐趋平稳，2014年略有下滑。而在2013年之前，作为中国直接投资流量在中亚五国中占比最高的哈萨克斯坦，因为受到世界油气价格的大跌，哈萨克斯坦的经济增长放缓，所以在2014年中国对哈萨克斯坦的直接投资流量下跌为负值。

吉尔吉斯斯坦和塔吉克斯坦的直接投资流量保持较为稳定，乌兹别克斯坦和土库曼斯坦的直接投资流量与前3年相比，获得较大的提升，两者总和占中国对中亚国家直接流量的68.24%。乌兹别克斯坦拥有较为健全的工业体系，保持着稳健增长。而土库曼斯坦则呈现出与国家经济增长相同的趋势而稳定增长。

从中国对中亚国家直接投资存量来看，其增长速度在2011—2014年间也保持较快增长。而2013年与2011年相比，直接投资存量达到88.93亿美元。中国对哈萨克斯坦直接投资存量在中亚国家中占比最大，远远高于中亚其他四国比重，始终保持在70%以上，且增长速度保持较快。其次是吉尔吉斯斯坦和塔吉克斯坦，2014年二者占中国对中亚国家直接投资存量的比例分别是9.85%和7.29%，位列第二、三位。

数据来源： 2011—2012年《中国对外直接投资统计公报》，2013—2014年数据来自商务部《对外投资合作国别指南》

注释：对外直接投资流量，也即当期对外直接投资净额，等于报告期境外企业新增股本加上当期利润再投资，加上境内投资者对境外企业提供的贷款，减去当期境外企业对境内投资者的反向投资。

从中国对中亚五国直接投资占中国对外直接投资存量的比重来看，2011—2014年，这4年中，中国对外直接投资存量分别为4247.8亿美元，5319.4亿美元，6604.8亿美元和8826.4亿美元。但中亚五国在中国对外直接投资存量中的比重只有0.95%，1.47%，1.35%，和1.13%。比重偏低，始终在1%左右徘徊，说明中国在中亚五国扩大直接投资方面有很大的发展空间。

2.双边贸易发展历程

自1992年中国与中亚五国建交以来，双边贸易发展经历了大致4个阶段：

1992—1996年，贸易起步阶段：随着改革开放，经济得到发展，中国与中亚五国之间双方开始了初步的贸易往来，贸易额是4.6亿美元。

1997年—2000年，稳步提升阶段：双边贸易首次突破10亿美元；而从贸易结构上看，在这一期间，受制于中亚五国，在经济恢复，国内购买力有限的情况下，中国一直处于贸易逆差地位；

2000—2008年，快速增长阶段：新世纪开始，伴随着上海合作组织等地区性组织的建立，中国加入世界贸易组织以及西部大开发战略的实施，双方的贸易总额呈现出快速提升。在2008年，贸易额达到308.2億美元。而伴随着中国的轻工业产品大量出口中亚五国，中国与中亚五国贸易处于顺差的阶段；

2009—2013年，转型调整阶段：双方贸易因为美国次贷危机引起的全球性金融危机以及欧债危机的大背景下，增速放缓。一方面，中国逐渐成长为“世界制造工厂”，而中亚五国因为历史因素，工业体系不完善，整体制造能力较低，中国向中亚五国出口大量的轻工业产品，同时高附加值的产品出口占比也开始大幅度提升；另一方面，地处有着“小波斯湾”称誉的中亚五国，石油天然气等矿产资源丰富，并且自古以来农业畜牧业发达。在这一阶段，中亚五国对于中国的出口商品仍然以原材料商品为主，但已经基本整体上实现贸易的顺差情况。在传统贸易方式下，中国与中亚五国经贸合作发展空间有限，必须转型发展。

3.经贸合作水平偏低原因分析

（1）中亚五国经济发展阶段的限制

1960 年，美国经济学家华尔特·惠特曼·罗斯托（Walt Whitman Rostow）从经济史角度，根据工业发展状况，把世界各国的经济发展分为5个阶段，后又引伸为6个阶段经济发展，依次是传统社会阶段、起飞前准备阶段、起飞阶段、走向成熟阶段、大众消费阶段和超越大众消费阶段。

