农业投资论文范文
农业投资论文范文第1篇
一、失地农民与创业投资
失地农民，是指在城市化进程中因土地被征用而失去土地、无法再从事农业生产活动的农民。由于土地被征用后，征用者只提供少量的经济补偿而不负责就业安排，导致我国许多地区出现了这样的相似景象：大量失地农民转变为“城市人”后，难以进入城市的经济职业结构，成为城乡夹缝中的“似农非农，似工非工，似商非商”的庞大的“三不像”群体。引起这一现象的原因就是失地农民职业虚化，这将最终导致失地农民家庭现有的经济结构失衡、家庭成员地位和关系变更，进而衍生出诸多的社会问题。因此，失地农民问题实质上是后续生计表象下的就业问题，相对稳定的就业，可以瓦解一切失衡与不稳定，实现市民身份的转换与安居乐业。如前文所述，失地农民就业通常也有两种形式：从他人处获得劳动报酬的工资就业和创业投资的非工资就业。第一种就业对当地经济发展水平依赖性较强，异地就业情况下易于造成儿童、妇女和老人留守人，“尤其是这6000万留守儿童，本来有望成为祖国未来建设的栋梁人才，但目前城市化的现实却极可能使他们成为流浪失学儿童乃至少年犯的最大后备军”，会伴生较多的社会问题。第二种就业方式意即失地农民创业投资，是指农民以市场需求为导向，通过开辟新的生产领域和经营形式，扩大劳动就业，实现自身利益最大化的过程。此种方式可以催生大批个体经营者和中小型企业，创造新的就业机会，推动经济发展和繁荣。国内外经验表明，鼓励和扶持创业投资，不失为一种破解失地农民就业的有效方式。
二、国内外研究现状
第一，基于背景差异，国外学者关于失地农民创业投资研究成果很少，基本倾向于农民创业投资的研究，研究的焦点汇集于三个方面：1.农民创业概念界定。西方学者将创业划分为农村创业与城市创业，这里的“农村创业”就是“农民创业”，认为所谓的农村创业是指“在农村创建新组织以生产新的产品或提供新的服务，或者创建新市场或采用新的技术”（Wortman，1990）。2.农村环境对农民创业的影响研究。西方学者认为农村创业环境反映了不同的创业机会，并且受到不同条件的限制；不同的创业机会与限制条件最终影响创业过程及其结果（Stathopoulou，2004)，比如创业所在农村地理位置的偏远程度对所创事业的业务创新、业务增长以及就业创造等会有显著性的影响（Smallbone，2000)。3.创业者自身条件的研究。学者们认为，创业农民自身条件与创业活动本身存在一定的相关性，年龄和性别都会对创业意愿产生影响（BlanchflowerandMeyer，1994）。第二，国内学者对失地农民创业投资的研究主要汇集于：1.失业农民创业融资研究。学者认为，资金短缺是制约失地农民创业的关键（韩志新，2009），只有创新金融机制、拓宽融资渠道，才能有效破解农民创业资金不足的“瓶颈”（张梅，2009）。2.失地农民创业培训研究。学者认为创业培训效果与创业绩效存在正向关系（罗军、张叶平，2013）。因此，通过合理设置创业培训内容、增强实用性，采用多元化的创业培训方式，提升创业培训实效就显得尤其重要（花月，2014）。3.失地农民创业政策研究。学者认为，单纯的考虑补偿和保障不足以彻底地解决失地农民长远生计问题，只有建立完善的创业支持体系，才能很好地解决失地农民生计问题（郑风田、孙谨，2006）。国内外学者研究，为更好地解决失地农民创业投资问题打下了坚实的理论基础，但些许问题还需进一步的探讨：失地农民创业投资行为界限界定不清晰；鲜有对西部多民族聚居省份失地农民创业投资问题研究。本文拟在前人研究成果基础上开辟新视角，将这一问题的研究更进一步。
三、失地农民创业投资行为界定
我国目前尚未对失地农民创业投资行为范围进行界定，梁惠清、王征兵（2009）以投资规模是否在于2万以上确定了其研究农民创业行为的范围与界限。周易、付少平（2011）认为“失地农民创业”是指既包括投资数万元办企业，也包括投资数千元开饭店、经商，或进入非农产业部门，或从事有别于传统小农生产方式的农业生产活动。由此可知，“失地农民创业投资”包括两类形式：资本增值形式和扩大就业形式，且差异明显：首先，起始条件不同。资本增值形创业投资多存在于失地前就已在参与创业行为，已有一定的财产积累的情况下的土地被征用，失地对其经济来源影响不太明显，甚至会出现财富累积的马太效应；失地前家庭财产积累较多，失地后国家赔偿也多，成为失地农民中的最大受益者，无论资金来源还是创业投资经验，都明显优于扩大就业形式创业投资者。其次，投资诉求不同。资本增值形式的创业投资主要目的是实现现有财产的保值和增值，而扩大就业形式的创业投资，主要的目的是寻求一个个人及家庭成员的就业机会，解决眼前及将来的生计问题。依据笔者前期调研显示，青海省东部农业区失地农民中，资本增值形式创业投资者与扩大就业形式创业者并存，第二种投资情形占绝大多数，应该做为研究和扶持重点。
四、失地农民创业投资中存在的问题
（一）创业投资项目选择盲目好的项目是创业投资成功的一半。失地农民在创业投资项目选择过程中最常见如下问题。第一，盲目跟风。笔者调研中看到，失地农民创业投资过程中不会抓市场空白，而只会盲目跟从，加剧竞争同时严重影响投资效果。第二，轻视非农领域。数据显示，青海省东部农业区农民现有创业实践及创业意向涉农倾向明显，57%受访者选择种、养殖作为创业首选。第三，盲目的风险预判。失地农民对风险的预判往往表现为两个极端，即盲目的悲观和过度的乐观。两种极端要么导致机遇错失，要么经营受挫，都极不利于创业投资的顺利进行。
（二）创业投资培训效果欠佳创业培训是提高农民心理素质和能力素质，促成其取得创业成功的关键。调查显示，75%以上的失地农民对创业投资培训抱有较高期望，然而实际的创业培训却因诸多问题难以达到期望。第一，培训内容脱离实际。原因之一，大部分培训师本身不具有创业投资的经验，能向学员灌输的仅仅是书本上的创业方式以及创业理念；之二，培训内容的选择上缺少市场调研和可行性分析环节，内容不接地气；之三，培训内容零散，课程间没有形成体系。第二，培训形式单调。现有的培训以课堂灌输为主，造成培训内容过于抽象和枯燥，难以吸引失地农民的目光。第三，培训主要集中于创业前的培训，忽视了创业过程中的指导服务，使得创办企业的失败率高达70%以上，影响创业培训效果达到理想状态。
（三）缺乏必要创业投资金融支持金融支持的缺乏主要表面为两个方面：第一，缺乏必要的金融信贷支持。创业的实施与资金支持是密不可分的，这也是创业与工资性就业重要的区别。商业银行作为最重要的资金融通渠道，仅有农村商业银行和农业银行在县以下设立分支机构，金融网点少，且贷款审批程序复杂，抵押要求严苛，无情地关上了为失地农民提供融资服务的大门。第二，创业投资风险保险无门。保险经济补偿功能的发挥，就能够解除创业者的后顾之忧，推动失地农民积极投身创业投资。但是，我国目前只有极少部分地区和保险公司提供针对农民创业投资风险的保险险种服务。
（四）失地农民与政府工作人员合作协调性偏低生计问题单纯凭借失地农民的单打独斗是难以彻底解决的，离不开政府的支持与协作。但笔者调研过程中发现，失地农民与基层政府工作人员间的对立较为明显，导致政府的理性与善意往往会被农民曲解，各种惠民性质的培训、项目推介都会不同程度地遭受农民质疑，严重降低政府工作效率，也使很多商机随着质疑的消释而烟消云散。
五、失地农民创业投资引导对策
（一）搭建创业投资项目推介平台鉴于失地农民创业投资项目选择的盲目性，专业性与公信力兼备的推介平台的搭建是非常必要的，这一平台的搭建任务应主要由政府来承担。可以通过赋予相关部门创业投资信息的收集与职责，借助与企业及其他民间组织的合作，通过设立投资项目公告栏、信息公告网页或印刷品的方式，由专人负责定期更新与发行，及时将创业投资信息传递给失地农民。这一平台主要承担如下职责：第一，关注创业投资行业的宏观布局，适当引导失地农民投资行业与项目的选择，防止一窝蜂现象滋生与漫延。第二，鼓励非农投资。以旅游业为代表的非农产业,一般投资周期短、技术要求低、生态负担小，易于形成招牌式特色产业链，如互助县小庄村等，政府可以通过奖励与补偿方式更好地发挥这一职责效能，推动产业结构的合理布局。第三，宣传科学合理的创业投资理念，在失地农民中树立正确的投资风险观，正确对待投资风险，提高创业投资成功率。
（二）落实创业投资培训针对现有培训方式中的不足，加大国家对农民教育培训的支持和财政支出力度的同时，首先，应该严格失地农民创业投资培训机构与师资遴选，选择口碑好、实战经验丰富的机构与师资开展培训。其次，设立农民培训相关问题研究课题，邀请专人有针对性地对失地农民创业投资内容体系、培训方式做研究，从理论上攻克失地农民培训零散、不成体系的难题。第三，借鉴日本和韩国的经验，分层次和分部门对失地农民开展培训，杜绝培训流于形式。第四，建立农民创业实训基地，帮助想创业的农民进入企业近距离学习实践，在具体的管理、操作中让想创业的农民身临其境地学习，促进其迅速成长。第五，增加创业中培训与指导。
（三）拓宽创业投资金融服务领域为了更好地推进失地农民创业投资，必须做好如下工作：第一，改革现行农村信贷制度，对农民开展信用评级、分级授信，简化对农民贷款手续，使其有更多的资金创业。第二，开办涉农商业保险。政府要积极引导商业保险机构，创新保险机制，积极推出费率低，覆盖面广的涉农商业保险，增强创业农民抵抗风险的能力。第三，创新贷款担保机制，组建农民创业贷款担保机构，为农民创业提供贷款担保，帮助创业农民解决融资难问题。
农业投资论文范文第2篇
哈萨克斯坦独立后，为摆脱经济和社会发展的艰难困境，把引进和有效地利用外资作为其主要目标之一，在吸引外国投资方面给予了诸多政策支持，颁布了一系列促进和保护外资的法律和法规，希望通过吸引西方和包括中国在内的周边国家的资金来解决其国内资金不足的问题，进而带动本国经济的恢复和发展。哈萨克斯坦地域广阔，资源丰富且分布广泛，加之各联邦主体经济、社会和政治发展不平衡，各地投资环境也不尽相同。中国与哈萨克斯坦接壤，地缘区位优势明显，双方在农业资源、农业技术、农业人才方面互补性很强，中国对哈萨克斯坦的农业投资潜力很大，因此，在当前背景下，评估比较哈萨克斯坦的地区农业投资环境，将会为中国政府或企业在哈萨克斯坦选择较优的农业投资地区、降低投资风险提供现实指导。在哈萨克斯坦农业投资环境研究方面，叶芳芳、昆波拉提(2008)从投资软环方面进行分析，认为哈萨克斯坦投资法律环境总体上较好;程杰、武拉平(2008)和郑国富(2009)认为哈萨克斯坦尽管投资政策优惠，但腐败泛滥，政府干预市场力度较强;郑国富(2009)认为，哈萨克斯坦在吸引外资方面有丰富的自然资源、独特的地缘政治环境以及广泛的政策优惠等优势，但也存在着基础设施落后、市场经济体制不完善、腐败泛滥及行政效率低下等不足。在哈萨克斯坦农业引资以及与我国农业合作的研究方面，布娲鹣·阿布拉(2008)认为，哈萨克斯坦农业资金投入不足，我国对哈萨克斯坦农产品加工业进行投资战略意义重大;王海燕(2009)指出，当前中国在哈萨克斯坦从事农业和农产品加工的多为中小企业，投资合作涉及如养猪、养鸡、蔬菜种植、面粉加工、兽药生产及农机服务等多个行业，但多数项目规模较小，中哈在种植业、农产品加工等领域有投资机会;库里什耶夫(2010，哈萨克斯坦)认为，金融危机后哈萨克斯坦更加注重保障粮食安全，推动农业科技创新，大力发展农业基础设施，吸引外国投资农业;段秀芳、胡国良(2010)从投资政策视角研究了2004年—2007年哈萨克斯坦投资行业的变动情况，认为该国的外资环境为中国企业在哈国投资创造了条件，应引导中国企业进一步提升对哈国投资的水平和层次，推动中国“走出去”战略和“面向中亚扩大开放”战略的实施;依马木阿吉·艾比布拉(2010)认为，我国对哈萨克斯坦的农业投资水平落后于其他重要国家，中哈之间有广阔的农业合作空间;彭文进(2012)认为，中国与哈萨克斯坦农业合作尚未充分展开，农产品贸易规模较小，农业技术交流有限，合作潜力巨大;阿不都斯力木·阿不力克木(2010)认为，加强新疆与中亚国家的农业合作必须实行开放的农业经济政策，积极改善投资环境，放宽投资管制，使外资企业能够在公平条件下顺利经营和竞争。目前，国内外学者对哈萨克斯坦农业投资的研究基本是中亚经济或上海合作组织经济功能的研究的附带性成果，视角单一，针对哈萨克斯坦乃至中亚农业投资的研究鲜有涉足。农业经济合作的研究中重贸易、轻投资的研究现象突出。从已有研究可以看出，目前对哈萨克斯坦农业投资风险评估的基础性研究不足，更缺乏对哈萨克斯坦国内分地区的农业投资环境评价的研究，且在研究方法上多以描述性统计为主，计量方法在农业投资领域的运用有待扩展。故本文借鉴因子评价方法，采用专家打分法，拟通过硬环境和软环境两个方面的指标构建来评价哈萨克斯坦地区农业投资环境，以期为我国投资者对哈国进行农业投资提供量化分析的参考。
二、指标体系的构建及研究方法的选取
(一)指标体系的构建
