政府公共投资与农村经济增长——理论模型及初步实证.doc

政府公共投资与农村经济增长理论模型及初步实证张孝岩 作者简介：张孝岩（1981-），男，湖北大悟人，经济学硕士，安阳师范学院经济贸易系教师，研究方向：农村财政金融问题。联系地址：河南安阳师范学院经济贸易系455000 电话0372-2900048（办） Email: 致谢：作者感谢华中科技大学经济学院宋德勇教授、徐长生教授、张建华教授、彭代彦教授、刘丽明副教授，安阳师范学院经济贸易系李同彬教授的指导和讨论。文责自负。（安阳师范学院 经济贸易系 河南 安阳 455000）摘 要：近年来我国农村公共品供给不足问题越来越突出，成为农村经济发展的严重制约，受到国内学术界的广泛关注。把公共投资划分为资本密集型和劳动密集型，模型改进得出的结论为农村公共投资投向的公共物品拥挤性不同，对农村居民消费和农村经济产生的影响会大不相同，因此政府应该积极权衡并采取对应的措施。其后，利用湖北省1985-2003年的时间序列数据，首先用检验了数据的平稳性，在此基础上进行了因果关系检验，研究发现政府公共投资可以成为农村经济增长的Granger原因，反过来却不成立，说明增加公共投资能够显著促进农村经济增长，而当前农村公共投资的薄弱则启示政府应继续加大对三农的投资和支持力度。农村经济增长的公共投资因素分析显示，医疗卫生投资、教育投资对农村生产总值的弹性最高，而传统上认为高效的基础设施则作用并不明显。关键词：公共投资；农村经济增长；模型；公共品中图分类号：F812.8 文献标识码：A Public Investment and Rural Economic Growth-Model and its Empirical AnalysisZHANG Xiao-yan(Department of Economy and Trade, Anyang Normal University, Henan Anyang, 455000)Abstract: In recent years the problem of inadequate supply of Chinas rural public goods are becoming more and more prominent. By dividing public investment into capital-intensive and labor-intensive, our modified model suggest that different public investment have different impact on the rural residents consumption and rural economy depends on the congestion of rural public goods, so the government should take corresponding countermeasures. This article uses the Hubeis series data between 1985-2003, examines the datas stability, carries on the causal relation test in this foundation, the research has discovered that public investment might be the Granger cause, while in turn the conclusion could not be established. The conclusion is that rural public investment profoundly increase rural economy, while low rural public investment level suggest that the government should take some countermeasures to enhance the rural investment.Key Words: public investment; rural economic growth; model; public goods一、引言及文献回顾公共财政理论和实践都表明，政府公共投资政策对于一国的农村经济增长至关重要。