处于传统社会阶段的国家生产能力有限，技术落后，经济围绕生存展开的，通常是封闭或者孤立的经济。在起飞前的准备阶段，国家往往通过经济体制改革，通过现代化来增强国力，希望能从贫穷跨越到繁荣的准备阶段。第一产业、劳动密集型产业往往是主导产业，发展的关键难题在于获得必要的资金。中亚五国尚处于“传统社会”至“起飞前准备”阶段，这是双边经贸合作层次偏低、规模有限的重要原因。

（2）中国和中亚五国的贸易结构限制

2013年，哈萨克斯坦对中国的出口总额占其出口总额的17.4%，从中国的进口占进口总额的16.8%，和中国的贸易总额占外贸总额的17.2%，对于中国的出口商品主要集中在矿产品等依托能源制品以及传统的农牧产品，例如小麦等；而中国对于哈萨克斯坦的出口商品种类丰富，但依旧是轻工业生活用品为主。

乌兹别克斯坦在中亚五国中经济实力仅次于哈萨克斯坦。天然气等矿产资源占据着乌兹别克斯坦对中国的出口总额的半壁江山；之后便是棉花的贸易，占比达到34.42%；而中国对于乌兹别克斯坦的贸易中，中国依旧是以轻工品、生活用品为主。

吉尔吉斯斯坦的经济实力在中亚五国中处于第四位，工业基础薄弱，加工制造能力落后，但电力行业（风力发电）、畜牧业、采矿业较为发达。并且一直以来中国对于塔吉克斯坦的贸易顺差明显。而依据中国对于吉尔吉斯斯坦主要出口的商品情况，中国主要以机电、音像设备、鞋帽等生活用品以及石料、陶瓷、玻璃等建筑用品为主。

塔吉克斯坦在中亚五国中，经济水平最低，双方在贸易往来方面，塔吉克斯坦主要向中国输出矿产以及农业制品（棉花、生皮及皮革、植物制品占比15%），而中国对于塔吉克斯坦的对外贸易种类主要为纺织原料及纺织制品等生活用品为主。

土库曼斯坦矿产资源丰富，天然气探明储量17.5万亿立方米，占世界天然气的9.4%，世界排名第四。而这反映在双方的贸易结构上，2013年中国从土库曼斯坦进口天然气总额为87.92亿美元，占双方贸易总额的87.65%；中国从土库曼斯坦第二大进口的商品棉花的价值仅为0.34亿美元，占比不到1%；而中国向土库曼斯坦主要出口商品依旧集中在机电、音像设备等附加值较高的生活用品上。

4.阶段跨越的核心任务

（1）第一产业发展

中亚五国地处亚欧大陆腹地，是典型的大陆性干旱气候区，有利于农作物生长和养分积累。虽然中亚五国重视农业的程度在逐渐提高，但受经济转型和各国重点发展矿产资源开采等重工业以及第三产业等经济发展战略的影响，造成了农业投入机制的不健全，中亚五国普遍存在农业投入严重不足的问题，加上农业生产技术相对落后，阻碍了第一产业的发展。部分国家的农业发展要依靠国际组织的救济援助。

（2）劳动密集型加工制造业发展

中亚五国独立后，工业严重落后于其他国家，大部分消费品依赖于进口，因此中国向中亚五国主要出口纺织服装等劳动密集型产品。

近年来，随着中亚五国经济增长、工业化水平提升和基础设施建设的加速，各国对资本技术密集型产品的需求量增长迅速。尽管如此，劳动密集型产品仍然占据主导地位。

（3）经济社会体制改革

近年来，中国对中亚五国的投资贸易发展较快，但是由于受体制影响，中亚五国的政治风险仍比较高。在中亚五国的政治制度下，总统权力过大，具有一定的政治风险。因此，虽然目前中亚五国基本保持稳定，仍将面临一定的风险，可能存在极端势力和社会矛盾。在这样的局面下，中国对中亚五国的投资仍会面临较大的风险，影响投资的进一步扩大。