1．影响农业投资环境的因素。农业投资环境的优劣体现在很多方面，有的体现在光热条件、水土水文、基础设施等方面，有的表现在投资政策、市场发育程度、居民收入等方面。本文将影响哈萨克斯坦农业投资环境的因素分为两类，投资“硬环境”和投资“软环境”。投资“硬环境”主要涉及土地资源、交通运输和通讯设施;投资“软环境”主要涉及政治法律环境、经济发展环境和社会管理环境。由于是在一个国家宏观管理的大背景下评价不同州、市的农业投资环境，可以认为政治法律环境同质，因此“软环境”只考虑经济发展和社会管理两个要素。2．指标的选择。由于反映“硬环境“和“软环境”所涉及到的土地资源、交通运输、通讯设施、经济发展和社会管理的具体指标较多，以及鉴于哈萨克斯坦地区数据获取的可得性，本文根据德尔菲法选择了13个指标来反映哈萨克斯坦14个州和2个直辖市的农业投资环境。选取的指标有农作物种植面积M1(土地资源)、货运量M2(交通运输)、百人拥有固定电话数量M3、互联网渗透率M4(通讯设施);国内生产总值M5、人均GDPM6(经济发展)、农业产值M7、农业产值在国内生产总值中占比M8(农业发展水平)、高等院校数量M9、科研机构数量M10(教育科技水平)、居民月平均收入M11、居民月平均消费支出M12、每万人拥有卫生人员数量M13(居民生活水平)
(二)因子分析方法
1．因子分析的思想。因子分析的基本目的就是用少数几个因子去描述许多指标或因素之间的联系，即将相关比较密切的几个变量归在同一类中，每一类变量就成为一个因子，以较少的几个因子反映原始资料的大部分信息。因子分析法可以减少变量的数据，指标的综合性强，可以突出主要的因素，且该方法主要适用于对多个区域的比较分析。2．因子分析的具体步骤。首先，确定待分析的原始变量是否适合因子分析;其次，利用主成分分析法和主轴因子法、极大似然法等构造因子变量;最后利用回归法、贝叶斯法等方法计算因子得分。使用该方法得到的因子得分是有偏的，但计算结果误差较小。
三、实证分析
(一)样本的确定和数据来源
本文以哈萨克斯坦14个州和2个直辖市为样本，研究其农业投资环境。指标数据均来自2010年哈萨克斯坦地区统计年鉴和哈萨克斯坦国家统计署。由于各个指标均为定量指标，并且大部门指标均有不同的计量单位或形式，为了统一综合评价尺度，需要将各种不同计量单位和形式转化为无量纲形式。通常无量纲化的方法主要有线性归一法、指数化转换法、标准化转换法等(周丽娟、许敏，2007)。本研究拟采用线性归一法来进行无量纲化，从而实现各指标标准化。
(二)实证分析过程
1．统计量的检验。表1给出了KMO检验和Bartlett球度检验结果。其中，KMO值为0．521，根据统计学家Kaiser给出的标准，KMO取值小于0．6，不太适合因子分析。而Bartlett球度检验给出的相伴概率为0．00，小于显著性水平0．05，因此拒绝KMO的假设，适合进行因子分析。2．公因子的提取。根据因子分析方法的原理，运用统计软件SPSS17．0计算出各因子所对应的特征值、贡献率、累计贡献率以及各指标变量正交旋转后的因子载荷矩阵，按照特征值大于1、累计方差贡献率大于85%的原则，提取4个公共因子，这4个因子作为公共因子已经对大多数数据给出了充分概括，损失只有8．932%(见表2)。3．因子命名。表3是由最大方差旋转得到的因子载荷矩阵。由于第一个因子在高等院校、科研机构数量、互联网渗透率、每万人拥有卫生人员数量、居民月平均消费支出、百人拥有固定电话数量和国内生产总值这7个变量上具有较高的载荷，并且这些指标主要反映了社会服务设施(硬件设施和软件设施)，因此命名为社会服务因子。第二个因子在农作物种植面积、农业产值占GDP比重以及农业产值这3个变量上具有较高的载荷，并且这些指标主要反映了农业经济发展状况，因此命名为农业发展因子。第三个因子在人均国内生产总值和居民月平均收入这2个指标上具有较高的载荷，并且这2个指标直接与经济发展相关，因此命名为经济发展因子。第四个因子在货运量上具有较高的载荷，并且设计到交通运输环节，因此命名为交通运输因子(详见表4)。4．各因子得分。根据4个因子的得分系数矩阵，运用回归方法得出4个主因子的得分，并依据4个主因子的方差贡献率占总的方差贡献率的比重作为加权得到各州、市的总得分(见表5)。
(三)实证结果分析
1．社会服务环境分析。在社会服务因子上，阿拉木图和阿斯塔纳这两个直辖市得分分别为1.0455和0.4870，阿拉木图市得分最高，远远高于其他州，说明阿拉木图市和阿斯塔纳市的社会基础服务设施要远远好于其他14个州，尤其是阿拉木图市的社会基础服务设施最优;其次，科斯塔奈州、卡拉干达州、阿克莫拉州、北哈萨克斯坦、阿克纠宾斯克、东哈萨克斯坦和巴甫洛达尔的社会基础服务设施较好，社会服务环境因子得分均高于0．2，分别为0．2763、0．2675、0．2610、0．2582、0．2553、0.2489和0.2286;而曼格斯套州和阿特劳州得分较低，分别为－0.0097和－0．0316，说明这两个州的社会基础服务设施最差。2．农业发展环境分析。在农业发展因子上，北哈萨克斯坦、科斯塔奈州和阿克莫拉州的得分分别为1．0800、1．0314和1．0230，远远高于其他州和直辖市，说明这三个州的农业发展水平要远高于其他地区;其次，阿拉木图州、东哈萨克斯坦和巴甫洛达尔农业发展水平较高，农业发展因子得分分别为0.5407、0.4759和0.4135;而曼格斯套州的农业发展水平最低，农业发展因子得分位列最后，仅为0.0834。3．经济发展环境分析。在经济发展因子上，阿特劳州的经济发展水平要优于其他州和直辖市，经济发展因子得分最高，为1．0921;其次是阿斯塔纳市和曼格斯套州，经济发展因子的得分分别为0．7113和0．6629;而南哈萨克斯坦的经济发展水平相对较差，经济发展因子得分位列最后，仅为－0．0719。4．交通运输环境分析。在交通运输因子上，卡拉干达州和东哈萨克斯坦的因子得分较高，分别为0．9871和0．7123，远高于其他州以及直辖市，说明这两个州的交通运输条件较好;其次，科斯塔奈州、阿特劳州、曼格斯套州和阿拉木图州的交通运输条件次之，其因子得分均高于0．2，分别为0.4161、0.2617、0.2563和0.2480;北哈萨克斯坦和西哈萨克斯坦的交通运输条件较差，其因子得分分别为－0.0043和－0.0062，远低于其他地区。5．投资环境的总体评价。2009年哈萨克斯坦14个州和2个直辖市的外商农业投资环境的综合得分及排名见表5，阿拉木图市的外商农业投资环境的综合得分最高，为0．593，说明阿拉木图市的农业投资环境相比其他地州最优，尽管阿拉木图市农业发展因子得分不高，但因社会服务因子以及经济发展因子等得分较高，因而使其成为哈萨克斯坦外商农业投资的最优地区;其次，科斯塔奈州、北哈萨克斯坦、阿克莫拉州和阿斯塔纳市的外商农业投资环境相对较好，外商农业投资环境综合得分排名分别位列第2位到第5位，其中，科斯塔奈州、北哈萨克斯坦和阿克莫拉州农业经济发展水平较高，是哈萨克斯坦重要的农业生产区;江布尔州、南哈萨克斯坦和克孜勒奥尔达州的外商农业投资环境综合得分排名分别为最后三位，说明这三个州的外商农业投资环境较差，投资风险较大。
四、结论及启示
农业投资论文范文第3篇
本文使用Frontier4.1软件对不考虑技术进步和考虑技术进步因素的C－D生产函数分别进行参数估计和假设检验。在分析全国及10个省区农业技术效率和农业资金投入结构对农业技术效率的影响时，首先，选用考虑技术进步因素的C－D生产函数进行随机前沿分析，模型统计结果显示，全国、辽宁、吉林、河南、山东、江苏、福建、四川的γ值分别为0.673、0.697、0.724、0.921、0.905、0.945、0.957和0.668，表明全国及这7个省区农业生产存在技术效率损失的问题，可以采用考虑技术进步因素的C－D函数来分析农业资金投入结构对农业技术效率的影响;而在分析湖北、甘肃和新疆3个省区时，我们也首先选择了考虑进步进步因素的C－D生产函数，但是模型估计结果显示，γ值为0，这表明农业生产中不存在技术效率损失，这与现实农业生产条件不相符;此外，若不存在技术效率损失的问题，那就无从探究农业资金投入结构对农业技术效率损失的影响，为此，在分析这3个省区时，我们放弃使用考虑技术进步因素的C－D生产函数，选用不考虑技术进步因素的C－D生产函数进行随机前沿分析，模型估计结果显示，湖北、甘肃、新疆的γ值分别为0.974、0.981和0.987，说明农业技术效率损失显著，进而说明采用不考虑技术进步因素的C－D生产函数来分析湖北、甘肃、新疆农业资金投入结构对农业技术效率较优。
2生产要素的投入弹性
首先，从全国农业生产要素的投入弹性来看，技术进步(θ)为正值，说明农业技术进步在我国农业生产中得到有效的转化，能有效的提升农业生产效率;农作物总播种面积(β1)、农业机械总投入(β2)、农村农业从业人员总投工量(β3)、化肥及农药总投入(β4)和水电及灌溉总投入(β5)也为正值，说明这些生产投入要素的增加亦能提高我国的农业生产效率，其中化肥及农药总投入的增加对我国农业生产效率的提升效果最显著。其次，从10个省区农业生产投入要素的产出弹性来看，各省区农业投入要素的产出弹性差别性显著，说明我国农业生产受自然条件、要素结构及区位因素等条件影响，存在明显的地域差别，并非同质结构体。具体来讲，(1)辽宁、吉林、河南等7个省区农业技术进步的投入弹性θ均为正值，说明农业技术进步在农业生产中得到了有效的转化，对提升该地区农业生产效率有着积极的作用;而湖北、甘肃、新疆由于考虑技术进步因素的生产函数没有通过假设检验，说明农业技术进步在农业生产中没有得到有效的转化，对该地区农业生产效率的贡献不明显。(2)辽宁、吉林、河南等4个省区农作物总播种面积的产出弹性β1为正值，说明农作物总播种面积的增加对农业生产效率有着很好的促进作用，但是由于耕地资源的有限性和稀缺性，农作物播种面积不可能持续增长，这就需要通过其他方式来提高该地区农业生产效率;而山东、江苏、福建等6个省区β1为负值，说明农作物总播种面积的增加对农业生产效率产生负的影响，中央和地方政府应该限制该地区农作物播种面积，优化农作物种植结构和质量。(3)河南、江苏、福建等8个省区农业机械总投入的产出弹性β2为正值，说明增加农业机械总投入对提高农业生产效率有很大的促进作用，政府和农户应该在该地区增加农业投入，提升农业机械化生产水平;而辽宁和吉林2个省区β2为负值，这可能是由于该地区农业生产机械的拥有量存在过剩，导致其不能充分发挥出生产效率。(4)辽宁、吉林、山东等6个省区农村农业从业人员总投工量的产出弹性β3为正值，说明增加农村农业从业人员总投工量能进一步提升该地区农业生产效率;而河南、四川、湖北等4个省区β3为负值，说明增加农村农业从业人员总投工量会导致农业生产效率的下降，这可能是由该地区农村存在剩余劳动力过剩的问题引起。(5)河南、江苏、福建等5个省区化肥及农药总投入的产出弹性β4为正值，说明增加化肥及农药总投入对该地区农业生产效率提升有正向的促进作用，可以提升农业产出水平;而辽宁、吉林、山东等5个省区β4为负值，说明在农业生产中该地区化肥及农药的总投入过多，已超出了土地的承载能力，因此，在日后的农业生产中应该控制化肥及农药总投入的增长。(6)除了辽宁、吉林、江苏等3个省区水电及灌溉总投入的产出弹性β5为负值外，河南、山东、福建等其他6个省区β5为正值，说明增加水电及灌溉总投入会带来该地区农业生产效率的提升。
3农业技术效率
通过表3我们不难发现，2003－2009年间全国农业平均技术效率为0.70，说明我国农业技术效率水平并不高，仍有很大的上升空间。具体来讲，辽宁、吉林、河南、山东、江苏和福建农业技术效率高于全国平均水平;四川、湖北、甘肃和新疆农业技术效率低于全国平均水平。而从农业技术效率变动的趋势来看，除了四川农业技术效率呈现下降的趋势外，全国及其他9个省区农业技术效率均呈现上升趋势，其中河南增幅最快，由2003年的0.69上升到2009年的0.81。
4农业资金投入结构对农业技术效率的影响
首先，基于全国层面的模型测算得出，2003－2009年间我国财政支农资金和农户自有资金对农业技术效率损失的参数值分别为－0.31、－0.38，说明我国财政支农资金和农户自有资金对农业技术效率具有促进作用;而农业信贷资金和农村集体资金对农业技术效率损失的参数值分别为0.10、0.04，说明农业信贷资金和农村集体资金对农业技术效率的促进作用不显著。其次，从10个省区农业资金投入结构对农业技术效率影响看，各省区农业资金投入结构对农业技术效率影响各不相同。具体来讲，(1)辽宁和吉林2个省区财政支农资金对农业技术效率损失的参数值δ1为正值，说明在该地区政府财政支农资金对农业技术效率的促进作用不明显，而河南、山东、江苏等8个省区δ1为负值，说明增加政府财政支农资金能够有效提高农业技术效率水平。(2)辽宁、吉林、四川等6个省区农业信贷资金对农业技术效率损失的参数值δ2为正值，说明农户农业信贷资金的增加在该地区不会对农业技术效率的提升有促进作用，而河南、山东、江苏等4个省区δ2为负值，说明农户农业信贷资金的增加可以提升农业技术效率水平。(3)辽宁、吉林、福建等5个省区农户自有资金对农业技术效率损失的参数值δ3为正值，说明增加农户持有自有资金对农业的投入不能够在该地区对农业技术效率产生促进作用，而河南、山东、江苏等其他5个省区δ3为负值，说明增加农业持有自有资金对农业的投入能够对农业技术效率产生促进作用。(4)辽宁、吉林、山东等7个省区农村集体资金对农业技术效率损失的参数值δ4为正值，说明增加农村集体资金对农业的投入不能够有效提升该地区农业技术效率水平，而河南、四川、新疆3个省区δ4为负值，说明增加农村集体资金对农业的投入能够有效提升农业技术效率水平。