政府公共投资政策的积极作用主要表现在两个方面：第一，财政支持能有效地解决促进农业增长所必需的众多公共产品的外部性问题并具有规模经济的优势；第二，政府公共投资政策是国家调控农业生产进而影响农民收入的一个基本工具。然而近年来我国农村公共品供给不足问题越来越突出，成为农村经济发展的严重制约，受到国内学术界的广泛关注。在模型分析方面，亚当斯密（1776）和大卫李嘉图（1817）可以说是首创者。他们虽然没有明确阐明增长模型，但是都试图通过模型解释经济增长，从而奠定了现代经济学的基础。斯密认为国民财富只有通过经济增长才能增加，他在其著作中把一个国家的发展划分为三个阶段，强调储蓄和投资是一国经济增长的基础。李嘉图也一直强调投资在经济增长中的重要性。约瑟夫A熊比特（1912）率先将内生因素引入到增长理论中，他认为增长可以看成是内生因素实现新的组合而引起的经济变革，是一个创造性的破坏过程。凯恩斯（1936）在其名著就业、利息与货币通论中提出了投资流量对国民生产总值的的增长作用，他指出：投资流量的增加将引起国民收入的初始增加，并循环引起收入和消费的增加，最终带来的增加量是投资量的倍乘数,而投资量的减少则会导致相反的结果。这就是所谓的投资流量对国民生产总值的乘数理论。其基本模型如下：（1）其中，为国内生产总值，为总投资，为边际消费倾向（大于0而小于1），和则分别表示国内生产总值和总投资的变化量。此时表示的就是投资乘数，显然它大于1。加入其他经济部门，乘数模型将得到完善与拓展。凯恩斯根据这一理论，提出政府应采取扩张性的财政政策增加投资，刺激消费，从而提高产出水平。凯恩斯的乘数模型主要考虑的是投资的短期效应，即短期内如何实现充分就业和经济复苏等，他忽视了资本存量增加产生的能力效应。哈罗德和多马（Harrod, 1939; Domar, 1946）正是将这种能力效应引入到研究中，从而形成凯恩斯中期增长理论。哈罗德和多马证明，经济中存在这样一种增长路径，在这个路径上国民收入、消费和资本存量和投资都以一个相同的“有保证的增长率”增长，然而这一路径具有不稳定性，被称为“刀刃上”的增长。这激励着索洛-斯旺模型的产生，其核心结论是经济中存在稳定的平衡增长路径，这就意味着以公共投资为主要手段之一的政府干预不能影响长期增长率和平衡增长率，而只有水平效应和暂时效应。最早把公共投资存量引入宏观生产函数的是阿罗和库兹（Arrow & Kurz, 1970）。他们建立的生产函数形式如下：（2）其中表示国民产出，表示私人资本存量，表示纯公共物品性质的公共资本存量，是外生给定的增加劳动力的技术进步率。他们得出的主要结论为：当生产函数为规模递减时，增长率由外生技术进步率决定；而当生产函数规模递增时，即使没有外生技术进步，实现人均增长是可能的。巴罗（Barro, 1990）提出公共服务可能对产出产生重大影响。但是与阿罗和库兹（Arrow & Kurz, 1970）不同的是，他假定公共投资流量可以引入企业生产函数，而公共资本存量则不可以。其假定的生产函数形式为： （3）其中表示公共投资流量，是公共投资产出弹性。格雷纳（Greiner, 1996）借鉴这一方法，他采用阿罗和库兹提出的公共资本存量引入生产函数，研究证明转移支付和公共消费的增加降低了平衡增长率，而由非扭曲性税收提供的政府公共投资的增加能够促进经济增长。卢卡斯（Lucas, 1988）采用传统的新古典就就增长模型，并提出个人可以通过投入时间增加其人力资本或提高其技能，他提出了新的人力资本投资的宏观经济生产函数：（4）其中表示经济中个人用于生产商品的时间，表示技能水平，表示人力资本的外部效应。然而，无论是将政府公共支出流量还是政府公共支出存量直接引入生产函数，都不能体现公共物品的供给特征，即存在着公共物品拥挤性问题。如何处理模型生产函数中的公共投资拥挤性问题，成为进行公共投资与经济增长的关键问题之一。巴罗和萨拉伊马丁（Barro & Sala-i-Martin, 1992）提出对于有拥挤性的生产投入的公共服务，第个私人生产函数可以表示为：（5）其中为给定的总服务数量，表示拥挤性。