三、中国协助中亚五国实现阶段跨越的独到优势

1.日益紧密的能源合作

从《BP世界能源統计年鉴（2015）》可见中亚五国的矿产资源丰富，例如2014年哈萨克斯坦石油储量位居世界第12位；土库曼斯坦已经探明的天然气储量为17.5万亿立方米，位居世界第四位等。但受限于中亚地区地形等自然条件，五国的开采仍然处于较低的水平，比如哈萨克斯坦的天然气开采仅为第29位；土库曼斯坦每年623亿立方米的天然气开采量仅排在世界的第十三位；而塔吉克斯坦以及吉尔吉斯斯坦甚至无法实现油气的自给。

中亚五国在矿产资源方面比较有优势。但由于中亚五国所处发展阶段偏低，美日欧很难与其进行有效合作。中国与中亚五国经济互补，中国的农业科技、工业化水平可以为中亚五国提供适用技术。

另一方面，中国虽然矿产资源丰富，总量庞大，但随着改革开放以来的国民经济的高速发展，以及一直基数庞大的人口数量，中国经济的发展对于石油、天然气、铁矿石、稀有金属等资源的需求日益增长，而能源缺口也逐步增大。

因此，互补的能源结构促成了双方在能源项目上的合作，例如在和哈萨克斯坦的合作中，截至2014年末，哈萨克斯坦的直接投资量是75.4亿美元。中国在哈萨克斯坦注册各类的企业在2945家，其中大型企业为35家、中型企业56家、小型企业家2854家，主要集中在油气、石化等行业。同时一系列大型经济技术合作项目也取得了积极进展，如中哈原油管道和中哈天然气管道扩建、中哈天然气管道等与能源投资相关的大型经济技术合作项目取得了积极进展。

2.基础设施合作建设的加深

到2013年，中亚五国的运输体系已经初具规模，公路和铁路运输方式是中国与中亚五国商品的主要运输方式，尤其是铁路对于大宗能源的运输更有着至关重要的作用，但中国与中亚五国的铁路运输存在便利程度低、运输效率差的问题。以第二欧亚大陆桥为例，双方轨道的标准不一（中国采用国际的窄轨、而中亚五国采用宽轨），铁路变装频繁，降低运输压力。同时，因为各国之间的法律存在差异，尤其是中亚五国的法律体系建设还处于较低的水平，导致审批手续复杂等问题，制约着中国与中亚五国的贸易发展。

自“一带一路”国家战略实行以来，国家发挥内蒙古联通俄蒙的区位优势，完善黑龙江对俄铁路通道和区域铁路网，推进构建北京-莫斯科欧亚高速运输走廊；德黑兰至马什哈德高铁、蒙内铁路等大型运输道路的建设以及在航空运输、口岸基础设施的建设，标志着运输体系的逐步升级，对于中国与中亚五国的贸易发展提供更宽阔的基础。

四、中国拓展与中亚五国经贸合作的务实路径

1.矿产资源绿色开发

中亚五国油气资源丰富，2014年哈萨克斯坦石油储量位居世界第12位；土库曼斯坦已经探明的天然气位居世界第四位；哈萨克斯坦的石油储量在63亿吨，位列世界第九位；乌兹别克斯坦的矿产资源丰；吉尔吉斯斯坦的金、煤炭、银、锑以及稀有金属储量庞大，其中锑的产量位居世界第三位。

发挥中国在金属矿产资源高效绿色开发方面的经验，和中亚五国合作开发，大力推进矿产资源节约集约与综合利用，提高矿产资源产出率，并且进行历史遗留矿山地质环境治理和土地复垦。

2.打造现代农业示范基地

中亚五国土地资源丰富，在棉花等农产品领域具有明显的比较优势。中国和中亚各国应加强在农业方面的合作，良好培育的作物品种互相交换，引进优良品种，进行推广，设立师示范基地，促进两国农业发展。以“创新、协调、绿色、开放、共享”发展理念为引领，以高标准、高水平建设一批融合农业和技术与经营主体一体化现代农业的培育示范基地，展示优良科技成果，推广现代农业装备推广，从而引领中亚五国的现代农业加快发展。

