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        農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)備對經(jīng)濟(jì)增長關(guān)聯(lián)研討

        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(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)備對經(jīng)濟(jì)增長關(guān)聯(lián)研討范文,希望能給你帶來靈感和參考,敬請閱讀。

        農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)備對經(jīng)濟(jì)增長關(guān)聯(lián)研討

        本文作者:金福良、李谷成 單位:華中農(nóng)業(yè)大學(xué)

        Aschauer采用C-D生產(chǎn)函數(shù)對美國年度數(shù)據(jù)測算發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施的產(chǎn)出彈性為0.39[3];馬栓友采用C-D生產(chǎn)函數(shù)首次測算我國公共資本與私人部門的產(chǎn)出彈性為0.55[4]。當(dāng)然,也有學(xué)者測算的基礎(chǔ)設(shè)施的產(chǎn)出彈性較低:如Ratner利用美國1949-1973年的數(shù)據(jù),運(yùn)用總量生產(chǎn)函數(shù)測算基礎(chǔ)設(shè)施對總產(chǎn)出的影響,發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施對產(chǎn)出的彈性系數(shù)為0.06[5];Tatom認(rèn)為Aschsuer的研究忽略了時間序列數(shù)據(jù)可能存在自相關(guān)這一特性,因而對數(shù)據(jù)進(jìn)行了一階差分處理,得出基礎(chǔ)設(shè)施的產(chǎn)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(shù)據(jù)進(jìn)行研究,發(fā)現(xiàn)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的產(chǎn)出彈性為0.19[7]。在面對政府財政預(yù)算的約束下,弄清楚基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率十分必要,唯其如此才能把有限的資金投資到最具生產(chǎn)力的部門。本文利用C-D生產(chǎn)函數(shù)對湖北省1996-2010年間的基礎(chǔ)設(shè)施投資數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究,測算湖北省農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資的產(chǎn)出彈性,找出其對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的影響程度,為農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施科學(xué)投入提出對策建議。

        理論模型

        計算基礎(chǔ)設(shè)施投資對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的主要方法有生產(chǎn)函數(shù)法、成本(利潤)函數(shù)法和向量自回歸法等。其中美國數(shù)學(xué)家柯布和經(jīng)濟(jì)學(xué)家道格拉斯于20世紀(jì)30年代提出的C-D生產(chǎn)函數(shù)以其簡單的形式揭示了經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注的生產(chǎn)本質(zhì),自產(chǎn)生以來一直被廣泛使用。本文的實(shí)證研究主要在C-D生產(chǎn)函數(shù)的框架內(nèi)展開的,利用C-D生產(chǎn)函數(shù)估計湖北省農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施資本投資的產(chǎn)出彈性。

        在農(nóng)村GDP的投入要素中,土地、資本、勞動力是現(xiàn)在農(nóng)村生產(chǎn)生活必不可少的生產(chǎn)要素。而資本可以根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長中地位的不同分為基礎(chǔ)設(shè)施資本和一般固定資產(chǎn)資本。基礎(chǔ)設(shè)施資本是社會的基礎(chǔ)資本或先行資本,在經(jīng)濟(jì)增長中發(fā)揮著基礎(chǔ)性作用。除基礎(chǔ)設(shè)施之外的其他物質(zhì)資本稱為一般固定資產(chǎn)資本,也是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)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(fā)現(xiàn)其對農(nóng)村GDP影響不顯著,沒有納入模型。因此,本文將農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施資本看作是一種投入要素,與一般固定資產(chǎn)資本和勞動力等其他投入要素一起納入總量生產(chǎn)函數(shù)研究,構(gòu)建三要素生產(chǎn)函數(shù)形式,如式(1)。Yt=ALαtKβtIγt(1)

        其中,Yt為t時期農(nóng)村生產(chǎn)總值,Lt為t時期農(nóng)村勞動投入,Kt為t時期農(nóng)村一般固定資產(chǎn)資本,It為t時期農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施資本,A為常數(shù)項(xiàng)(包含技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn));α、β、γ分別為農(nóng)村勞動投入、一般固定資產(chǎn)資本和基礎(chǔ)設(shè)施資本的產(chǎn)出彈性。α+β+γ的值決定了生產(chǎn)函數(shù)規(guī)模報酬的類型:若α+β+γ=1,則存在規(guī)模報酬不變;若α+β+γ>1,則存在規(guī)模報酬遞增;若α+β+γ<1時,則存在規(guī)模報酬遞減。對參數(shù)估計的一般方法是取對數(shù)后再進(jìn)行回歸。式(1)兩邊取對數(shù)可得式(2)。LnYt=LnAt+αLnLt+βLnKt+γLnIt(2)