格鲁姆和拉维库马尔（Glomn & Ravikumar, 1992）将公共投资中的基础设施存量引入生产函数时，注意到这个问题，他们提出的私人生产函数形式为：（6）其中表示经济中实际基础设施存量能够被私人使用的部分，其中和 是用来反应拥挤程度的两个参数。当和 都等于0，那么私人使用的基础设施为纯公共物品，都等于1则为拥挤性商品。当时则表明存在部分拥挤性。娄洪（2003）在分析公共基础设施投资与长期经济增长关系时，借鉴这一形式，提出企业i的生产函数如下：（7）其中为每个企业所能获得的基础设施服务流量，表示基础设施的拥挤程度。这对格鲁姆和拉维库马尔（1992）而言是一种极大的简化，利于分析现实问题。社科院经济增长课题组（2004）在分析公共资本的拥挤性时提出的生产函数形式如下：（8）其中分别表示私人资本和劳动，表示当事人获得的公共资本服务，（），其中为企业总资本，表示总的资本存量，为拥挤指数。二、适用于我国农村公共投资的模型设定如何把公共投资引入我国农村经济中的企业生产函数，是建立我国农村公共投资模型的关键问题。格鲁姆和拉维库马尔（1992）虽然提供了反映拥挤程度的一种方法，但是鉴于模型中和 的难以测度性，使得后续的一般分析变得十分艰难。娄洪（2003）的简化用表示基础设施的拥挤程度，是一个平均值的形式，并且假定即每个企业所能获得的基础设施服务流量对企业而言为外生，从而对后续分析产生根本影响。基于娄洪（2003）的模型，我们在拥挤性公共品形成的特征上进一步假定农村经济中存在以下两种公共物品：资本密集型和劳动密集型公共品。本文认为这两种不同类型的公共品在我国农村广泛存在，如农村电网的铺设为资本密集型公共品，而乡村自建公路（并非国道或省道）和水利设施则属于劳动密集型公共品。（1）农村宏观生产函数和企业部门经济我们首先设定一般化的农村宏观生产函数，形式如下：（9）其中表示农村经济在期的产量，出于研究需要，我们这里的主要是指农业收入和乡镇企业产出而不含农民外出务工收入，虽然后者在农民收入中占了较大比重。根据统计资料，在我国广大落后的农村地区，农户收入主要来源还是农业收入。因而这一假定和合理的。表示农村知识存量或技术进步率，以希克思中性形式引入生产函数。表示企业资本投入，表示企业劳动投入，则表示政府公共投资总量。而对单个企业i而言，其私人生产函数我们设定为：（10）这个模型依然是动态方程，不过出于表示方便，我们在此和后文中省略时间。表示企业的产出流量。根据舒尔茨（Shultz, 1964）的理论，农民也是理性的经济人，农户也可以看为是小型的企业。因而广义上我们把农户也看成是农村的企业，它具有一般企业的基本特征，努力降低成本，扩大收益。出于分析方便，我们假定对企业而言，知识存量是外生给定的。表示实际对企业产出起作用的从公共投资量。，这表明，农村企业对公共投资的“吸纳”能力是不同的，他取决于企业自身的劳动和资本投入及其组合比例。具有以下性质：1）。当农村企业没有任何要素投入时，企业实际接收的公共投资量为0，这是显而易见的。比如一笔公共投资被贪污挪用，那么对企业生产而言没有任何意义。2）。就是说随着劳动和资本投入的增加，企业实际使用的公共投资数量将会随之增加。3）。这意味着企业从公共投资中获得的投入增长速度不会高于企业自身资本积累和劳动增长的速度。当时，公共投资使用投向纯公共物品，企业使用的公共投资随着自身劳动和资本的增加而严格单调增加。而当时，公共投资使用投向拥挤性公共物品，表明随着企业资本劳动的增加，企业获得的实际公共投资数量（对产出产生实际影响的数量）将会递减。当公共投资投向拥挤性公共物品时，函数满足稻田条件（Inada, 1964）： ， 。稻田条件随着投入的资本或劳动趋于无穷，企业实际使用公共投资的数量趋于0，而反之投入的资本或劳动趋于0，企业实际使用公共投资的数量趋于无穷大。把公共投资划分为资本密集型和劳动密集型两类，并且考虑到资本、劳动密集型公共投资之间的相互作用，我们以乘数形式设定如下：（11）其中，和分别表示为业实际能够获得的资本密集型和劳动密集型公共投资流量，企业将它们视为外生。和分别表示两类公共投资的拥挤程度。进一步用A-K模型简化企业生产函数得到，（12）而表示的是农村公共投资对农村经济总量的刺激作用，设定可以小于0。公式（2-4）两边除以人口，各变量变为人均形式，得到：（13）其中和分别表示人均产出和人均资本。（13）式表明农村公共投资总量对农村人均产出有正的影响。