3.基础设施互联互通

在“一带一路”背景下，中蒙俄经济走廊建设稳步推进，新亚欧大陆桥畅通无阻，中欧班列运营渐入佳境，中国同中亚国家互联互通格局已初具规模。未来，将同中亚国家一道，加快推进中国—中亚天然气管道、中吉乌铁路等重点合作项目。同时，双方致力于实现技术和标准对接，建立高效、便利的通关机制，不断提高贸易投资便利化水平。

4.加工制造园区发展

“走出去”，不仅是产品、企业的出口，也要从根本上的，园区“走出去”，通过资本走出去、人才走出去、管理走出去、平台走出去。2015年，中国已经建立了118个经贸合作区，分布在 50个不同的国家。合作推动中国和中亚五国加工制造园区发展，便利信息技术交流，发挥技术溢出效应影响、消化吸收再创新和集成创新方面的特殊优势。

5.公共产品与服务业的援助与合作

伴随着中国与哈萨克斯坦、吉尔吉斯斯坦、塔吉克斯坦和乌兹别克斯坦开展本币跨境合作，以及加入人民币加入“货币篮子”，中国与中亚五国在互设金融机构、金融监管合作及项目融资等方面取得了进展，降低双方在贸易中的交易成本。

2013年10月，在中国的倡导下建设的亚洲基础设施投资银行，在2015年6月正式成立，注册资本为1000亿美元，为包括中亚国家在内的亚太地区国家基础设施建设提供资金援助；2014年12月，中国发起的注册资本为615亿元的丝路基金，为“一带一路”沿线国家的基础建设、资源开发、产业合作等提供融资服务。

6.促進经济社会体制改革

通过资本积累、收入提升、生活改善、社会进步，形成示范效应以促进其自主的经济社会体制改革，是中国拓展与中亚五国经贸合作的务实路径。

中国和中亚五国资源禀赋各异，经济互补性较强，彼此合作潜力和空间很大，尽管目前双边经贸合作层次偏低、规模有限，但中国协助中亚五国实现阶段跨越，既能与中亚五国实现优势互补，又能拓展两国贸易合作的深度和广度，实现双赢的局面。

参考文献：

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[8] 陈俭，布娲鹣·阿布拉，陈彤. 中国与中亚五国农产品贸易模式研究[J]. 国际贸易问题. 2014（04）.

[9] 樊纲，关志雄，姚枝仲. 国际贸易结构分析：贸易品的技术分布[J]. 经济研究. 2006（08） [7].

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[13] 李悦，杨殿中. 中国对中亚五国直接投资的现状、存在的问题及对策建议[J]. 经济研究参考.2014.

作者简介：

严雨姗（1996—），女，本科，籍贯：南京，专业：人力资源管理，研究方向：国际贸易。

作者：严雨姗

农业公共产品投资分析论文 篇2：

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农业公共产品投资分析论文 篇3：

农业基础设施投入对农业产出的影响分析

摘要：农业基础设施包括生产基础设施和非生产性基础设施两大类别。以2000～2011年中国省级面板数据为例，验证农业基础设施对我国农业产出的影响。通过运用单位根检验、协整检验分析方法，具体衡量农业基础设施各项投入对农业总产出的影响。研究结果表明：农村通讯设施是农村经济发展的首要因素，水利基础设施对我国的经济增长的促进作用没有预期的高。农业基础设施对我国农业生产具有促进作用，因此要继续加大投资、优化结构、重视农业基础设施维护，从而构成我国未来农村经济持续、稳定增长的强大动力。

关键词：农业基础设施；面板数据；产出影响

一、引言

农业基础设施作为先行资本和物质基础，是实现农业现代化和可持续发展的根本支撑。现实的情况是，农业基础设施从质量、数量、结构、效益各方面，都无法满足现代农业发展的要求，成为制约我国农业发展的瓶颈。国家充分认识并重视农业基础设施对我国长远发展的重要性，不断加大农业基础设施投资建设。“十五时期” 全国投入4 500亿元用于农业设施建设，农业基础设施投入存量显著增长。2003～2005年国家投入建成的水泥路、沥青路17.6万公里，全国90%的乡镇、行政村与公路相通。2013年农业农村资金在中央预算内的比重达到了50.6%，投资总量超过2 200亿元。国家对农业基础设施的大力投入改善了农业生产条件，势必给农村经济带来影响，农业基础设施各项投入对农业总产值发挥的价值是有待考究的问题。