5主要结论与政策建议
农业投资论文范文第4篇
“所有资本中最有价值的是对人本身的投资”（贝克尔，1987）。人力资本的积累是社会经济发展的主要源泉，它决定着物质资源的有效利用以及经济的增长和发展。而我国是个农业大国，广大农村有着丰富的人力资源，但农村人力资本的存量并不大。低素质农村人力资源的过度“富足”与人力资本的严重“贫困”是当前不可回避的一个现实问题，这在很大程度上制约了农民的增收和农业的快速发展。加大我国农村人力资本投资对提高农民素质和增加农民收入具有重要的现实意义。
一、综述
（一）人力资本投资与经济增长关系的相关研究进展
人力资本问题是社会科学尤其是经济学和管理学领域内的一个具有持续魅力的论题。亚当·斯密（1776）将劳动者的知识和技能看作是一种资本；西奥多·W·舒尔茨（1961）、罗默（1986、1990）、卢卡斯（1988）等均认为人力资本是现代经济增长的关键因素。舒尔茨（1961）的研究发现，人力资本的增量导致了知识要素质量的提高，其对经济增长的促进作用远远大于规模经济和物质资本的作用，各国经济现代化的一个组成部分是技能和知识的重要性的上升；罗默认为知识积累是经济增长的决定性因素。一国若人力资本过少或已有的人力资本相当贫乏，该国将很难摆脱经济低速增长的轨迹（付英华等，2002）。卢卡斯（1988）提出人力资本的“内在效应”及“干中学”效应，认为人力资本积累是经济增长的源泉，没有人力资本的积累就没有经济的增长。在我国，李建民（2001）从人力资本的要素和效率的生产功能来分析其对经济增长的机理，他指出，人力资本是决定经济增长的重要因素，其具有要素和效率两方面的生产功能。侯风云、李焕龙（2000）对山东省人力资本与经济增长的相关性进行的研究显示，人力资本对经济增长的影响远远高于劳动力和固定资产对经济增长的影响。代谦、别朝霞（2006）从FDI（国际直接投资）的视角研究教育、人力资本和经济增长的关系表明，FDI能否给发展中国家带来技术进步和经济增长依赖于发展中国家的人力资本积累，只有辅之以较快速度的人力资本积累，FDI才能给发展中国家带来技术进步和经济增长。余长林（2006）把教育和健康看作是两种资本，分析了人力资本投资的具体构成形式。高明、姜学民、任龙（2007）利用卢卡斯建立的人力资本外部模型对1980－2004年山东省人力资本与经济增长进行的实证分析表明，山东省在1980－2004.年的经济增长过程中人力资本对经济增长的促进作用日益明显。
（二）我国农村人力资本投资状况研究相关研究进展
刘文（2004）分析了我国农村人力资本的基本特征，提出由于农村人口众多、农民收入增长缓慢、教育经费投入不足等原因，人力资本存量不足已经成为我国农业经济发展的严重障碍。靳卫东（2006）认为，公共财政的支出结构会影响人力资本投资供给曲线的变动，我国现行的公共财政政策不仅不能缩小人力资本投资差距和收入差距，反而使它们变得更大，成为我国基尼系数快速增长的重要原因。调整我国财政支出的经济结构和利益归属结构是解决收入分配问题的有效途径。程伟（2006）利用2004－2005年我国农民工流动就业的调研数据，分析我国农村人力资本投资现状对农业剩余劳动力转移的影响，认为制约农业剩余劳动力转移的根本在于农村教育的滞后导致劳动力的素质低下。王彦军、李丽静（2007）认为政府可以通过公共政策介入人力资本投资的理论依据在于人力资本投资中存在“市场失灵”，政府可以通过提供融资、调节税收政策、健全劳动力市场等公共政策建立促进人力资本投资的支持体系。潘泰萍（2007）根据最新的统计数据对我国人力资本投资状况进行了较全面的分析，认为人力资本投资状况对我国经济发展和劳动者个人收入水平有着至关重要的影响。王荣斌、朱云（2007）利用统计数据描述分析了河南省人力资本投资水平的差异。杨国勇（2007）认为我国农村地区经济发展滞后与农民收人水平低下的根本原因可以归纳为农村人力资本投资不足、人力资本存量水平过低。廖小官、陈东红（2007）对农民人力资本投资收益的特征及实现的制约因素进行了分析，认为加强对农民人力资本投资是农民增收的主要对策之一。
（三）关于农村人力资本投资对农民收入影响的相关研究
Jamison和Gaag（1987）利用在我国西北地区贫困县进行的住户调查数据，评估教育对农民收入和农业生产的影响。农户中成人受教育水平对家庭农业总收入有显著影响，但这种影响主要通过副业收入得到体现，而不是通过粮食等作物的生产。Parish、Zhe和Li（1995）对我国农村出现的劳动力市场化程度进行了测度并主要关注了农村地区的非农产业就业的情况。研究表明，教育的投资回报率并不高，年龄和工龄的回报率高于职业培训和掌握新技能的回报率。这些情况导致父母对孩子教育的态度发生了转变，低的教育回报率促使更多的农村家长让孩子辍学。钱雪亚、张小蒂（2000）研究农村人力资本积累及其收益特征，认为农村从业人员文化素质绝对水平低，相对水平更低。吴健辉、黄志坚和曾园根（2007）对农村人力资本投资的相关文献综述认为，从国内学者2000年以来对农村人力资本投资效益的实证分析所选择的模型和实证分析的结果来看，可以了解到目前农村人力资本偏低是影响农民增收的一个主要原因。魏下海（2007）利用统计数据分析中国农村人力资本投资状况，认为农村劳动力转移成为我国经济发展过程中的严重制约因素，而制约转移的根本在于农村人力资本投资滞后导致的劳动力素质低下。郭志仪、常哗（2007）通过时间系列数据实证分析农户人力资本投资与农民收入增长相互关系和影响，发现我国目前的教育回报率仍然不高。总体来看，每增加1年教育，个人收入会增加4.34%；同时，教育回报率还表现出随收人水平增加而增加的趋势。赵丽秋（2006）关注教育质量不平等、人力资本投资与收入不平等的关系，发现教育质量差异对收入差异影响显著。任国强（2004）以天津市为例，探讨了人力资本对农民非农就业和非农收入的影响。
综上所述，人力资本理论突破了传统理论中的资本只是物质资本的束缚，将资本划分为人力资本和物质资本，其主要观点：（1）人力资源是一切资源中最主要的资源，人力资本理论是经济学的核心问题。（2）在经济增长中，人力资本的作用大于物质资本的作用。人力资本投资与国民收入成正比，比物质资源增长速度快。（3）人力资本的核心是提高人口质量，教育投资是人力投资的主要部分。
不应把人力资本的再生产仅仅视为一种消费，而应视同为一种投资，这种投资的经济效益远大于物质投资的经济效益。教育是提高人力资本最基本的手段。人力资本理论从全新的视角来研究经济理论和实践，揭示了经济增长的内在推动力，对经济发展和人口素质的提高具有双重意义。这对于我们理解农村人力资本的意义，发挥农村人力资本的作用，开发农村人力资源极具现实指导意义。但我国对人力资本特别是农村人力资本投资的认识和研究较晚，而且由于受政策、技术或方法等一系列因素的制约，还有不少问题需要进一步探讨：（1）谁来对农村人力资本投资?（2）农村人力资本投资的形式应该包括哪些种类，是否应是单一的正规教育?针对目前研究中存在的问题与不足，本文拟从人力资本投资对农村经济建设的价值与作用出发，通过对目前农村人力资本投资所存在问题的分析来寻求提升农村人力资本的多元化透资途径。
二、人力资本投资对我国农村经济建设的价值与作用
（一）强化人力资本投资有助于提高农业劳动生产率
人力资本投资决定了农业劳动生产率的水平，从而影响农民收入。农业劳动生产率的高低取决于新的生产要素的使用状况。人力资本投资水平决定了农民使用新的生产要素的态度和能力。正如舒尔茨所说的那样，引进新生产要素，不仅要引进杂交种子、机械这些物质要素，还要引进具有现代科学知识、能运用新生产要素的人。但由于受多种因素限制，尤其是农民自身素质的约束，其对现代技术缺乏了解，在先进技术的转化、推广与应用方面仍有较大差距。各种历史资料表明，农民的技能和知识水平与其耕作的生产率之间存在着较强的正相关关系。EnJiangCheng（1998）的研究显示，户主的受教育程度对粮食产出有显著的影响，这是因为户主的受教育程度越高越容易接受农业知识从而能更好地从事农业生产，而且人力资本投资还有利于新技术、新产品的引进和种植结构的调整。韩青、谭向勇（2004）的研究证明，受过高中教育的农户比受过小学教育的农户更倾向于选择管道输水技术或喷灌、微灌技术等现代节水技术。先进农业技术的推广和先进生产工具的使用都离不开具有科学文化知识的农业劳动者，从事现代农业生产活动的农民必须掌握一定的文化知识，才能提高农业劳动生产率。
（二）强化人力资本投资有助于提升农民获取信息的能力
提高农民的科学文化素质可以提高农民获取信息的能力，而信息资源的获取有利于降低农民生存的机会成本，使农民做好产前预测，把握市场需求，提高农产品的生产率。20世纪90年代以来，一般性的农产品出现相对过剩、价格下滑和农业经营收入下降的趋势。其原因除了农业自身的特点造成的，最主要的原因是农村人力资本水平低。农民人力资本短缺尤其是科学文化素质低，使其对市场的分析预测能力差，缺乏生产优质农产品所需要的知识和技术。首先，较高的人力资本水平可以提高农民对信息的获取能力，及时做出正确的判断。其次，有较高文化水平的农业劳动者能够比较注重产品的质量和差异性，把握市场规律，从而增加收入。第三，较高的文化素质可以使农民适应市场需要，提高农产品流通效率。
（三）强化人力资本投资有利于促进农村劳动力转移
首先，人力资本是农村劳动力外出就业的重要制约因素。从近几年我国农村劳动力流动的情况看，具有较高的文化素质和工作技能的劳动者在劳动力流动中的比重逐渐提高。根据浙江大学劳动经济与政策研究中心对在杭州的工商企业、建筑工地、集市等地的外来农村劳动力的问卷调查，发现受教育程度与职业问存在的某种联系，即人力资本的差异是影响劳动力职业差异的重要因素。其次，人力资本存量的大小决定了劳动者能否掌握新的科学技术、生产技能以及掌握的多少、深浅、快慢和熟练程度，以及进入非农行业的难易程度。根据周其仁对北京、深圳、苏州、武汉四市118家企业的调查，90%的城市企业招收民工时提出明确的文化程度要求：76.3%要求必须在初中和初中文化程度以上；3.6%要求高中和高中程度以上。样本企业中，45.8%规定民工必须经过严格的培训后才能上岗；39.8%要求实施短期培训。毫无疑问，城市第二三产业的工作都存在“教育门槛”，而且这个门槛越来越高。
（四）强化人力资本投资是农民收入增长的重要途径
《2006中国农村住户调查年鉴》资料表明，低收入户文盲半文盲及小学文化程度的比例比高收入户明显偏高，而高中及以上的比例明显较低；中等收入户和中高收入户的劳动力中，初中文化程度占的比例非常大，但高中及更高的文化程度明显高于低收入户；收入水平越高的地区，劳动力文化水平构成中文盲和半文盲所占比重越低，高中（中专）、大专文化程度所占比重越高，这表明收入水平的高低与文化水平具有密切关系；人力资本投资可以增加农民收入。傅国华、许能锐（2005）对海南农村居民收人与农村人力资本情况进行的实证分析表明，提升农村住户从业人员的受教育年限可使农民人均年收入呈乘数增加趋势。
三、提升农村人力资本投资的建议
长期以来，城乡二元经济社会格局导致农村人力资本投资不足，国家对农村基础教育、医疗卫生等公共品投入太少，使城乡差距进一步扩大，农民平均受教育水平低、缺乏专业技能和职业培训、身体素质较差，用于健康方面的支出少，享受的公共卫生医疗水平低。因而巨大的劳动力数量蕴含的却是较低的人力资本存量。
（一）加强农村基础教育和职业教育
从我国的教育投资情况看，教育投资滞后于经济增长，而这种现象在农村表现更为严重。据联合国教科文组织统计，20世纪80年代末具有小学文化程度的农民可使劳动生产率提高43%，中学文化程度可提高108%，大学文化程度可提高300%。因此，增加农村人力资本投资，特别是加大农村教育投入，是农民收入增长的基本前提。
1.要加强政府对基础教育的投资力度，保持政府教育投资的主体地位。各级政府必须把加强农村义务教育放到极其重要的位置，建立多元化的基础教育办学模式，多渠道筹措教育资金，切实抓好农村教育设施和师资队伍的建设，不断改善基础教育办学条件，增加对农村教育的投入强度，真正由政府承担起义务教育的责任。
2.国家应加大对教育投资的倾斜，建立科学有效的中央和省对下基础教育转移支付制度。我国农村中小学生辍学的一个重要原因就是教育成本高，很多家庭难以负担学费。政府应该保障农村义务教育经费，并对这部分农村义务教育经费进行专项管理。全部免除农村义务教育阶段学生学杂费，如免教科书费、补助寄宿生生活费，从而降低农民对教育投入的成本，降低农村学生的辍学率。