虽然农村大量劳动力存在向城市转移的趋势以及农村利率受农村金融市场的发展影响，但我们假定在长期内，在一般的水平下，农村企业将工资率和企业租金成本，即利率看成是固定的，但我们同时认为当企业实际接受的公共投资性质不同，而产生具体的企业劳动的资本成本短期内会有一定的相对变化。即企业引入资本密集型公共投资，会占用企业资本，从而使企业自身资本使用成本上升；而当企业引入劳动密集型投资时，企业需要投入大量劳动力，可能还会增加人才招募，因而企业劳动力成本相对增加。这一假定会对模型分析产生重大影响。此时农村企业实现企业利润最大化的目标可以表示为：（14）其中为贴现率。将农村企业利润写成人均形式， （15）根据利润最大化，可以得到资本的边际生产力和工资水平的表达式为：（16）（17）（2）家庭部门基于拉姆齐（Ramsey, 1928）的框架，我们来构建农村家庭经济部门的基本模型。典型农村家庭拥有劳动资本等生产要素，通过提供这些要素获得工资利息收入，并且通过最大化自身消费获得的效用来决定消费和资本积累的路径。表示如下：（18）其中n为人口增长速度，假定不变。表示农村家庭对现在消费和未来消费的时间偏好，根据我国农村的实际情况，值应该是较小的，农村家庭更倾向未来消费。而则表示的是相对风险厌恶系数。农村家庭预算约束条件为：（19）其中表示农村家庭人均净资产。同时假定资产贴现率为非负，那么家庭必须满足非蓬齐博弈条件（non-Ponzi-Game-Condition）：（20）（3）政府部门政府主要通过征税、发行国债等方式进行融资，并把资金以公共投资注入企业和农户，在保持预算基本平衡的前提下，努力促进典型农村家庭效用最大化。在这种前提下，政府和农村家庭的效用最大化的解是相同的。这需要保证政府是真正的“为人民服务”的政府，并且其效用函数和与分权经济相同。（4）宏观经济均衡我们假设农村经济是分权的封闭经济，政府公共投资外生形成。此时农村家庭和农村企业面临同样的利率和工资水平。将家庭和企业问题结合起来我们可以分析宏观经济的均衡状况。在均衡时，国内农村人均资产等于人均资本，即，结合（2-8）和（2-9）式，我们得到家庭预算约束变为政府预算约束：（21）而政府的目标是典型农村家庭效用最大化，即： （同10）在边界条件为和排除“连环信”条件后，我们建立如下汉密尔顿方程：（22）由一阶条件我们得到：（23）由欧拉方程，（24）横截性条件为：（25）由（2-14）得到：（26）再结合（2-15），我们得到最优的农村人均消费增长率：（27）这是我们模型的核心公式之一。它表明，均衡农村人均消费路径与公共投资关系密切。增加农村公共能够促进农村经济增长，同时，农村公共投资投向的公共物品拥挤性不同，对农村居民消费产生的影响会大不相同。同时，可以证明的是，当经济达到稳态（steady state）时，人均消费增长率，人均资本增长率和人均产出增长率是相等的。我们继续作出如下分析参数的变化对模型结论的影响：1）如果，农村公共投资投向的公共物品为过度拥挤品，那么根据（2-16）和（2-17）式，农村企业资本边际报酬会出现递减趋势，此时的公共投资主体应该敏锐意识到这一点并及时作出调整，着力培养企业自身的创新能力，而不单纯依赖政府投资。2）如果，农村公共投资投向的公共物品为一般拥挤品，此时农村企业生产的边际报酬将随人均资本的积累而递减，但使用公共产品将减缓人均资本边际报酬的递减速度。3）当，我们仅考虑等于1的情况，此时经济中有充足的公共资本投入，农村公共投资投向的公共物品为纯公共物品，那么从生产函数中可以看出公共投资的贡献是“外生”的，是直接作用于农村总产出的，此时的公共投资应大力提倡。如前所述，我们假定公共投资在投向上存在劳动密集和资本密集两种类型。现在来分析模型中的变化会产生什么结论。1）先看的情形，根据（2-27）式，此时资本性公共投资会对平衡消费增长率即平衡人均产出增长率产生负面影响，而劳动性的公共投资则产生巨大的促进作用，此时的幂大于1。此时应注重劳动密集型公共投资的增加，如兴修大型水利设施，自建乡村公路等。2）再看的情形，此时资本密集型公共投资会对平衡消费增长率即平衡人均产出增长率产生较小影响而劳动密集型的公共投资则对人均产出增长率产生较大的促进作用。此时应及时调整好两者投资比例。3）然后看时，资本密集型和劳动密集型公共投资对平衡人均产出增长率的促进作用相当，此时应该使二者的投资平衡。