诸多研究表明，农业基础设施对农业产出对农民收入有促进作用。陈文科[1]（2008）、张贵友[2]（2009）等提出农业基础设施会降低生产、运输成本等一系列成本和农业的自然风险和经济风险，对农业生产有重大影响。刘伦武[3]（2006）、谢海军[4]（2008）、路铁军[5]（2013）通过误差修正模型、Panel Data、格兰杰因果检验双对数等分析工具均验证了发现农业基础设施与农村经济增长存在着长期均衡关系。刘生龙、周绍[6]（2012）采用DEA方法，从微观层面上验证包括道路、通讯和自来水三大基础设施对我国农村居民收入增长的影响。Castrolealetc[7]（2000）的研究却表明，投资基础设施所获得的收益远比预期的要低，有的农户的状况甚至恶化。石爱虎[8]（1996）提出农业基础设施对农业存在三种经济效应，分为物质基础效应、效率提高效应和结构变动效应。林毅夫[9]（2002）、孔群喜[10]（2007）等提出我国农业基础设施设备落后、投资不足、结构不合理、投资管理体制不顺等问题构成了农业生产的瓶颈制约。彭敬东、汪金敖[11]（2009）认为我国农业基础设施建设严重滞后于现代农业发展，必须夯实农业基础设施建设来支撑农业现代化。

上述研究表明，学者主要关注农业基础设施功能，侧重农业基础设施对粮食产量、农民收入的影响。实证研究大多采用时间序列数据，而较少采用面板数据，尤其是中国省级面板数据。农业基础设施中哪些基础设施对农业产出的作用较为突出，究竟怎样真正发挥农业基础设施投资的最大效用，这是本文讨论的问题。

二、模型设计与指标分析

（一）模型设计

根据投入—产出函数，既定地区的产出是由实物资本和有效劳动投入所决定的。此处我们考虑不同地区间实物资本积累，建立拓展的柯布—道格拉斯生产函数。根据计量经济学的相关理论，面板数据较截面数据和时间序列数据要有优势。采用面板数据首先突破了总量研究的同质性界定，同时大大增加了样本的个数，从而提高了数据分析和模型的解释能力。

农业基础设施种类繁多，主要分为两大类：一是农业生产性基础设施，主要包括农田水利设施、农村供电设施、农产品流通重点设施建设、农业机械等；二是农业非生产性设施，主要包括通讯设施、科研、教育和娱乐设施等。本研究最终选用农业科研投入、电力、交通、水利、通讯和教育这五类代表性基础设施，以及作为农业基础设施经营主体的第一产业就业人员作为自变量，选用农业总产值作为因变量，以测算出这六项指标对农业总产值的作用效果。综合考虑衡量农业基础设施水平的各种因素，最后选取6个变量作为解释变量。对方程进行对数化处理得到的农业生产的生产函数模型：

Y=AXβ11Xβ22Xβ33Xβ44Xβ55Xβ66eμ

其中，因变量Y是地区农业总产值，农业R&D经费X1，X2为农村用电量，X3为每万个农业人口所拥有的公路里程，X4为有效灌溉面积，X5为农村固定电话，X6为第一产业就业人员，β1、β2、β3、β4、β5、β6分别表示其对应的弹性系数，μ为残差序列，代表随机变量对农业总产值的影响。

（二）变量定义及说明

1.农业总产值Y。该指标定义为货币表现的农林牧渔业全部产品的总量，反映一定时期内农业生产总规模和总成果，选取农业总产值作为被解释变量。

2.农业R&D经费X1。农业R&D经费反映了一国对农业科技研发的投入，可改善农业科技的基础条件，对农业产出有增产增效的贡献。

3.农村用电量X2。基于数据的可获得性，选取农村用电量反映农村电力设施的完备程度。

4.每万个农业人口所拥有的公路里程X3。本文采用该实物资本存量来反映交通基础设施的积累情况，公路作为交通基础设施中的重要一部分，具有一定的代表意义。该指标数据是通过将等级与等外公路的公路里程求和，除以全国农业人口得到的。