        生產(chǎn)技術(shù)一般具有規(guī)模報酬遞減、規(guī)模報酬不變和規(guī)模報酬遞增3種。規(guī)模報酬不變還是規(guī)模報酬可變的假定,可能會導(dǎo)致完全不同的結(jié)論,使各投入要素的貢獻(xiàn)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(yàn)證。假定一:假定生產(chǎn)技術(shù)對所有的生產(chǎn)要素都有規(guī)模報酬不變的性質(zhì),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(xiàng)的規(guī)模報酬不變,而基礎(chǔ)設(shè)施資本具有規(guī)模報酬可變的特性。至于是遞增還是遞減,由回歸后的參數(shù)值加以驗(yàn)證。若γ>1,則存在規(guī)模報酬遞增;若γ<1時,則存在規(guī)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(nóng)村勞動投入、一般固定資產(chǎn)資本和基礎(chǔ)設(shè)施資本的產(chǎn)出彈性α、β、γ。而實(shí)際規(guī)模報酬特性狀況,可以通過回歸結(jié)果的各參數(shù)和統(tǒng)計量進(jìn)一步分析。

        變量衡量與數(shù)據(jù)來源

        產(chǎn)出變量。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(Y)以農(nóng)村GDP來衡量。農(nóng)村GDP按照熊啟泉[!]的計算方法,以農(nóng)林牧漁業(yè)增加值、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值、農(nóng)村非物質(zhì)部門增加值3個部分之和來測算。其中農(nóng)林牧漁業(yè)增加值,農(nóng)民人均純收入來源于1997-2011年《湖北統(tǒng)計年鑒》,鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值來源于1997-2011年《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)及農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)年鑒》。

        投入變量。勞動投入(L)。用農(nóng)村勞動力來衡量,農(nóng)村勞動力的數(shù)據(jù)來源于1997-2011年《湖北統(tǒng)計年鑒》。農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施資本(I)。用農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資衡量。理論上應(yīng)以資本存量數(shù)據(jù)為優(yōu)先,但我國很少有資本存量數(shù)據(jù);而采用永續(xù)盤存法構(gòu)造的數(shù)據(jù)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(quán)衡,采用流量數(shù)據(jù)來代替存量數(shù)據(jù)以更真實(shí)反映農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施資本投入對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。從廣義的角度可將農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施定義為:與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)民生活、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展緊密相關(guān)的,為維護(hù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及保障農(nóng)民生活而提供的公共服務(wù)設(shè)施,包括水電燃?xì)饧八纳a(chǎn)供應(yīng)、交通運(yùn)輸倉儲、農(nóng)田水利、教育、文化、衛(wèi)生、福利事業(yè)等生產(chǎn)和生活服務(wù)設(shè)施。因此,農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資選擇國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類中的電力煤氣及水的生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)、建筑業(yè)、交通運(yùn)輸倉儲郵政業(yè)、信息傳輸計算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)、水利環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)、教育、衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)、文化、體育和娛樂業(yè)等比較合適。農(nóng)村一般固定資產(chǎn)資本(K)。用農(nóng)村一般固定資產(chǎn)投資衡量,農(nóng)村一般固定資產(chǎn)投資計算方法是農(nóng)村固定資產(chǎn)總投資減去農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資。農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資與一般固定資產(chǎn)投資計算所需國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)投資數(shù)據(jù)來源于1997-1999年《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》和2000-2011年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。產(chǎn)出變量(農(nóng)村GDP)和投入變量(農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資、農(nóng)村一般固定資產(chǎn)投資)均以1996年為基年,采用居民價格指數(shù)平滑,消除各期價格波動。居民價格指數(shù)來源于1997-2011年《湖北統(tǒng)計年鑒》。

        模型估計結(jié)果與分析

        計量模型的實(shí)質(zhì)是利用回歸分析處理經(jīng)濟(jì)變量間的依存性問題,但這并不說明變量間存在穩(wěn)定的關(guān)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(wěn)的,即沒有隨機(jī)趨勢或者確定趨勢,否則,模型可能出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。然而,在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中,許多經(jīng)濟(jì)和商業(yè)時間序列通常都存在趨勢性,趨勢性直接導(dǎo)致一些總括性的統(tǒng)計量如均值、方差、協(xié)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(wěn)的,一般對其差分使之平穩(wěn);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(xié)整檢驗(yàn)來驗(yàn)證模型是否存在長期穩(wěn)定性。

        平穩(wěn)性檢驗(yàn)。運(yùn)用EViews6.0軟件對農(nóng)村GDP、農(nóng)村勞動力、一般固定資產(chǎn)投資與基礎(chǔ)設(shè)施投資的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。如果序列不存在單位根,則說明該序列是平穩(wěn)的;反之,則說明序列是不平穩(wěn)的。檢驗(yàn)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(shù)項(xiàng),αt為時間趨勢項(xiàng),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(shù)β的t值和ADF檢驗(yàn)在每個水平下的臨界值來檢驗(yàn)該序列是否存在單位根。對各變量的時間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),結(jié)果見表1。表1說明各序列在二階平穩(wěn),可以進(jìn)行下一步的協(xié)整檢驗(yàn)。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(xié)整檢驗(yàn),研究結(jié)果仍然是可信的。