4）最后时，如2）的情形正好相反，此时资本密集型公共投资会对平衡消费增长率即平衡人均产出增长率产生较大影响而劳动性的公共投资则对人均产出增长率产生较小的促进作用。此时应该加大资本密集型公共产品的投入，鼓励财政直接投资和农村信贷投入。三、政府公共投资与农村经济增长的初步实证（一）数据来源及说明本文所有引用数字均来自湖北统计年鉴1990-2004年各期。其中，表3-1中的农业总产值（RGP）是指农村农、林、牧、渔业产值的总和。我们用它来代表农业增长以及农村经济增长。可以看到湖北省农业总产值整体上处于上升趋势，1993-1996年增长率达到最大，1998-2000年出现负增长，2001年之后重新上扬，2003年农业总产值为1342.09亿元，达到历史最高水平（如图3-1所示）。RGP0200400600800100012001400160005101520RGP图3-1 湖北省农业总产值散点图（1985-2003，单位：亿元）农业公共投资（RPI）取自湖北省历年分项财政收入中的“支援农村生产支出”项目，由于2003的数据调整了统计口径，用“农业支出”一项代替原来的“支援农村生产支出”、“农业综合开发支出”这两项，使这一项目变大，因此在做统计分析时用2003“农业支出”项（175539万元）减去2002年“农业综合开发支出”项（38696万元），以保持统计口径一致。从绝对值上看，农业公共投资也是在总体上呈现上升趋势，但增幅都较小（除了可能由统计差异和数据处理造成的2003年增幅达94.6%以外），1993、2001和2002年还均出现负增长。从相对值上看，根据湖北统计年鉴数据资料计算，2000-2002年，湖北省支援农村生产支出分别占总财政支出的1.935%、1.532%、1.387%，呈不断下降的趋势。表3-1 政府公共投资与农村经济增长指标农业总产值(亿元)农业人口(万人)人均农业总产值（元/人）人均农业总产值增长率农业公共投资（亿元）人均农业公共投资（元/人）人均农业公共投资增长率RGPRPARGPGAGRPFPIAFPIGAFPI1985192.323921.3490.45-3.89.69-1986219.13954.64554.030.1296363.69.1-0.0608875131987249.683995.83624.850.1278273.919.790.0758241761988297.514027.75738.650.18212373.969.830.0040858021989335.044066.97823.810.11529143.89.34-0.0498474061990402.234223.94952.260.15592194.9311.670.2494646681991405.044267.27949.18-0.00323445.0911.930.0222793491992435.424283.141016.590.07101926.0814.20.1902766141993501.174308.481163.220.14423714.19.52-0.3295774651994786.844265.751844.550.58572754.9211.530.2111344541995988.534257.832321.680.2586705897658319961140.764265.172674.590.15200635.5713.060.0696150719971243.684271.142911.820.08869775.9613.950.06814701419981222.584281.652855.39-0.01937966.2814.670.05161290319991126.14293.482622.81-0.0814536.87160.09066121320001125.644292.722622.21-0.00022887.4417.330.08312520011172.824284.952737.070.04380277.4217.32-0.00057703420021203.34272.92816.120.02888127.0916.59-0.04214780620031342.094237.473167.20.12466813.6832.280.945750452资料来源：湖北统计年鉴1990-2004年各期整理计算。