5.有效灌溉面积X4。有效灌溉面积是农田水利建设的重要指标，是指在有水源、平整地块、配套设施完备条件下能够正常灌溉的有效耕地。根据指标定义，本文选取正常灌溉的耕地面积为有效灌溉面积。

6.农村固定电话X5。选取农村固定电话代表通讯设施，在推行“自然村村村通电话”的背景下，农村电话普及率有所提高，通讯设备成为生产、分配与消费等方面的有效连接手段。

7.第一产业就业人员X6。作为农业基础设施的经营主体和直接需求者，第一产业就业人员虽不属于农业基础设施，但是农业产出的重要影响因素。故选取该变量作为解释变量。

（三）数据来源及样本数据描述

本文使用的数据主要来源于《中国统计年鉴》、《中国农业年鉴》（2001～2012年），研究时间跨度为2000～2011年。在阅读相关文献的基础上，选取代表农业基础设施的典型设施，构建面板数据分析模型。鉴于数据的可得性，选用2001～2011年我国28个省市区（不含西藏、上海、宁夏，由于西藏的数据与其它省份数据有过大差异、上海和宁夏的数据缺失过多）的相关统计数据作为研究样本。对于少数缺失的数据则通过查阅相关统计资料进行必要的补充，使数据更加全面和连续。由于数据的自然对数变换能够使得趋势线性化并消除时间序列中的异方差，分别对农业生产总值和各项衡量指标取自然对数。

表1处理后样本数据的统计描述

变量变量含义样本量均值标准差最小值最大值Y农业总产值30715.538 90.931 212.563 817.418 3X1农业R&D经费30713.898 03.004 33.861 817.204 3X2农村用电量30712.066 51.308 87.902 314.642 9X3每万个农业人口所拥有的公路里程30713.528 71.222 09.998 816.505 3X4有效灌溉面积3075.630 42.065 90.000 09.176 5X5农村固定电话3076.697 20.964 14.1008.154 2X6第一产业就业人员3073.282 80.505 72.205 04.522 3数据来源：中国统计年鉴

论文共选用了307个样本量，取自然对数后的各项数据的均值从3～16之间浮动，标准差的数值均较小，表明数据的离散程度较低，具有一定的集中趋势。

三、实证结果及分析

（一）单位根检验与协整检验

为了避免伪回归现象，对取对数的变量进行单位根检验以确保数据的平稳性。本文采用目前应用普遍的ADF（augmented dickey-fuller）检验法进行单位根检验。上述变量中农业总产值与农村固定电话用户数均存在单位根，LnY1、LnX1为非平稳序列，经过一阶差分之后平稳，在5%的显著性水平下它们都是一阶单整序列。在同阶单整的前提下进行协整检验。协整检验采用的是Kao Residual Cointegraion，残差方差和HVC方差均大于临界值，拒绝不存在协整关系的原假设，说明中国农业基础设施指标与农业总产值之间了长期的均衡关系。

表2Kao Residual Cointegraion 协整检验

检验方法检验假设统计量名t统计量临界值KAO检验H0：ρ=1残差方差0.013 6-3.31HVC方差0.016 7

（二）估计结果分析

1.全国面板数据估计结果

通过使用Eviews6.0软件采用虚拟变量最小二乘法（LSDV）对固定效应方程和随机效应方程进行估计得到表3的结果，如下所示：

总体来看，固定效应（FE）和随机效应（RE）的回归结果都较好，二者调整后对分别为0.965 1和0.733 1。在固定效应与随机效应之间做出选择，进行Hausman检验。Hausman检验结显示的概率值为，低于给定的显著性水平1%，拒绝存在随机效应的原假设，建立固定效应模型。得到的固定效应的方程为：