        協(xié)整性檢驗(yàn)。用EG兩步法對模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),確定變量間是否具有長期穩(wěn)定關(guān)系。如果殘差平穩(wěn),則模型通過協(xié)整檢驗(yàn),變量間存在長期穩(wěn)定關(guān)系,否則,不存在長期穩(wěn)定關(guān)系。分別對規(guī)模報酬不變和規(guī)模報酬可變兩組假定模型進(jìn)行回歸,得到回歸結(jié)果如表2、表3。分別對規(guī)模報酬不變和規(guī)模報酬可變模型回歸后得到的殘差序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn),結(jié)果見表4。由于在沒有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)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(wěn)序列,表明兩組假定模型均通過協(xié)整檢驗(yàn),都存在長期穩(wěn)定關(guān)系。表2、表3的回歸結(jié)果可知:在規(guī)模報酬可變與規(guī)模報酬不變的兩組假定下,農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資的產(chǎn)出彈性均較小,分別為0.108、0.106。因此兩組模型的各統(tǒng)計量值的差異也比較微弱。但是在規(guī)模報酬可變假定下的調(diào)整后可決系數(shù)(0.966)、對數(shù)似然估計值(17.888),F(xiàn)統(tǒng)計量(85.733)都比在規(guī)模報酬不變假定下的調(diào)整后可決系數(shù)(0.965)、對數(shù)似然估計值(17.792),F(xiàn)統(tǒng)計量(84.446)要大些,因此接受規(guī)模報酬可變的假定,認(rèn)為規(guī)模報酬可變的生產(chǎn)函數(shù)模型符合實(shí)際情況。特別需要指出的是農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的產(chǎn)出彈性為正值,說明整個生產(chǎn)函數(shù)具有規(guī)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(jù)以上回歸結(jié)果,湖北省1996-2010年農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資的產(chǎn)出彈性為0.106,一般固定資產(chǎn)投資的產(chǎn)出彈性為0.704,農(nóng)村勞動力的產(chǎn)出彈性為0.296。其中,一般固定資產(chǎn)投資在模型選擇的投入變量中產(chǎn)出彈性最大,說明其流量變化對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的影響非常顯著;農(nóng)村勞動力的產(chǎn)出彈性為正,說明農(nóng)村勞動力投入在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長中有著積極的作用;農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施資本投資的產(chǎn)出彈性雖然較小,但也對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長存在正向作用。雖然湖北農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資的產(chǎn)出彈性不及一般固定資產(chǎn)投資和勞動力的產(chǎn)出彈性,但是對于湖北農(nóng)村經(jīng)濟(jì)總量函數(shù)有著規(guī)模報酬遞增的作用。

        結(jié)論

        采用C-D生產(chǎn)函數(shù),對湖北省1996-2010年的固定資產(chǎn)投資進(jìn)行研究,測算了湖北省農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資、一般固定資產(chǎn)投資以及勞動力的產(chǎn)出彈性,可得出如下結(jié)論。農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資不及一般固定資產(chǎn)投資的產(chǎn)出彈性系數(shù),基礎(chǔ)設(shè)施投資的邊際報酬低于一般固定資產(chǎn)投資。政府應(yīng)該集中有限的資本用于發(fā)展具有前后向關(guān)聯(lián)較大、短期投資回報較快的直接生產(chǎn)部門(一般固定資產(chǎn)投資部門),增加產(chǎn)品的產(chǎn)出和收益,從而盡快完成資本的原始積累。等到直接生產(chǎn)部門發(fā)展完善并形成較大的利潤后,再分出一部分利潤用于基礎(chǔ)設(shè)施的投資與建設(shè),最終帶動整個國民經(jīng)濟(jì)部門的共同發(fā)展。農(nóng)村勞動力的產(chǎn)出彈性系數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于一般固定資產(chǎn)投資,農(nóng)村勞動力邊際產(chǎn)出較小,其增加已不能較快地帶動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長,必須要提高勞動力素質(zhì),把農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移到非農(nóng)部門。農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資對湖北農(nóng)村經(jīng)濟(jì)總量函數(shù)有著規(guī)模報酬遞增的作用。在基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域方面,政府也應(yīng)該維持一定的投資規(guī)模與力度,為直接生產(chǎn)部門和湖北農(nóng)村經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步發(fā)展給予持續(xù)的物質(zhì)保障和動力支撐。

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