（二）平稳性与因果关系检验本文首先检验人均农业总产值增长率、人均农业公共投资增长率两列数据的平稳性。这里我们采用迪基-富勒提出的DF检验（Dickey & Fuller， 1979）。DF检验回归方程的基本形式为：，其中。一般根据是否含有截距项和时间趋势，即分为以下以、是否等于零以下分为三种类型：1）仅含截距（，）；2）既含截距又含时间趋势（，）；3）既不含截距又不含时间趋势（，）。如果误差项不是白噪声，就要采用扩充的迪基-富勒检验，即ADF检验。其基本回归方程式为：，其中，ADF检验包含滞后的差分项。同理它也可以分为三种形式。两者的虚拟假设均为：，若ADF临界值，则拒绝原假设，平稳；反之则不拒绝原假设，非平稳。由于所检验的数据没有明显随时间上升或下降的趋势，所以这里不选用含有时间趋势的检验模型。在EViews3.1里对数据进行处理，排除D.W.值过小的模型设定形式，并且利用SC准则选取滞后阶数，可以得到以下ADF检验结果。表3-2 ADF平稳性检验结果变量检验形式(C，L)检验值1%临界值5%临界值10%临界值SCD.W.GAGRP(C，1)-2.14671-3.9228-3.0659-2.6745-0.687072.046506(0，1)-1.52452-2.7275-1.9642-1.6269-0.710431.954948GAGRP(0，1)-2.95469-2.7411*-1.9658*-1.6277*-0.489091.986434GAFPI(C，1)-2.69023-3.9228-3.0659-2.67450.3401491.463954GAFPI(C，0)-5.37639-3.9228*-3.0659*-2.6745*0.6094421.604788(0，0)-5.45274-2.7275*-1.9642*-1.6269*0.4755061.543026注：1）(C，L)表示所选取的基本模型含有截距项，滞后阶数为L；2）GAGRP，GAFPI分别表示GAGRP，GAFPI的一阶差分；3）*，*和*分别表示1%，5%和10%显著性水平下拒绝原假设，时间序列数据平稳。上述结果表明：在1%，5%和10%的显著性水平下，人均农业总产值增长率、人均农业公共投资增长率都是非平稳的，而二者的差分则在1%，5%和10%的显著性水平下不能拒绝它们为平稳的假设。因此可以据此认为人均农业总产值增长率、人均农业公共投资增长率都是一阶单整的（integrated of order 1），即I（1），它们之间存在协整(cointegrated)关系，可以进行Granger因果关系检验。在已经表明存在上述协整关系的基础上，为了进一步表明政府公共支出和农业增长之间是否存在因果关系以及因果关系的方向，我们这里使用Granger（1969）提出的因果关系检验来进行分析处理（Gujarati，1995）。检验的基本回归方程为： （28） （29）模型（1）中包括GAFPI的滞后项，它是无约束回归，其残差平方和记为；如果模型（1）中不包括GAFPI的滞后项，该模型就是受约束的回归，其残差平方和则记为。我们的虚拟假设为：，即GAFPI的滞后项不属于此回归，GAFPI不是GARGP的Granger原因。这里用F统计量进行检验： （5-3）它遵循自由度为和的分布。其中为GAFPI的滞后项的个数，是模型中无约束回归方程中待估参数的个数。当计算得到的值大于临界值，则拒绝原假设，承认GAFPI是GARGP的Granger原因，反之则不成立。回归模型（2）的检验也可以类似进行。表5-3为Granger因果关系检验的结果。表3-3 Granger因果关系检验的结果虚拟假设滞后阶数观测值F值P值1%临界值5%临界值10%临界值25%临界值GARGPGAFPI1170.021270.886118.534.493.051.42GAFPIGARGP23.31010.00027GARGPGAFPI2161.699180.227486.513.742.731.53GAFPIGARGP12.48860.00148GARGPGAFPI3151.588250.266795.953.492.611.56GAFPIGARGP7.808370.00922GARGPGAFPI4140.982580.492645.993.482.611.59GAFPIGARGP6.124110.03639GARGPGAFPI5130.941330.587416.633.692.731.66GAFPIGARGP8.780980.10539注：1）以上结果都是在EViews3.1软件里运行得到； 2）滞后阶数为6阶以上不能得到相应的检验值；3）表示在虚拟假设为GARGPGAFPI时在25%显著性水平上拒绝原假设。