LnY=3.24+0.26X1-3.23X2+0.54X3+0.74X4+3.4X5-0.12X6

（2.22）（10.17）（-1.97）（6.73）（2.07）（-0.88）

R2=0.968 8，R2=0.965 1，F=257.99，DW=0.804 7

根据固定效应变截距模型估计，农业科研经费、农村用电量、每万个农业人口拥有的公路里程、有效灌溉面积、农村固定电话的系数都至少在5%的水平上显著通过t检验，仅有第一产业人员的显著水平无法通过，变量系数与预期结果也基本一致。调整后的R2为0.966，方程的拟合优度较高，F值表明方程的显著性较好。六项变量中，第一产业就业人员和农村用电量对农业总产值的影响是负的，其它4项影响均为正向影响。

（1）农村通讯设施是农村经济发展的首要因素

随着信息技术的普及，农村地区商品经济趋于发达。具体表现为通讯设施对农业产出的产出弹性系数最大，农村固定电话增加1%，农业总产值增加3.4%，通讯设施对粮食生产的促进作用远远其他基础设施。实证结果揭示了农村通讯设施在农村经济发展中的突出作用，这也是政府近年重点实施村村通电话工程的原因之一。通讯设施便于农民与外界联系，掌握市场行情，大大降低了不确定性和市场风险。农村通信覆盖水平的提升，有利于现代流通网络体系的建设，加快农村产品顺利实现其商品价值。

（2）农田水利基础设施对农业产出起次要作用

农田水利基础设施对农业产出的影响远没有预期的高，有效灌溉面积增加1%，农业总产值增加0.74%。灌溉设备对农业生产增长的效果并不显著，这与樊胜根[12]（2002），Fan[13]（1999）和Thorat （1999）的研究结果基本一致。在农业基础设施建设投入中，以灌溉水利为代表的农田基础设施对提高农业综合生产能力、保障粮食安全具有重要意义。洪涝、旱灾使农业生产遭受巨大的损失，农田水利设施能有效防御自然灾害，把灾情损失降到最低。据资料显示，中央农田水利建设资金的80%用于建设，仅有20%用于日常维护，农村中农田水利基础设施普遍存在设施老化、更新不及时、维护不善等问题，农田水利基础设施对农业产出的贡献率并不是很大。

（3）交通基础设施对农村经济影响较为突出

模型回归的结果显示农村的交通基础设施对农业产出的作用也较为突出。与R.G. Teruel、Y. Kuroda[2]（2005）、Barrios[3]（2008）研究结论相同，基础设施会提高农业生产率、增加农民收入，尤其是道路设施（公路设施）对农业增产的作用巨大。公路是广大农村地区最主要的交通方式，过去农村地区交通基础设施落后，给农民生产、生活带来诸多不便。“十一五”期间政府大规模投入农村公路建设，行政村的农村公路通达率已经达到了98%，为农产品实现市场价值提供了很好的基础设施条件。正是政府部门以农村公路改造工程建设为重点，加快村与村之间、村与镇之间道路衔接建设，有力的改善了农村农业交通道路状况，大大降低运输成本和流通费用，农产品顺利流入市场进行交换，在降低农民生产成本的同时顺利实现市场价值。

（4）科研投入对农业生产总值影响不明显

在影响农业总产值的其他控制变量中，农业R&D对农业产出的弹性系数仅为0.26。农业科研是一项经济回报率较高的高投资，一般来说能大大改善农业生产条件，提高农业的综合生产能力。实证研究的结果显示农业R&D对农业GDP的效果不显著，农业科技并没有转化为现实的生产力。可能是因为农业科研成果转化的政策不配套，必须加强农业科技和农业生产实践的联系，发挥农业科技的溢出效应。