3.国家应该实施优惠政策吸引经过正规教育院校培养的大学生到农村中小学工作，如在师范类大学生入校时可自愿签订协议，毕业后到农村支教一定年限，国家对这样的学生给予生活、工作乃至升迁等方面的政策优惠；对原有的中小学教师进行培训，提高他们的教学水平。
4.调整农村教育结构。无论是政府还是家庭都相对注重对子女即未来劳动力投资，而忽视对现实劳动力投资。所以建议农村中小学把以基础教育为主的办学方向逐步调整为基础教育与技术教育相结合，加强对学生劳动技能的培训，让初高中毕业生掌握一些实用的生产技术。使不能进人高中和大学的人能成为有一定技能的人，提高人力资本质量。
（二）加大对农民的职业培训力度
农村职业技术教育是提高农民的职业技术能力、促进农业科技推广应用和增加农民就业机会的推动器。而且职业技能培训是目前已经离开学校的农村劳动力成本最小、见效最快、农村劳动力乐于接受的一种人力资本投入积累方式。
农村劳动力技能培训的实质是人力资本投资。既然是投资就涉及到成本与收益问题。农村劳动力可能因成本和不可预知的收益问题而失去参加培训的积极性。由于技能培训是一项正外部性很强的投资活动，其社会收益高于私人收益，政府负有不可推卸的职责。政府应该为农村劳动力技能培训“买单”，将农民职业技能培训纳入公共财政的支持范围。同时引导非政府力量加大对农村劳动力技能培训的投资力度，最终形成以企业和农村劳动力为主体、政府投入为主、社会各方适当参与的多方投资格局。
农业投资论文范文第5篇
论文关键词：台资，农业企业，投资，大陆，溢出效应
一、 引言
农业是海峡两岸交流与合作的重点领域之一，在两岸关系中处于十分重要的地位。农业投资在两岸经贸关系发展中一直扮演着重要角色，尤其是在两岸关系还未达到完全正常化的形势下，农业投资几乎是台湾农业技术、农业资金和农业人才与大陆农业生产要素直接结合的唯一途径和载体。农业是台商对大陆投资起步较早的领域，在祖国大陆改革开放的80年代初期，就有台商开始在东南沿海地区进行试探性的投资创业。经过20多年的发展，目前已进入快速发展时期，来大陆发展创业的台资农业企业不断增多，台商投资大陆农业的规模和水平都有很大的提高，两岸农业交流从大陆沿海地区拓展到中西部、北部地区，从畜牧业、种植业等向农产品加工、休闲农业等二、三产业延伸。两岸农业交流与合作逐步形成了宽领域、多层次、全方位的合作双赢的发展模式，成为两岸合作当中最活跃和重要的领域。
二、台资农业企业投资大陆的现状与特征
1、台资农业企业投资大陆农业的步伐不断加快。目前，在大陆发展的台资农业企业日益成为大陆农业的一个重要组成部分。截至2009年底的不完全统计，在大陆投资发展的台资农业企业有6100多家经济学论文，投资大陆农业的台资达72亿美元。截至目前，大陆在16个省（区市）设有海峡两岸农业合作试验区和台湾农民创业园，已发展成为台湾农业资金、优良品种、技术、设备、管理经验以及人才进入大陆的持久、稳定的高效合作平台。目前，进入园区发展的台资农业企业已达5000多家，占在大陆台资农业企业总数的82%左右，实际利用台资58亿美元，占台资投资大陆农业实际金额的81%左右[1]。来大陆投资的台资农业企业普遍取得了可观的经济效益，为优化大陆农业生产结构、建设现代农业做出了贡献。
表1：1991-2009年大陆吸收的台资农业直接投资额（单位：万美元）
年份
合计(万美元)
1991
1741.6
1992
12469.9
1993
331684.1
1994
39622.1
1995
10927.1
1996
12292.4
1997
43343.1
1998
20346.2
1999
12527.8
2000
26071.4
2001
27841.5
2002
67230.6
2003
76987.8
2004
69406.6
2005
60069.5
2006
76423.4
2007
99705.5
2008
106913.9
农业投资论文范文第6篇
论文关键词：台资，农业企业，投资，大陆，溢出效应
一、 引言
农业是海峡两岸交流与合作的重点领域之一，在两岸关系中处于十分重要的地位。农业投资在两岸经贸关系发展中一直扮演着重要角色，尤其是在两岸关系还未达到完全正常化的形势下，农业投资几乎是台湾农业技术、农业资金和农业人才与大陆农业生产要素直接结合的唯一途径和载体。农业是台商对大陆投资起步较早的领域，在祖国大陆改革开放的80年代初期，就有台商开始在东南沿海地区进行试探性的投资创业。经过20多年的发展，目前已进入快速发展时期，来大陆发展创业的台资农业企业不断增多，台商投资大陆农业的规模和水平都有很大的提高，两岸农业交流从大陆沿海地区拓展到中西部、北部地区，从畜牧业、种植业等向农产品加工、休闲农业等二、三产业延伸。两岸农业交流与合作逐步形成了宽领域、多层次、全方位的合作双赢的发展模式，成为两岸合作当中最活跃和重要的领域。
二、台资农业企业投资大陆的现状与特征
1、台资农业企业投资大陆农业的步伐不断加快。目前，在大陆发展的台资农业企业日益成为大陆农业的一个重要组成部分。截至2009年底的不完全统计，在大陆投资发展的台资农业企业有6100多家经济学论文，投资大陆农业的台资达72亿美元。截至目前，大陆在16个省（区市）设有海峡两岸农业合作试验区和台湾农民创业园，已发展成为台湾农业资金、优良品种、技术、设备、管理经验以及人才进入大陆的持久、稳定的高效合作平台。目前，进入园区发展的台资农业企业已达5000多家，占在大陆台资农业企业总数的82%左右，实际利用台资58亿美元，占台资投资大陆农业实际金额的81%左右[1]。来大陆投资的台资农业企业普遍取得了可观的经济效益，为优化大陆农业生产结构、建设现代农业做出了贡献。
表1：1991-2009年大陆吸收的台资农业直接投资额（单位：万美元）
年份
合计(万美元)
1991
1741.6
1992
12469.9
1993
331684.1
1994
39622.1
1995
10927.1
1996
12292.4
1997
43343.1
1998
20346.2
1999
12527.8
2000
26071.4
2001
27841.5
2002
67230.6
2003
76987.8
2004
69406.6
2005
60069.5
2006
76423.4
2007
99705.5
2008
106913.9
农业投资论文范文第7篇
农业产出的统计指标通常是农林牧渔业总产值，包括了农业、林业、牧业、渔业和农林牧副渔业5个方面。吴玉鸣和吴丽萍等在对中国农业经济的相关研究中均采用大农业口径的农、林、牧、副、渔总产值表示农业总产出。陕西省农业生产主要以种植业为主，2004年之前渔业产值很小，副业没有，水利建设投资除了防洪、发电、水保及生态建设等公共服务外，其余主要用于农业灌溉。因此，本研究借鉴Lin经典的中国农业经济增长研究，用农业总产值表示农业产出水平。对于农业劳动投入的衡量，应采用从事于农业生产的劳动者实际的工作时间，但是，农业劳动力的实际劳动时间没有准确数据，只从事农业生产的人数也没有详细的统计。为便于计算，本研究用第一产业从业人员人数乘以农业总产值占第一产业总产值比重之后得到的劳动力人数代替农业劳动投入。对于土地要素投入通常采用播种面积和耕地面积2个指标衡量，常用耕地指经常进行耕种并能正常收获的土地，不包括坡度在25°以上的陡坡地和临时开发的零星土地；而农作物播种面积指实际播种或移植有农作物的面积，不仅包括种植在耕地上的，还包括种植在非耕地上的播种面积。张元红和石慧等在其有关中国农业经济增长的研究中使用农作物播种面积衡量土地要素投入。然而，农业上的水利建设投资主要用于常用耕地灌溉，选用年末常用耕地面积衡量土地要素投入更为合适。农业固定资本用农用机械总动力衡量。另外，由于客观上数据缺失问题，本研究没有加入畜力和农用化肥使用量等固定资本。水利建设投资数据完整且易得，并且在水利投资中占据主导地位，因此用水利建设投资完成额来替代水利投资。
2水利投资与农业经济增长关系检验
陕西省农业总产值与水利建设投资大体上呈现相同的变化趋势。对于时间序列样本数据，直接使用OLS进行估计容易产生虚假回归现象，因此，“伪回归”问题不得不考虑。通过对时间序列数据分析，可以看出，陕西省水利建设投资在一定程度上影响着农业经济增长，但具体影响程度和水利投资的实际作用还需要运用实证模型进一步量化研究。
3结论
本研究建立了含有劳动、土地、固定资本和水利资本及其滞后期变量的多项式分布滞后模型，对陕西省1982—2011年连续29年的时间序列数据进行实证检验和分析，得到以下主要结论：
1）陕西省农业总产值、农业劳动力人数、年末常用耕地面积、农业机械总动力和水利建设投资之间存在长期的均衡关系。
2）水利投资对农业经济增长的作用在资金投入后第3年体现出来，第5年达到最大，第6年开始下降。由于农田水利基本建设见效慢，大型水利投资工程项目建设工期长，所占总投资的比重大，用于见效快的配套和小型水利设施项目投资所占比重较小，以及资金审批程序复杂等原因，使得水利投资表现出较强的滞后效应。
农业投资论文范文第8篇
（一）完善投资结构，增加农业科技推广资金的投入总量
我国必须要加大对农业科技推广投资的力度，这是一种必然的选择。至于增加到一个什么样的水准，没有绝对标杆，但是至少从国情出发点来看，不能低于发展中国家的平均水平，甚至说要高于平均水平才够。我们在此建议政府，在投资农业科技推广时，要以我国农业现状的特点和农村农业发展的总体水平为基础，适当的增加投资的总量。今后投资时要在维持现阶段的投资总量增长量的同时，可以依据不同时期农业财政支出总量情况，以及农业产值总量、农村人口总量、耕地面积总量等几个最重要的指标来衡量增加多少的农业科技推广投资资金，最后投入的资金增长率不能低于往年水平。同时，也在此建议中央政府对各个地区的农业科技财政支出增加要相互适应，不可一杆子标准，增加的水平视各项指标综合比重来决定。
（二）完善项目经费的投入机制
就我国目前的推广经费分配制度来看，主要是依据农业技术重点推广项目情况来进行分配的，亦即使农业技术推广部门接受一定的推广项目经费来推广特定或者不定的技术。即使类似于这样的项目是由各单位或个人竞争申报，但是计划制订与实施过程并非直接对话的方式，而是通过政府传递给技术推广人员与农民，这样自上而下式的传达需要与问题，不会与项目执行者直接见面，有些问题与要点在传达过程中也会有所缺失，甚至在执行过程中项目资金落实不到位或者流失的现象也有发生。在实际情况中，许多都是下级去承担上级机构的推广项目的一个子部分获取一定的活动经费，这种情况下获取的经费通常是有限的，远不符合实际贡献。而项目完成之后，基层的推广人员大多数情况下是没有资格报奖的，因而导致奖励机制不能有效合理的实行，那么往后的执行力度就不会好到哪里去了。而且，越是往基层深入，项目活动经费的波动幅度也愈加大，基层人员也难以获得稳定的经济来源。
（三）逐步形成多元化的农业推广组织与投融资机制
在我国农业技术推广状况来看，要始终坚持以政府推广机构为主体，以国家财政农技推广经费为基本前提，开展合作式的推广策略，完善多渠道的资金投入机制，这样才能够逐步消除农技推广经费不足的情况。纵观世界农业推广投入模式的演变过程，一些非政府部门对于农技推广投资占总投资的比重是在不断增加的，并且政府部门与非政府部门对投资领域的侧重点也有所不同。一般来讲，私人投资较为集中在市场潜力大、获益能力强、具有较强竞争力的科研成果推广上，政府则明显侧重于公益事业项目上。大多数国家在投入机制以及管理机制上都选择朝基金制、分包管理制的方向发展。
二、结语
农业投资论文范文第9篇
关键词：农村经济发展； 农村公共品； 财政支出； 实证分析
一、引言
近年来，三农问题已成为我国社会日益突出的问题，至取消农业税以来，国家在对农村财政支出也越来越多，已安徽省为例，2006年，安徽省农村固定资产投资非农户投资总额为188.3亿元，2010年安徽省农村固定资产投资非农户投资总额达到654.5亿元。近年来，安徽省政府也加大了对农村投资的力度，扶持了一些有关安徽省农业长远发展的重大项目和工程的建设。尽管如此，但安徽省的农业基础相对比较薄弱、农村发展相对滞后和农民持续增收困难的状况并没有发生根本改变。[1]因此，研究安徽省农村公共产品供给与农村经济增长增长有一定的现实意义。本文以巴罗模型为基础，分析安徽省非农户固定投资也就可以说是政府对农村公共产品供给对安徽省农村经济增长的影响。
二、建立模型的理论基础
（1）农村公共支出和农村经济增长内涵的确定。 公共支出又称为财政支出，是指政府为了履行其职责而支出的费用。经济增长是指一个经济所生产的物质产品和劳务在一个相当长的时期内的持续增长，也即是实际总产出的持续增长。本文以安徽省第一产业生产总值作为具体的度量指标。
（2）计量模型的选择及其相关变量的含义。在经济增长理论中，新古典经济增长理论主要研究的是经济增长的要素贡献，是通过分析各种要素贡献来解释经济增长问题。在实证分析中大家广泛采用柯布—道格拉斯生产函数。本文也采用柯布—道格拉斯生产函数的生产形势，基于巴罗的模型的基础上。则包含农业财政支出要素的农业生产函数随即回归方程就为如公式1-1所示。