从以上回归结果可以看出，在1%的显著性水平上，无论滞后阶数为多少，政府农村公共投资增长（GAFPI）总是农业生产总值增长（GARGP）的Granger原因。在10%的显著性水平下，无论滞后阶数为多少，农业生产总值增长都不是政府农村公共投资增长的Granger原因，而仅在25%的显著性水平下，并且仅在滞后阶数为2阶或3阶的情况下，农业生产总值增长才可能是政府农村公共投资增长的Granger原因，因此这个结论是难以令人信服的，我们据此可以认为GARGP不是GAFPI的Granger原因。（三）农村经济增长的公共投资因素分析与彭代彦（2003）相同，这里采用双对数模型进行农村经济增长的公共投资因素分析。而考虑到农村金融抑制问题对农村经济发展的不利影响，和以往的研究不同，本文引入金融保险业投资，以衡量发展农村金融对农村经济的促进作用。其回归方程设为： （30）表3-1中基础设施投资（X1）、教育投资（X2）、医疗卫生投资（X3）、科研技术投资（X4）、金融保险业投资（X5）五项内容分别取自湖北省按国民经济行业分的基本建设投资中的地方“交通运输、仓储及邮电通信业”， “教育、文化艺术及广播电影电视业”、“卫生、体育和社会福利业”，“科学研究和综合技术服务业”、“金融、保险业”投资中的历年数据。其中，教育投资和卫生投资分别占“教育、文化艺术及广播电影电视业”、“卫生、体育和社会福利业”的绝大部分。这样选取代理变量主要是基于数据的可得性。另外，地方基本建设投资虽然不同于农村政府公共投资，但二者在投资对象、投资地域上有共同之处，在促进农村经济增长的作用和机制方面大体相同，因而不妨碍说明问题，可以进行计量分析。回归结果见表5-3，结果表示如下： （31）t=（9.42）（0.69） （1.62） （0.68） （-2.40） （0.33） 表3-4 双对数模型回归结果CoefficientStd. Errort-StatisticProb. C(1)4.6865190.4973209.4235550.0000C(2)0.0948640.1377430.6887020.5041C(3)0.5222190.3231911.6158200.1321C(4)0.2745820.4033720.6807150.5090C(5)-0.3398150.141573-2.4002790.0335C(6)0.0185660.0566710.3276130.7488R-squared0.917296 Mean dependent var6.498139Adjusted R-squared0.882835 S.D. dependent var0.642956S.E. of regression0.220079 Akaike info criterion0.071545Sum squared resid0.581219 Schwarz criterion0.368335Log likelihood5.356096 Durbin-Watson stat1.491927这个D.W.值在严格DW检验下落入无决定域，从而不拒绝残差存在自相关。而修正的DW检验则表明残差在两倍的显著性水平下存在自相关。因此用科克伦-奥克特两步法（Cochrane & Orcutt, 1949）克服自相关并重新估计原回归方程的弹性系数。其步骤如下：先利用已经得到的残差做如下回归： ，估计得出一阶自相关系数，将它对各变量进行调整，等，并且利用普来斯-温思腾变换（Prais-Winsten Transformation）来保留由于一次差分所损失的第一个观测值，如，然后进行最小二乘回归。由于1985年数据的部分缺失，这里仅用1986-2003年的数据进行回归。