（5）农业用电量与农业从业人员对农业GDP呈现负影响

电力设施具有防范自然风险、保持农业总产值稳定的功能。农村用电的弹性系数为负，实证的结果与预期不符，表明我国农村的大部分电力是用于生活，农业生产用电未发挥该有的作用。部分农村电网遗留未改造问题，许多电网改造项目与村镇建设规划不同步。有的已进行改造的电网因电力需求快速增长出现供电能力不足等问题，制约了农村的用电需求，农村电网的供电能力还有待进一步增强。第一产业就业人员的估计系数为负，说明随着我国农业现代化的发展，农业科研投入替代了农村的部分劳动力，科学技术的应用在农业生产中占据了一定的主导地位。现阶段我国农业从业人员的增加，会造成从事农业生产的劳动力过剩，富余从业人员都可能导致劳动力对经济增长的贡献为负，对农业产出难以起到积极的作用。

2.东中西地区模型估计结果

由于各个省市的农业基础设施的情况不尽相同，本文进一步选取广东、湖南、陕西作为东部、中部、西部地区的代表，考察2000～2011年间东中西部地区各项农业基础设施投入对产值的影响。为了消除序列的自相关性，本文运用不相关方法进行回归估计，估计结果如下图所示。表4 模型检验结果

变量东部地区中部地区西部地区常数-1.423 1-0.023 30.176 8**X10.000 1***-0.012 8*0.001 0X2-1.208 40.002 6***-0.144 9X31.684 2**0.004 2-0.121 0X40.001 10.001 6***0.000 8*X50.018 8**0.015 1*0.014 7***X60.015 80.005 1-0.005 4调整后R20.968 80.962 80.960 1F值148.4987.21105.22注：***表示1%以下的显著性水平，**表示5%以下的显著性水平，*表示10%以下的显著性水平。

上表的结果显示，代表省份农业基础设施各项投入指标对农业总产值的产出弹性基本通过显著性检验。表明政府投入农业基础设施，获得了一定的产出效益。通讯基础设施对三个地区的促进作用较为显著，与全国面板数据的结论一致。从区域差异角度来看，中部地区农业灌溉基础设施的产出弹性比东西部地区高。中部地区由于平原地形优势，水利灌溉设施能发挥较好的经济效益。从交通基础设施对农业产出的弹性系数看，中部最高，西部最低。中部地区以国家“四万亿拉动需求”为契机，构建公路基础设施交通网络，承担流通载体的农业基础设施能更好的发挥农业产出效应。

四、结论及政策建议

通过运用平行数据模型估算了各项农业基础设施对农业产出的影响，发现农业基础设施水平与农业产出之间确实存在着正向的影响，东中西部地区的农业基础设施对农业产值的影响存在一定差异。在农业总产值贡献中，通讯设施产生的经济效应明显大于电力设施与农田水利基础设施。虽然农业R&D对农业增产的效果不是很明显，但是科研投入是农业现代化的标志，党中央必须给予一定的重视。因此，提高农业基础设施的产出效率还有很多的政策空间，可以从以下几个方面入手：

1.加大对农业基础设施的投资规模，同时拓宽农业基础设施的融资渠道。农业基础设施建设对农业产出具有明显的正向作用，政府一方面要增加农业基础设施的财政投入比例，另一方面要积极拓展融资渠道，逐步形成以地方投资为主体、民间资本与外资相结合，发展多元化、多层次的农业基础设施投融资格局。

2.优化农业基础设施结构。我国农业资源约束趋紧，自然风险和市场风险越来越大。应加快农业大型灌溉区的节水改造，重点建设防洪工程、堤防应急防渗处理等项目，通过强化农田基础设施建设，保证耕地实现旱涝保收；完善我国农业电力供应的相关配套设施，改造老旧电力设施，保障农业电力供应安全；进一步加快农村通讯基础设施建设，为农村信息流动提供平台。

3.重视对农业基础设施的维护和管理。针对农村存在水利设施管理不善、年久失修、带病运行等问题，建立管护农田水利基础设施的长效机制。农业基础设施的建设和管理是一项系统性工程，政府作为主要承担者，应联合相关职能部门有规划地制定农业基础设施的经营管理体制目标模式，建立多种所有制和经营形式并存、产权清晰的可持续发展模式。

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[13]Fan S，P Hazell.Are Returns to Public Investment Lower in Less-Favored Rural Areas？An Empirical Analysis of India[Z].EPTD Discussion Paper，NO.43，1999.

[责任编辑：范君]

作者：罗超烈