Yt=AtLαtKβtGλt（1-1）
其中，At表示第t时期的技术进步的作用，一般情况下，是用常数和时间的函数关系来表示技术进步。Yt表示第t时期的农业生产总值，Lt，Kt，Gt分别表示第t时期的劳动投入量、农业资金投入量和安徽省农业财政支出量，α，β，λ为待估参数，α表示就业的产出弹性，β表示农业资本的产出弹性，λ表示财政农业支出的产出弹性，本文是通过估计这些参数，考察农业劳动投入量、农业资金投入、政府农业支出量对农业生产总值的影响。
本文采用双对数模型来建立安徽省非农户财政农业支出总量与安徽省农村经济增长之间关系的计量模型，在先不考虑技术进步影响的情况下，公示如1-2所示。
lnYt=C+αlnLt+βlnKt+λlnGt+ε（1-2）
若令MPG=YG表示安徽省非农户固定投资G的边际生产率，根据巴罗的理论，当MPG=1时，非农户投资的生产达到最优水平，也就是政府投资达到最优水平。按照边际成本等于边际收益的原则，最优的政府边际收益也为1，若MPG>1，则会出现财政支出不足，若MPG
本文的数据样本以安徽省2006-2010的数据位样本区间，数据来源于2007-2011的《安徽统计年鉴》，以安徽生产总值中的第一产业值代表Y，以乡村从业人员数代表L，以安徽地区农村固定资产代表K（数据来源《中国农村统计年鉴》），以安徽非农户固定资产投资完成情况代表安徽省财政农业支出总量G，如下表3-1所示。
注：安徽第一产业值Y数据，乡村从业人员数L数据，非农户固定资产投资量G数据来源于2006-2010年《安徽统计年鉴》；农村固定资产总量K的数据来源于2006-2010年《中国农村统计年鉴》。
三、实证分析
现在运用表3-1所示数据，运用EVIEWS计量软件进行普通最小二乘法（OLS）数据分析。降分析结果写成标准形式如下公式1-3所示。
分析以上回归方程的详细结果，我们发现由于D.W=2.29，接近于2，所以，我们断定其中三个自变量基本上不存在自相关。拟合优度R2=0.999，说明这三个解释变量对农业经济增长的解释程度达到99%，解释能力较强。F=15203，因此在0.05显著性水平下，回归模型从整体上是显著的。三个变量的T值均比较大，可知这些值都是显著的。此外，我们还可发现：
（1）农村从业人员即农业劳动投入量的产出弹性α==19.235，这表明农业劳动投入量的变动对农业生产总值的变动的影响为负，也就是说，在当前农业资本投入量（农村固定资产）和农业财政投入（非农户固定资产投资）一定的情况下，农业劳动力美增加1%，农业生产总值将会降低19.235%。这可以反映出两种情况：一种是当前安徽农村劳动力人均资本和人均政府财政投入过低；另一种是安徽省农村劳动力剩余太多，其实这两种情况是一个问题的两个方面。因此，可以判断有两种方式能提高劳动生产率，一种是增加投入资本以改善劳动力过剩的问题，另一种也可以通过劳动力的转移从而提高劳动力过剩带来的对生产率的影响。
（2）农业资本即安徽农村固定资产投入量的产出弹性β=1.009，表明安徽农村固定资产投入量对农业生产总值的变动的影响为正向的，并且有很大的促进作用，农村固定资产每增加1%，农业生产总值将会增长1.009%。因此，增加农村固定资产的投资对农业生产总值具有很大的促进作用。
（3）非农户固定资产投资量的产出弹性λ=0.088，表明非农户固定资产投资对农业生产总值的提高具有正向作用，非农户固定资产投资量每增加1%，农业生产总值就平均增长0.088%。由前文讨论的MPG=YG，且我们知道非农户固定资产投资量的产出弹性λ=YG·GY，所以可以得知λ=MPG·GY，我们可以令S=GY，即S为非农户固定投资量占安徽农业生产总值的比重。由此，我们可以得到MPG=λS，所以，我们可以根据表3-1中的数据计算得到MPG的值，根据巴罗的理论，MPG=1时财政农业支出达到最优规模，所以此时λ=S，固定λ=0.088，我们可以得到理论上财政农业支出（非农户固定资产投资量）的最优规模，并将MPG的值列在下表4-1。
由表4-1所示，我们能够得到理论上理想的财政农业支出规模，从理论上可以得知安徽省非农户固定资产投入量还不够，在不考虑农村公共产品提供的刚性约束和其他财政等约束的情况下得到的理想值。但我们应该尽量向理想值靠拢，设定目标，逐步实现。
四、结论
本文以安徽省为例，采用2006-2010年农村从业人员人数、固定资产投资、非农户固定资产投资以及安徽省农村经济等数据，非农户固定资产投资对安徽省农村经济增长的影响，运用eviews回归的实证分析方法进行分析，并得出了如下结论：
1、非农户固定资产投资量的产出弹性λ=0.088，表明非农户固定资产投资对农业生产总值的提高具有正向作用，非农户固定资产投资量每增加1%，农业生产总值就平均增长0.088%。
2、我们能够得到理论上理想的财政农业支出规模，从理论上可以得知安徽省非农户固定资产投入量还不够，如表4-1所示，所以政府应该增加财政支农规模。（作者单位：安徽财经大学经济学院）
参考文献
农业投资论文范文第10篇
关键词：农业经济增长；基础设施；人力资本；VAR模型；协整方程；
作者简介：刘晗(1989-)，男，西南大学经济管理学院农业经济管理在读硕士，研究方向为农业政策与理论，产业组织理论；；曹祖文(1988-)，女，西南大学经济管理学院农业经济管理在读硕士，研究方向为农业经济学。
一、研究背景及文献综述
改革开放以来，我国的经济发展取得了举世瞩目的成就，农业经济得到了较快的增长。按1978年的不变价格计算，农业总产值在1978-2010年这段时期内由1117.6亿元增长到6910.31亿元，年均增长率为8.74%，其中，增长率在10%以上的年份有9年，农业增长为负的年份有4年，农业发展总体态势良好。但是，也应该注意到，我国农业发展并不稳定，不同年份的农业增长水平差别较大。由于农业生产易受自然和经济双重风险的影响，未来的农业发展将会面临来自资源和环境等诸多因素的制约。当前我国农业主要依靠追加土地、化肥等物质资本的投入量来提高农业产量。从长期来看，通过这些短期影响因素的促进作用并不能从根本上实现农业的长期、稳定和可持续发展。因此，探寻能够促进农业经济增长的长期影响因素，寻找农业发展的源动力对于我国农业的发展尤为重要。
世界银行的研究表明，基础设施能够带来经济增长并减轻贫困。Binswanger等(1993)[1]、Mamatzakism(2003)[2]、Romeo和Kurada(2005)[3]分别对印度、希腊、菲律宾三个地区的公共基础设施投入对农业生产的影响进行研究，结果表明加大公共基础设施投资可以获得比人口增长更高的农业生产效率，有利于减低农业生产成本，从而促进农业的增长。基础设施具有间接生产性，可以促进生产效率的提高，特别是对于我国以家庭经营为主的农业生产模式来说更是有显著的促进作用。鞠晴江和庞敏(2005)[4]采用双对数C-D函数模型分析基础设施对农村经济发展的作用机制，结果发现基础设施发展对农业生产增长具有规模经济效益。史明霞和陆迁(2007)[5]对1985-2004年农业基础设施投资与经济增长的关系进行研究，发现从长期看基础设施投资可以促进农业经济增长。陈灿煌(2009)[6]研究了1980-2005年间财政支农支出与农业GDP的关系，发现农业基本建设支出对农业经济增长有促进作用。可见，对农村基础设施投资有利于农业经济的增长。
古典经济增长理论认为资本和劳动力是经济增长的源泉。Schultz(1961)[7]批判了传统增长理论的观点，提出人力资本概念，强调人力资本才是经济增长的原动力。Uzawa(1965)[8]建立物质和人力资本两部门生产经济增长模型，认为人力资本积累是技术进步的源泉。Lucas(1988)[9]通过研究得出国家间经济增长的差异源自于人力投资水平差异的结论。Romer(1900)[10]提出人力资本较为富集的地区经济发展较快，人力资本积累是经济增长的根本动力。Mankiw等(1992)[11]、Caballe和Santos(1993)[12]、Barro(2001)[13]、Bloom等(2004)[14]通过将人力资本引入生产模型中，对人力资本积累与经济增长的关系进行实证研究，发现人力资本积累确实能够促进经济增长。从国外研究经验来看，人力资本积累对经济增长有显著的促进作用。那么，在我国，人力资本积累是否有助于经济的增长，尤其是对农村地区来说，人力资本积累是否也有利于农业经济的增长？孙敬水和董亚娟(2006)[15]利用1997-2004年的面板数据对农村人力资本在农业经济增长中的作用进行了实证研究，结果表明人力资本对农业经济增长有显著的正向效应。黄振华(2008)[16]估算了1985-2005年中国农业全要素生产率，发现剔除人力资本因素后，全要素生产率被高估近30%，由此提出人力资本对农业经济增长有明显促进作用。杜江和刘渝(2010)[17]运用面板模型分析了1997-2007年间影响农业经济增长的因素，结果表明除土地、物质资本等重要影响因素外，人力资本要素投入的增加有利于农业经济的增长。由此可见，对于我国的农村地区来说，人力资本积累确实有助于农业经济的发展。
从上述研究成果来看，无论是理论研究还是实证研究，都证明了基础设施投资和人力资本积累确实对农业经济增长有正向促进作用，基础设施和人力资本是农业经济增长的长期影响因素。但从已有的研究成果来看，很少有研究者把基础设施和人力资本两个因素同时纳入模型进行研究。众所周知，我国农村基础设施和教育费用基本上是靠国家财政资金的投入，对任一方面资金投入量的增加必然降低另一方面资金的投入量，因而必须找出其中最重要的影响因素，通过合理的财政支出配比以发挥资金的最大效用。有鉴于此，本文将基础设施和人力资本两者同时纳入模型进行实证分析，找出影响农业经济增长的关键性因素，为今后对农村地区的财政支持提供参考，以期有助于提高农业生产水平，促进农业经济增长。
二、理论模型
国内外的研究经验表明，影响农业经济增长的决定性因素是基础设施投资、人力资本积累。但考虑到我国以家庭经营为主的农业生产模式，家庭资本投入对于农业生产影响较大，同时就现阶段农业发展水平而言，不应该忽视物质资本的重要作用，因而本文将私人资本投入也纳入到模型中进行分析。
三、研究方法与数据说明
(一)方法选用
研究农业经济增长的长期影响因素就是考察在相当长的一段时间内，各因素对农业经济增长的影响和作用，属于对时间序列数据进行计量分析。在对时间序列数据的分析中最普遍的做法是采用最小二乘法(OLS)进行回归分析，但是，使用OLS法的前提是各变量必须都是平稳的时间序列变量，否则采用OLS法对非平稳的时间序列数据进行回归分析极容易出现伪回归现象，从而降低实证结果的可信度。为此，本文将采用向量自回归模型(VAR)分析农村基础设施投资、教育资金投入和私人资本投入对农业经济总产出的影响。VAR模型不建立在任何经济理论基础之上，而是用模型的当期内生变量对模型中的所有内生变量的滞后值进行回归，分析模型中全部内生变量之间的长期动态关系，VAR的优势在于在估计的过程中不受任何假设的约束和限制，相比传统的OLS法而言具有更高的可靠性。
(二)指标选取、模型设计及数据来源
1.指标选取和实证模型设计。
根据前述的理论模型，为了衡量农村基础设施投资(G)、教育资金投入(IE)以及私人资本投入(Kp)对农业经济总产出(Y)的影响，需要设定相应的指标。农业经济总产出(Y)用农业总产值来衡量；农村基础设施投资(G)用国家财政对农村基础设施的资金投入量来衡量，采用国家对农村基础设施资金投入量主要是因为由于公共品有非排他的特性，长期以来政府一直是农村公共品的主要供给者。同样的道理，农村教育也属于公共品的范畴，并且农村教育的资金基本上是由政府提供，因此选用国家财政资金对农村教育的支出来反映教育资金的投入(IE)。对于农业生产来说，需要投入大量的固定资产以保证农业生产的高效率，固定资产投资的多少是衡量农业生产水平发展的重要标准，所以，采用农村居民个人固定资产投资来反映私人资本投入(Kp)。因此，本文最终建立以下形式的实证模型：
2.数据来源。
本文研究所用数据的时间跨度为1985-2010年，共计26年的年度数据。所用数据均来源于各年的《中国农村统计年鉴》和《中国统计年鉴》。其中，国家财政对农村基础设施的资金投入量为国家财政用于农业基本建设的支出，从2007年开始财政部报表制度调整，因而2007-2010年国家财政用于农业基本建设的支出由财政对基础设施建设资金投入乘以农业支出占财政支出的比重来得到。由于没有直接反映国家财政资金对农村教育的支出的统计数据，所以用国家财政预算内教育经费乘以农业支出占财政支出的比重来反映国家财政资金对农村教育的支出，农业总产值和农村居民个人固定资产投资额直接从《中国农村统计年鉴》中获得。为了保证数据的真实性和有效性，所有数据均以1985年的不变价格进行价格平减，消除价格因素的影响，同时根据模型要求对所有数据进行对数化处理。
四、实证分析
(一)单位根检验