回归结果见表5-4，结果如下：表3-5 剔除自相关后的回归结果CoefficientStd. Errort-StatisticProb.C(1)1.6137680.16083510.033710.0000C(2)0.0337060.1378500.2445110.8110C(3)0.3155540.2630671.1995170.2535C(4)0.6341070.3466841.8290630.0923C(5)-0.2749030.130018-2.1143500.0561C(6)-0.0322060.053601-0.6008430.5591R-squared0.909254Mean dependent var2.182244Adjusted R-squared0.871443S.D. dependent var0.232172S.E. of regression0.083245Akaike info criterion-1.872856Sum squared resid0.083157Schwarz criterion-1.576066Log likelihood22.85571Durbin-Watson stat1.707543这个结果表明，医疗卫生投资对农村经济增长的贡献是最大的，它对农村生产总值的弹性高达63%。其次为教育投资，它对农村生产总值的弹性为32%，而基础设施建设的作用效果并不明显，弹性仅为3%。出人意料的是科研技术投资和农村金融保险业投资对产出的作用竟然是负的，这可能揭示出农村技术科研资金运用以及对农村正规金融机构的投资存在效率损失问题。四、结论性评论在前人研究的基础上，本文试图构建适用于我国的农村公共投资与经济增长的模型，通过模型改进，把公共投资划分为资本密集型和劳动密集型,我们得到一些有启发意义的结论。农村公共投资投向的公共物品为过度拥挤品，农村企业资本边际报酬会出现递减趋势，此时的公共投资主体应该敏锐意识到这一点并及时作出调整，着力培养企业自身的创新能力，而不单纯依赖政府投资。若农村公共投资投向的公共物品为一般拥挤品，此时农村企业生产的边际报酬将随人均资本的积累而递减，但使用公共产品将减缓人均资本边际报酬的递减速度而当农村公共投资投向的公共物品为纯公共物品，那么从生产函数中可以看出公共投资的贡献是“外生”的，是直接作用于农村总产出的，此时的公共投资应大力提倡。而资本密集型和劳动密集型公共投资对平衡人均产出增长率的促进作用各不相同，它们对对平衡消费增长率即平衡人均产出增长的促进作用大小也不尽相同，此时政府应该积极权衡并采取对应的措施。随后进行的Granger因果关系检验则表明，政府农村公共投资增长是农业生产总值增长的Granger原因，但是反过来则结论很难令人信服。农村经济增长的公共投资因素显示，医疗卫生投资、教育投资对农村生产总值的弹性最高，而传统上认为高效的基础设施则作用并不明显。并且科研技术投资和农村金融保险业投资对产出的作用是负的，以上这些结果给了我们很多启发。虽然政府农村公共投资增长是农业生产总值增长的Granger原因，即增加公共投资能够显著促进农村经济增长，然而由于农村公共投资的不足使这一作用得不到很好发挥出来；而农业生产总值增长很难政府公共投资增长的Granger原因，这就说明虽然农村经济发展了，但是通过财政转移支付，进行公共投资的那一部分过少，凸显出城乡公共投资领域的不公平问题，这就需要政府加大对农村的投资力度。从因素分析可以看出，投资作用最明显的在农村医疗卫生和教育部分，因此要继续加强九年义务教育的投资，同时开展职业教育、成人教育、网络教育等多种教育形式，并且注重吸引各类高级知识分子和人才扎根农村，为农村经济服务；农村医疗卫生及社会保障直接关系到农民生活质量，对经济发展的作用不能低估，因此要加快农村医疗体制改革，逐步建立比较完善农村社会保障体系；虽然回归结果显示基础设施建设投资的作用效果并不明显，但由于农村经济是一个有机整体，牵一发而动全身，因此在农村基础设施建设，特别是道路、电话、网络建设等方面有待进一步加强；对农村科研技术的投资则主要应注重实效，因地制宜加强优势产业的科研投入；对农村金融保险业的投资为负说明单纯发展由政府主导的供给引导型金融对农村经济发展的作用是有限的，因此我们主张政府放开民间金融的管制，使之走上正规化、合法化的道路。参考文献:1Barro R. 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