由于时间序列数据大多是非平稳的，因而在进行实证分析之前先要检验变量是否是平稳的序列变量，如果变量是平稳的，则可以直接使用OLS法进行回归分析；如果变量是非平稳的，就应该使用VAR模型进行实证分析。本文采用Dickey和Fuller在1981年提出的ADF单位根检验法检验各个变量的平稳性。ADF检验的检验模型由AIC和SC准则共同确定，各变量的ADF单位检验结果如表1所示，结果表明，LNY、LNG、LNIE、LNKP这四个变量都是非平稳变量，对其进行一阶差分处理，取变量的一阶差分值，结果表明在5%的显著性水平下，各变量的一阶差分序列都通过了检验，都是平稳变量，表明它们都是一阶单整序列。
(二)VAR模型的确定
由于各个变量都是一阶单整序列，因而这些变量可能存在某种平稳的线性组合，反映变量间长期稳定的协整关系。为此，需要对各变量进行协整检验以确定变量间的协整关系。在协整检验之前，必须要确定VAR模型的结构，根据前述理论模型和实证模型的要求，本文采用带有截距项而不带趋势项的VAR模型。另外，为确定VAR模型的最优滞后阶数，首先选择VAR模型的最大滞后阶数为3，再应用LR、AIC、SC、HQ、FPE等统计量来确定最优的滞后阶数，最优滞后阶数的检验结果如表2所示，从结果来看，除AIC准则认为最优滞后阶数为3以外，其余四项评价准则均认为最优滞后阶数应为2，因此，最终确定的最优滞后阶数为2。
(三)协整检验
尽管各变量都属于非平稳的序列变量，但是它们的一阶差分序列都是平稳序列，表明各变量间存在长期稳定的协整关系。为此，采用Johanson协整检验法来检验这种关系是否存在，协整检验的具体结果如表3所示。
协整方程的似然比统计量为121.89，各变量均在5%显著性水平下显著。从(12)式中可以看出，在1985-2010年这段时期内，各变量存在一个长期稳定的协整关系。以国家财政用于农业基本建设的支出(LNG)衡量的农村基础设施投资对于农业总产值(LNY)的影响为负，国家财政用于农业基本建设的支出(LNG)每增加1%，农业总产值(LNY)将下降0.071578%，这与鞠晴江和庞敏(2005)[4]、史明霞和陆迁(2007)[5]、陈灿煌(2009)[6]的研究结论相反。一般认为对基础设施的财政投入越大，越有利于促进农业生产率的提高，从而促进农业经济的增长，但也应该注意到，对基础设施的过度投资将会对其他如人力资本等生产要素产生“挤出效应”，不仅不利于农业生产效率的提高，还可能对农业生产效率产生抑制作用，阻碍农业经济的发展，这一点可以从张海燕和邓刚(2012)[21]、李强和郑江淮(2012)[22]的研究结论中得到佐证。因此，本文认为基础设施投资会对其他生产要素产生“挤出效应”，会阻碍农业经济的增长。以国家财政资金对农村教育的支出(LNIE)衡量的农村教育资金投入对农业总产值(LNY)有正向作用，国家财政资金对农村教育的支出(LNIE)每增加1%的投入，农业总产值(LNY)将提高0.375777%，表明教育资金的投入对农业经济的增长有积极的作用，这与孙敬水和董亚娟(2006)[15]、杜江和刘渝(2010)[16]、黄振华(2008)[17]的研究结论相一致。以农村居民个人固定资产投资(LNKP)衡量的私人资本投入对农业总产值(LNY)同样有正向作用，农村居民个人固定资产投资(LNKP)每增加1%的投入，农业总产值(LNY)将提高0.477432%，资本投入对于农业经济增长有较大的正向促进作用，杨丽和陈莹(2009)[23]、曹跃群等(2011)[24]、魏勇等(2012)[25]也得出了相同的结论。尽管不同的研究者所使用的研究方法、数据来源和研究的范围不尽相同，但是他们的研究结果都表明教育资金投入、物质资本投入对农业经济增长有促进作用。另外，通过对比可以发现，在1985-2010年这段时期内，农村居民个人固定资产投资(LNKP)比国家财政资金对农村教育的支出(LNIE)更能促进农业总产值的提高，表明物质资本投入仍然是带动农业经济增长的主要动力。李宪印和陈万明(2008)[26]、闫俊强和李大胜(2009)[27]、左伟和张夏妍(2010)[28]的研究结果也都证实了物质资本投入确实要比人力资本积累的作用大。
(四)向量误差修正模型
在证实了各变量之间存在的长期协整关系后，可以通过建立向量误差修正模型进一步刻画各变量间的短期波动关系。在VECM模型中，误差修正项的系数在10%的显著性水平下未能通过显著性检验，国家财政用于农业基本建设的支出(LNG)、国家财政资金对农村教育的支出(LNIE)以及农村居民个人固定资产投资(LNKP)的滞后1期和滞后2期系数也都未能通过10%的显著性检验，表明短期内各因素对于农业总产值(LNY)的影响很小。由于基础设施投资、教育资金投入和物质资本的投入都属于农业经济增长的长期影响因素，因而短期内这些因素影响农业总产值的可能性较小，只有在长期内这些影响因素的效果才能显现出来。
(五)方差分解
协整检验只能表明各变量间存在长期稳定的关系，不能反映出这种关系的强度。所以，本文在前面确定的VAR模型的基础上进行方差分解，全面了解各方程信息对模型内所有内生变量的相对重要性。农业总产值(LNY)的方差分解结果如表4所示。
从方差分解的结果来看，总体上在滞后5期内，各变量对农业总产值的影响都不是太大。从滞后6期开始，各变量对农业总产值的影响开始显现，并且影响力在不断增大，各变量在滞后10期时对农业总产值(LNY)的影响共计达到了75.32%。国家财政用于农业基本建设的支出(LNG)对农业总产值(LNY)的影响在滞后6期内先上升后下降，从滞后7期开始影响力逐渐增强，最高时达到8.71%。国家财政资金对农村教育的支出(LNIE)对农业总产值(LNY)的影响在滞后5期内缓慢上升，从滞后6期开始影响力显著提高，最高时对农业总产值(LNY)的影响达到了40.14%。农村居民个人固定资产投资(LNKP)对农业总产值(LNY)的影响从一开始就呈上升趋势，但是增长幅度不大，最高时影响力为26.47%。方差分解的结果同时验证了前述向量误差修正模型中各变量与农业总产值间不存在短期波动关系的结论，基础设施投资、教育资金投入和私人资本投入都是农业经济增长的长期影响因素，短期内不会对农业总产值产生影响，其中教育资金投入对农业总产值的影响作用最为明显，其次是私人资本投入的影响，基础设施投资对农业总产值的影响较小。可见，人力资本积累和私人资本投入是影响农业经济增长的重要因素。
五、结论与政策建议
农业投资论文范文第11篇
关键词 格兰杰因果检验；教育投资；农业增长
中图分类号 F08; G40-054 文献标识码 A文章编号 1002-2104(2010)12-0117-05doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2010.12.024
自1906年Fisher在《资本的性质和收入》的宏文中首次提出“人力资本”这一重 要的经济学 概念以来［1］，在长达半个世纪的时间里，人力资本理论一直处于沉寂状态，直到2 0世纪60年代初舒尔茨系统阐述人力资本的概念之后，人力资本理论才大行其道，经济学家 开始广泛地用人力资本理论来分析教育投资行为。1961年，舒尔茨在他的论文“Investment
in Human Capital”中从两个方面详细论证了教育提高农业产出的观点［2］。 在宏观层面上，教育通过溢出效应改善了整体的宏观经济运行环境，从而有助于农 业产出的提高。在微观层面上，教育通过提高劳动者个体的生产率从而提高农业产出。对于 前者，教育的溢出效应的传导机制需要较长的时期才能产生效果；对于后者，教育可以通过 几年或十几年的投资促使劳动者个体的人力资本的形成。由此可见，在进行实证研究时，时 期选择是得出教育投资与农业产出的不同关系的重要原因。[KG)]
1 问题的提出
在20世纪80年代出版的《论人力资本投资》一书中，舒尔茨用计量经济学的方法明确测算了 教育对农业增长的贡献，其结论是美国战后农业增长中有80%是由教育以及和教育紧密相关 的科技进步所引起的［3］。这之后大量的关于教育与农业增长的计量分析的文献开 始涌现，其中大部分西方文献的结论都是教育投资对农业增长具有促进作用，如Lucas［4］、Barro［5］、Romer和Heckman等［6］［7］；极少数经济学者指出 教育投资与农业增长具有反向关系，如Knight 和Islam等［8-9］。
[KG(*25]国内学者对教育投资与农业增长关系的实证分析的结论大致有三种。其中持教育投 资与农业 增长正相关的观点的学者主要有周晓［10］、刘纯阳和李谷成等［11-12］ 。认为教育投资与农业增长弱相关的学者主要有李勋来［13］、都阳［14］、 钱雪亚等［15］。汪小勤和李金良以我国1978-2002年的教育投资和农业产出的数据 论证了教育投资对我国农业增长没有显著的影响［16］。认为教育投资与农业增长负 相关的学者主要有孙志军等［17］。这些结论的不同必然是与研究者所使用的不同的 数据或不同的计量方法相关的。如果我们用格兰杰检验来分析教育投入与农业产出的关系， 可知它们之间的因果关系严格依赖于所包含的滞后期的个数。笔者根据1978-2008年的相关 数据做格兰杰因果检验，发现当滞后期的个数小于等于6时，教育投入与农业产出之间没有 因果关系，当滞后期的个数增加到7时，则存在从教育投入到农业产出的单向因果关系。这 一结果与国内其他学者所得出的结论并不完全相同，而且其背后的经济学含义也与前面的研 究不一致。下面笔者将对我国教育投入与农业增长的格兰杰因果关系展开详细的论述。[KG) ]
2 教育投入与农业增长的格兰杰因果检验
2.1 模型的建立
为了判明教育投入的增加是否促进了农业增长，我们建立格兰杰因果检验所需构造的模型如 下［18］：
yt=∑si=1αixt-i+ ∑sj=1βjyt-j+ε1t，（1）
xt=∑si=1λixt-i+ ∑sj=1δjyt-j+ε2t，（2）
其中y表示实际人均农业产出增长率（指扣除物价变动因素之后的人均农业产出增长率），x 表示实际人均教育投入增长率（同理，扣除物价变动因素），α、β、λ和δ为方程中x和y 各自的估计系数，s为滞后阶数。假定ε1t和ε2t为白噪音且不相关。当αi (i=1,2,…,s)在整体上显著不为零时，则教育投入是农业产出的格兰杰原因；当λi(i=1, 2,…,s)在整体上显著不为零时，则农业产出是教育投入的格兰杰原因。
本文采用了1978-2007年的人均农业产出和人均教育投入的数据，然后分别计算其增长率。 其中人均农业产出是由历年《中国农村统计年鉴》中的农业产值除以从事农业生产活动的从 业人数计算得到［19］；人均教育投入是由历年《中国统计年鉴》中的社会文教费除 以总人口计算得到［20］。我们在对人均农业产出增长率和人均教育增长率做计量分 析之前，分别扣除掉它们各自的物价变动因素（汪小勤和李金良(2004)的分析中没有考虑到 物价变动的因素），从而得到实际人均农业产出增长率和实际人均教育增长率。
由于格兰杰因果关系检验的前提条件是假定两个变量是平稳的，因而我们必须对实际人均农 业产出增长率和实际人均教育投入增长率作平稳性检验，其检验结果如表 1所示。
由表1可知xt和yt在1%的水平下不平稳，xt和yt在1%的水平下是平稳的,因 而我们须对（1）和（2）式作一阶差分变换，得：
yt=∑si=1αixt-i+ ∑sj=1βjyt-j+ε1t，（3）
xt=∑si=1λixt-i+ ∑sj=1δjyt-j+ε2t，（4）我们可以利用（3）和（4）式作进一步的数据分析。2.3 格兰杰因果关系分析
我们用格兰杰因果检验来分析实际人均教育投入增长率与实际人均农业产出增长率的关系， 表2反映了在不同滞后年数x和y的因果关系的方向。
表2中没有列出滞后年数大于等于8的F统计值，其原因如下：格兰杰因果检验所 使用的模型 本质上是一个VAR模型,对于一个包含p个变量，滞后阶数为m的p方程VAR模型，总共会产生（p+mp2）个有待估计的参数（包括截距项）， 即随着滞后阶数每增加1，有待估计的参数将增加p2，从而自由度将减少p2，我们知道 格兰杰所构造的F统计量是遵循自由度为m和（n-k）的F分布，其中k为无约束回归中待估参 数的个数，n为Obs的个数。原始数据（1978-2007年）的样本容量是30，经过对人均农业产 出和人均教育投入求增长率然后作一阶差分后，样本容量减少为28，当滞后阶数为9时，n=k
=19，此时不满足n大于k的前提条件。因而我们只需要比较滞后阶数为8时的AIC值 与滞后阶数为7时的AIC值的大小，由于AIC8=-1.000 065，AIC7=-1.144 083，由施瓦茨 信息准则知，较小的AIC值模型较优，因而滞后阶数是7的模型优先。[KG)]
分析表2可知，当滞后阶数为1-6时，实际人均教育投入增长率与实际人均农业产 出增长率之 间不存在统计上可识别的关系；当滞后阶数为7时，存在从实际人均教育投入增长率到实际 人均农业产出增长率的单向因果关系，即教育投入是农业增长的格兰杰原因。因而从统计上 我们有理由认为，在前6年实际人均教育投入的增长对实际人均农业产出的增 长的促进作用不显著，但是到了第7年其促进作用开始表现得较为显著 。
3 结 语
早在20世纪60年代舒尔茨就从理论上论证了教育通过提高人力资本进而提高农业产出的观点 ，在舒尔茨明确列出的五条形成人力资本的途径中有三条涉及教育，这三条分别是初、中和 高级教育，企业组织的在职教育以及不是企业组织的成人在职教育［2］。然而在实 证层面，经济学家对教育投入与农业增长的关系的异议颇多。根据上文对我国教育投入和农 业产出的相关数据所作的格兰杰因果检验，我们可知当滞后年数小于等于6时，教育投入与 农业产出之间没有因果关系，然而当滞后年数增加到7时，则存在从教育投入到农业产出的 单向因果关系，即教育投入对农业增长的促进作用到了6年后才会显著地反映出来。
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Granger Causality Test on Chinese Education Investment and Agr icultural Growth
ZHENG Benfei
(Huazhong University of Science and Technology, Wuhan Hubei 430074, C hina)
农业投资论文范文第12篇
论文摘要：农村剩余劳动力转移问题是个极其复杂而又艰巨的工程。它关系到社会的方方面面，同时也是解决“三农”问题的关键之一。而解决这一问题的重点就在于提高农村剩余劳动了的素质，提高农民的整体素质已经是迫在眉睫的事情。未经职业教育和培训的农村剩余劳动力，由于缺乏一定的科学技能，已经成为制约农村剩余劳动力顺利转移的一个严重障碍。
据预测，2020年前后，中国将基本实现工业化，因此农业部门在整个国名经济中所占的比重将会越来越低。同时由于城市现代化、农村城镇化的不断加快以及农业生产方式的变革，农村中出现大量的剩余劳动力。它严重影响了农村劳动生产率的提高，制约了农民收入的增长和农民的实际生活水平，阻碍了城乡经济社会的协调发展。某种意义上说，农村剩余劳动力能否成功有效的转移并获取稳定的收入，是解决“三农”问题的关键之一。
目前，我国在城乡两栖流动的农民工大约13-15亿人，正处在代际交替的过程中，然而，不论是第一代还是第二代农民工都存在学历层次低、业务素质较差等问题，不仅阻碍了农村剩余劳动力的转移，而且也不利于农村剩余劳动力在城市经济发展中起到应有的作用。“十二五”时期，如何提高农民工的整体素质，使两代农民工能够进的来，留得住，使他们成为市民，是我国城镇化进程中，面临的一个具有“中国特色”的难题。因此，有必要加大对农村人力资本的投资从而促进农村剩余劳动力的转移。
1.人力资本投资和剩余劳动力转移的理论综述
1.1人力资本投资理论
现代人力资本理论兴起于西方，目前，理论界对人利资本理论内涵的界定没有一个统一的定论，最具代表性的是西奥多舒尔茨和加里贝克尔。1960年美国经济学家西奥多舒尔茨在经济年会上做了题为《人力资本投资》的演讲，首次较全面的向大家阐述了人力资本的理论。舒尔茨认为，生产活动中的资本实际上有两种形式，即物质资本和人力资本。他将人力资本界定为“人民作为生产者和消费者的能力”，“是体现于人身上的知识、能力和健康”。在文中他提出了人力资本形成包括五个方面：医疗保健，在职人员培训，正式建立起来的初等、中等、高等教育，不是由企业组织的那种为成年人举办的学习项目，个人和家庭适应于变换就业机会的迁移。他还认为人力资本的收益率要比物质资本的收益率高。
1.2劳动力转移理论
美国著名经济学家阿瑟刘易斯在1954年发表的《劳动无限供给下的经济发展》一文中首创了二元经济结构理论，提出了在劳动力无限供给条件下的二元结构中的传统部门向现代部门转化的理论模式。他把发展中国家的经济分为传统农业部门和现代城市工商业两个部门，并且以两部门之间的劳动力的转移为核心建造了发展中国家的经济增长模型，也称为二元经济结构理论。他认为现代城市工商业部门集中了大量的资本和高素质的人才，具有较高的劳动生产率，而传统农业部门由于技术停滞、缺乏资本凝聚了大量边际劳动生产率为零或为负的剩余劳动力。由于两部门的劳动生产率之间的差异，直接导致了极大的工资收入差异，使得农业部门中的剩余劳动力源源不断的流向工业部门。当剩余劳动力被工业部门吸收完毕时，农业边际劳动生产率高于工资，工农业两部门工资将由市场来决定，劳动力就会根据市场情况在各产业之间自由流动，这时二元经济消失，工农业都得到均衡发展，达到经济结构一元化。
2.教育投资对农村剩余劳动力转移影响的理论
教育是人力资本最主要的组成形式，也是影响劳动力转移的重要因素。自从舒尔茨提出人力资本理论以来，研究人员就人力资本或教育对农村剩余劳动力转移的作用机理展开了广泛而深入的研究。主要表现在以下几个方面： 第一、受教育程度影响农村剩余劳动力转移的可能性的大小。劳动力市场的信息的准确性直接影响了农村剩余劳动力转移就业的机会的大小，受教育程度高的人更能合理有效的对劳动力市场的信息进行加工处理，更容易获得就业转移的机会。申靖（2008）研究指出，我国农村剩余劳动力对劳动力市场信息的判断能力较弱，他们没有搜集信息的意识和条件，也无法根据自身的情况进行选择，他们自身对信息的弱敏感性成为了他们转移就业不成功的一个重要的制约因素。蔡访（2001）研究指出，农村首次外出的信息获得靠亲缘关系的占427%，靠地缘关系获取的占231％，在进城后找到第一份工作靠老乡跟亲戚的占7504%，而靠城市劳务市场的仅占471%。这种方式转移农村剩余劳动力带有很大的盲目性，大大降低了转移的可能性。
第二、受教育程度影响农村剩余劳动力转移的选择能力。受教育程度的高低直接影响一个人的工作期望进而影响其就业岗位的选择，受教育程度越高，工作期望也就高，选择职业的层次也高，反之就低。林绍珍（2007）研究指出，受教育程度高的农村剩余劳动力比较注重个人才能的发挥和自身价值的实现，在选择职业时会考虑工作环境、工作文化氛围、发展前景等。而受教育程度低的剩余劳动力则比较看重工资而忽视了工作环境等。程伟（2006）对农民工就业调查研究指出，农民进城务工大多从事的是城里人不愿意干的苦、脏、累、险等工种。
第三、受教育程度影响农村剩余劳动力转移的稳定性。劳动力的文化水平越高，则在外就业的稳定性越强。雷重熹（2005）也指出有相当大的一部分农民属于季节工，农闲务工经商，农业转移的劳动力将近60％具有兼具性，属于亦工亦农的转移。他们大多数人的就业并不稳定，能够完全脱离农村在外定居的更是少之又少，这种不稳定的低层次转移，一旦受到国家宏观经济环境的影响就容易形成劳动力大量回流的现象。
3.改善农村教育投资的政策
首先要提高农村教育投资总量，从根本上提高农民的素质和能力。加大政府农村教育投资力度。要发展农村教育，离不开资金的投入，教育投资水平在很大程度上决定着农村教育事业的成败和兴衰，政府作为农村教育投资的主要承担者，在用于教育的财政资金有限的情况下，应不断加大对农村教育的投入，提高农村人力资本的存量，进而促进农村剩余劳动力转移。其次要优化教育投资结构，大力发展农村职业教育和职业培训。提高认识，坚持以就业为导向，使培训同市场接轨。要紧紧抓住两个方面的需求：一是要抓住劳动力输入地的经济发展需求和企业的需求，了解输入地的产业结构调整和劳动力结构变化，以及当地企业对人才的需求状况，紧密围绕当地优势产业和紧缺人才开展培训；二是要坚持为农民工的学习需求服务，满足所有农民工的学习需要，包括基本的学习内容(如文化知识、社会常识、专业技能)。
参考文献
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农业投资论文范文第13篇
论文关键词：人力资本，物质资本，因子分析，岭回归
一、引言
“三农问题”是构建和谐社会和建设社会主义新农村的关键问题，《十二五规划纲要》指出必须坚持把解决好农业、农村、农民问题作为全党工作重中之重。制约新疆农村经济发展的主要原因在于新疆农村居民的文化水平和综合素质偏低，而文化水平和综合素质偏低的原因在于新疆农村居民观念陈旧和对教育和科技及医疗重视不够及新疆农村人力资本投资不足，要增加新疆农民收入、发展现代特色农业、保持农村稳定，重点和核心还是提升新疆农村人力资本存量，亟需加大新疆农村人力资本投资。所以有必要对新疆农村人力资本投资对农村经济发展的影响进行分析。
诺贝尔经济学奖获得者西奥多.W.舒尔茨（Theodore W. Schultz）首先提出了人力资本理论，发现人力资本投资可以解释美国经济增长超过投入要素的增长的经济现象[[1]]。Becker（1964）以微观经济理论为科学基础，使人力资本理论更加系统化[[2]]。Mincer（1958, 1974）在收入分配领域构建了人力资本理论[[3]-[4]]。Romer（1986）将知识作为一个独立的新要素纳入经济增长模型，说明了特殊的知识和专业化的人力资本是经济增长的主要因素农业论文，知识积累是促进现代经济增长的主要源泉[[5]]。Lucas（1988）强调了人力资本尤其是人力资本的外在效应具有递增收益的作用，认为人力资本是经济增长的发动机[[6]]。
国内学者对农村人力资本的研究主要在于四个方面：农村人力资本的内涵；农村人力资本现状；农村人力资本投资效应；农村人力资本投资影响因素。而研究重点和核心是农村人力资本投资效应。周晓和朱农（2003）研究表明人力资本的投入对我国农村经济增长具有重要的促进作用，这种作用在经济较发达的沿海地区特别明显[[7]]论文开题报告。侯风云（2004）运用明瑟模型及其它的线性对数模型估计了我国农村不同形式人力资本收益率[[8]]。李勋来（2007）运用现代计量经济学方法研究了我国农村人力资本与农村产出增长的关系[[9]]。龙翠红（2008）选取1985年到2005年间的有关农村经济的时间序列数据，分别从微观和宏观两个角度对人力资本在我国农村地区经济增长中的作用进行实证分析[[10]]。孙健和白全民（2010）用改进的形成基础法测算我国农村人力资本存量的基础上实证分析了我国农村人力资本投资对农村经济增长的影响，并分析了我国农村人力资本贡献率低的直接原因和深层次原因[[11]]。这些学者的研究为后续研究提供了很有价值的研究视角和方法，但对于农村人力资本存量的估算方法主要是教育存量法，而没有考虑另外几种类型的投资，显然不能综合反映农村人力资本投资的水平，有必要对农村人力资本有个全面的估算。而且对于农村物质资本和农村产出的估算方法和结果差异较大，还需对农村物质资本和农村产出的估算作进一步探讨。尤其是在国家大力发展新疆的背景下研究新疆农村经济发展问题有其现实意义。
基于这种分析，本文在构建农村人力资本投资指标体系的基础上，对新疆农村人力资本投资综合水平进行测算，研究新疆农村人力资本投资与新疆农村经济发展之间的关系，寻找农村人力资本投资视角下的新疆农村经济发展存在的问题和原因，试图得出一些有益于新疆农村经济发展的结论，提出提升新疆农村人力资本存量、促进新疆农村经济发展的对策建议。
二、新疆农村人力资本投资综合水平测算
对农村人力资本投资综合水平进行测算，因子分析方法是一种较好的方法。因子分析方法就是在许多变量中找出具有代表性且相互独立的少数几个公共因子，将相同本质的变量归入一个因子。它的优点是，这些因子反映了原始变量所代表的关键信息农业论文，这将有助于减少变量的数目，方便研究多个变量间的关系。本文选择因子分析方法测算新疆农村人力资本投资综合水平。
（一） 评价指标选取
评价指标选择标准遵循三个标准：（1）指标的全面性。考虑人力资本投资的主体，包括国家、社会团体、个人；考虑投资结构，包括教育投资、健康投资、在职培训投资、迁移投资；考虑投资的存量与增量。（2）指标的科学性。指标的选择依据人力资本理论，指标能较真实地反映人力资本投资水平。（3）指标的可获性。指标能从统计年鉴或网站直接获取，或者通过一定的计算可以得到指标的结果。依据这三个标准，本文选取了能反映农村人力资本投资综合水平的12个统计指标，评价指标如下1：
X1:农村平均受教育年限2；X2：农村平均文化教育及服务消费（元/人）；X3：农村中专以上比重；X4：农村普通小学生均预算内教育经费支出（元/人）；X5：农村初级中学生均预算内教育经费支出（元/人）。X6：农村平均医疗保健消费支出（元/人）；X7：农村每万人拥有乡村医生和卫生员（个/万人）；X8：农村平均交通和通讯支出（元/人）；X9：农村居民家庭恩格尔系数；X10：农林牧渔业职工平均工资（元/人）； X11：农村每万人拥有农业技术人员（个/万人）；X12：乡村就业人员占乡村人口比重。
（二） 分析结果
1. KMO和Bartlett检验
KMO检验是用于检查变量间的偏相关性，KMO统计量越接近于1，因子分析的效果越好，当KMO统计量在0.5以下时则不适合应用因子分析法；Bartlett检验是对变量间彼此独立进行判断，如果相关阵是单位阵则因子分析法无效[[12]]。从表1可以看出，KMO值为0.652，Bartlett值为318.9249，P＜0.0001，所以适用因子分析方法论文开题报告。
表1 KMO和Bartlett检验表2 特征根和累计贡献率
KMO检验值
Bartlett球形检验
0.65
卡方值
自由度
显著性
318.92
农业投资论文范文第14篇
关键词：农业科技投入；农业经济增长；动态关联性；
迫于人口、资源与环境压力，我们必须尽快转变农业发展方式。转变农业发展方式的要义在于发展农业科技、转变传统农业发展方式。2012年中央一号文件《关于加快推进农业科技创新持续增加农产品供给保障能力的若干意见》的出台，彰显了党中央、国务院通过发展农业科技促进农村经济发展的信心和决心。为探讨农业科技投入对农业经济增长的影响，需要考察农业科技投入与农业GDP增长之间的动态关联性，论文以1986—2011年农业科技投入与农业经济增长数据为依据，采用向量自回归模型，结合脉冲响应函数、协整检验、格兰杰因果关系检测等数理分析方法，对中国农业科技投入与农业经济增长的相关性展开实证分析，为优化农业科技投入机制、促进农业经济增长提供理论依据。
一、科技投入促进农业经济增长的理论探讨
科技投入与经济增长之间的关系，早已被国内外学界所关注，例如：索络(R.Solow.，1957)运用柯布—道格拉斯函数，以美国1909—1949年的统计数据为基础，分析了技术变动率与产出增长率之间的关系；丹尼森(Denison，1967)在充分考虑劳动质量和资本类型的基础上，全面、深入地分析了资源配置、知识进步等因素对经济增长的贡献率；保罗·罗默(P.Romer.M，1986)提出了内生增长理论，认为技术进步是经济增长的源泉和决定性因素。杨灿(2008)利用投入产出系数法和索罗模型法，研究了广东省科技进步对经济增长的贡献率；王姝(2007)利用弹性分析法，根据1986—2005年的数据，计算了吉林省科技经费支出对GDP的弹性系数等等。类似方法，同样被广泛运用于农业经济研究领域，例如：Griliches早在1958年就运用计量经济学方法，计算了美国杂交玉米技术的投资回报率问题；在此基础上，Akino、Masakatsu&YujiroHayami(1975)把研究的重心放到了公共农业科研的回报及其在生产者之间的分配上，其研究结果表明，即使在日本、美国等发达国家，品种改良研究的社会回报率相当高，在发展中国家的社会回报率只会更高；RobertE.Evenson(1997)对农业科研投入回报率进行了国际比较分析，通过对全球375项农业科研投入回报率的研究结果考察，得出了全世界农业科研投入回报率高达49%的结论。
国内方面，樊胜根(1997)分别采用可变系数模型和固定系数模型，对中国农业科研投入的效益进行了测算，得出中国农业科研投入的收益率高达44%~169%。黄季焜等(2000)采用CAPSIM模型对农业科研投入的效率进行模拟推算得出：在市场开放条件下，中国农业科研投入回报率达到59.6%，而在市场不开放的条件下，农业科研投入回报率也达到55.8%。赵芝俊等(2005)采用柯布—道格拉斯生产函数计算了农业科研投入的总收益、边际收益和长期边际收益；张晓慧等(2011)采用实证分析的方法，研究了农业科技进步对农村不同部门劳动力从业量的影响，以及由此产生的对农村居民劳动力转移和农村居民家庭收入的影响。类似研究，不胜枚举。尽管由于研究方法和统计口径的不同，不同学者研究结论有所差异，但都得出了农业科技投入对农业经济增长具有显著贡献的结论，在此基础上强调加大农业科技投入的重要意义。
二、科技投入促进农业经济增长的实证分析
综观理论界多数研究成果，大多是通过静态实证分析的方法，得出农业科技投入对农业经济增长的重要贡献。笔者认为，增加农业科技投入、转变传统农业发展方式，无疑是促进农业经济增长的重要措施。但作为一个财力相对有限的发展中国家，现阶段我国政府对农业科技的投资能力是有限的。同时，农业科技投资本身具有投资额度大、回收周期长、风险高等特征，难以形成对社会资金的有效吸引。因此，在现阶段，增加农业科技投入是促进农业经济增长的必然选择，而优化农业科技资源配置是解决问题更重要、更有效的手段。为探讨农业科技投入对农业经济增长的影响，需要考察农业科技投入与农业GDP增长之间的动态关联性，笔者采用向量自回归模型，以1986—2011年我国农业科技投入与农业经济增长相关数据为基础，运用脉冲响应函数，分析了我国农业科技投入与农业经济增长之间的相关性。
(一)研究方法与数据说明
向量自回归模型(VAR)是基于数据的统计性质而构建的动态模型，它将系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，从而把单变量自回归模型推广到多元时间序列变量组成的“向量”自回归模型。目前国内存在少数关于我国农业科技投入对经济增长影响的实证研究，也存在极少数关于政府农业科技投入与农业经济增长关系的实证研究。从这些相关研究的实证分析的方法看，有的是直接对农业科技投入和农业总产值进行单整检验和协调检验，并利用格兰杰检验方法对其因果关系进行检验；有的研究则基于VAR模型对我国农业科技投入与农业经济增长关系进行实证检验。由于VAR模型是基于数据的统计性质而构建的动态模型，主要用于相关时间序列系统的预测和随机扰动对变量系统的动态影响，因而本文也采用VAR模型来研究农业科技投入与农业经济增长的动态关联性。与单一的基于VAR模型的分析不同，本文增加了协整检验和格兰杰因果关系检验两个步骤，可以在一定程度上说，这里的研究方法和相关步骤更为完善，因而所得出的结论也更为可靠。
笔者正是希望在构建VAR模型的基础上，通过脉冲响应函数来研究我国农业科技投入与农业经济增长之间的动态关系。在此，本文采用的数据是1986—2011年中国农业科技投入数据和农业GDP数据(见表1)。其中：“ASTT”表示“公共农业科技投入”、“AGDPR”表示“农业GDP”，作为我国农业经济增长的代表性指标。
(二)实证分析
1.单位根检验。
由于向量自回归模型要求系统中的变量具有平稳性特征，而脉冲响应函数的检验结果也严格依赖于误差向量满足白噪声序列向量假设，因而需要先对模型时间序列变量进行平稳性检验(彭水军等，2006)。本文利用协整检验(ADF检验)农业科技投入变量序列和农业GDP变量序列的水平值和一阶差分值，并运用SC准则来确定检验过程中的滞后阶数，其检验结果见表2。
由表2中检验结果可知，关于我国农业科技投入变量序列和农业GDP变量序列都是非平稳序列，但经过一阶差分后，序列不存在单位根，是平稳序列，即序列LASTT和LAGDP都是一阶单整序列。
2.协整检验与误差修正模型。
虽然时间序列LASTT和LAGDP都是非平稳的，但它们之间还是可能存在某种平稳的线性组合，而且这种线性组合反映的是变量之间存在的长期稳定关系，即协整关系。由前面对序列的单整检验可知，序列LASTT和LAGDP都是一阶单整序列，满足进行协整检验的前提条件。EG两步法在对两个时间序列存在唯一的协整关系时，是一种非常有效的协整检验法，因而我们可以利用EG两步法来对序列LASTT和LAGDP进行协整检验。利用最小二乘法估计序列LASTT和LAGDP的长期线性均衡关系可得：
式中，括号内的数据表示相应估计量的t统计值。上述回归分析结果显示，方程的拟合优度非常好，各项检验参数也比较显著，说明回归方程的统计性质较好。该回归方程的重要经济意义在于，自1986年以来，我国农业科技投入与农业经济增长之间存在显著的相关关系，农业科技投入对农业经济增长的弹性高达0.6823。然而，如果序列LASTT和LAGDP存在协整关系，那么其回归后的残差序列应该是平稳序列，对序列进行单位根检验可得：
ADF值为-2.3105，小于5%显著性水平下的临界值-1.9534，说明残差项不存在单位根，即为平稳序列。据此可以判断，我国农业GDP与农业科技投入之间存在唯一的协整关系。由于误差修正模型(ECM)既能反映时间序列之间的长期均衡关系，又能体现短期偏离长期均衡的修正机制，因而对我国农业经济增长与农业科技投入序列构建如(2)式所示的误差修正模型(ECM)，以进一步考察农业科技投入的资源配置效率及其对我国农业经济增长的影响。
(2)式误差修正模型的回归结果表明，其拟合优度一般，但DW值的大小令人满意，模型基本上反映了我国农业GDP与农业科技投入之间的关系。从模型结果来看，农业科技投入对农业经济增长的影响系数为0.0488，表明我国农业科技投入变动1%，农业经济增长相应地变动0.0488%，与(1)式得出的我国农业科技投入对农业经济增长的弹性高达0.6823相比，农业科技投入对农业经济增长的短期影响明显要小于其长期影响。
3.格兰杰因果关系检验。
协整检验结果表明，LAGDP与LASTT之间存在长期的均衡关系，但这并不能确定它们之间是否存在相互影响的因果关系，因而还需要进行因果关系检验。利用EViews6.0软件可得到LAGDP与LASTT之间的Granger因果关系检验结果(见表3)。
表3的检验结果表明，在5%的显著性水平上拒绝LASTT不是LAGDP的格兰杰原因，即认为LASTT是LAGDP的格兰杰原因；在1%的显著性水平上拒绝LAGDP不是LASTT的格兰杰原因，也就是说LAGDP是LASTT的格兰杰原因。
4.基于VAR模型的脉冲响应函数分析。
由于VAR模型具有良好而独特的动态结构性质，可以用于解释各种经济冲击对经济变量形成的影响，因而本文进一步利用脉冲响应函数来识别农业GDP变量或农业科技投入变量的一个随机扰动是如何通过模型来影响其他变量，进而最终反馈到自身上来的。本文基于表3中ADF检验结果中的平稳性序列而构建VAR模型，通过对比分析确定建立VAR(2)模型。图1是基于VAR(2)模型而形成的脉冲响应函数曲线，横坐标表示脉冲响应函数的追踪期，设定为10年；纵坐标表示一个变量对另一个变量的响应程度，图中的实线表示响应函数的计算值，虚线围成的区域代表两倍标准差的置信带。
这里主要考察LAGDP对LASTT的响应情况和响应路径以及LASTT对LAGDP的响应情况和响应路径。首先来看农业科技投入对农业GDP的响应情况和响应路径。从图1中不难发现：农业科技投入对于农业GDP一个标准新息的扰动的响应，一开始影响不大，且是正向响应，但此后9年多，一直为负向响应，而且前6年的负响应呈现缓慢加剧之势，而从第7年开始负响应趋于稳定。这说明，在短期内农业GDP的增长对于农业科技投入具有正向影响作用，但此后的影响都是负向的。图1还显示，农业科技投入对于农业GDP具有持续的正向影响作用，虽然在极短的时间内难以发觉这种正向影响，但从相对较长的时间段来看，这种比较稳定的正向影响的持续时间较长，说明农业科技投入对农业GDP的正向拉动影响不仅在短期内客观存在，而且在长期内更为显著和稳定。
三、基本结论与对策建议
协整检验结果表明，尽管我国农业科技投入变量序列和农业GDP变量序列都是非平稳序列，但两者之间存在某种长期稳定的协整关系。对我国农业科技投入和农业GDP之间的回归分析结果表明，两者具有显著的相关性：农业科技投入对农业经济增长的弹性高达0.6823，论证了农业科技投入与农业GDP之间存在唯一的协整关系。本文分析得出的农业科技投入对经济增长的弹性数据，与DenisonE.F.(1974)计算的美国1929—1969年农业技术进步贡献率(30.9%)、朱希刚(1997)计算的“九五”期间(1996—2000年)农业科技贡献率(42.11%)、王桂荣(2003)计算的20世纪90年代种植业科技贡献率(38.4%)相比，明显偏高。笔者认为，造成这一差异的主要原因可能与样本数据选取时期有关：农业科技投入具有累积效应，投入时间越长、投入绩效越显著。上述学者所采用的数据较早，而本文所采用的是1986—2011年的最新数据。进一步的误差修正模型分析得出，农业科技投入对农业经济增长的影响系数为0.0488，与回归分析中得出的我国农业科技投入对农业经济增长的弹性高达0.6823相比，农业科技投入对农业经济增长的短期影响明显要小于其长期影响。格兰杰因果关系检验结果表明，我国农业科技投入是农业经济增长的格兰杰原因，而农业经济增长也会对农业科技投入产生影响，两者之间存在双向影响的格兰杰因果关系。基于VAR模型的脉冲响应函数分析表明，农业科技投入对于农业GDP具有持续的正向影响作用，虽然在极短的时间内难以发觉这种正向影响，但从相对较长的时间段来看，这种比较稳定的正向影响的持续时间较长，说明农业科技投入对农业GDP的正向拉动影响不仅在短期内客观存在，而且在长期内更为显著和稳定。显而易见，这一结论支持了协整检验和格兰杰因果关系检验的实证结果，说明我国农业GDP增长与农业科技投入之间存在紧密的长期关系，但在短期内农业科技投入对于农业GDP增长的作用不大，这可能意味着短期内农业科技资源配置效率低下，限制了农业科技投入对农业GDP增长作用的充分发挥。即使从长期来看，农业GDP的增长也是边际递减的，说明单方面增加农业科技投入，对农业经济增长的促进作用是有限的。优化农业科技资源配置，比片面增加农业科技投入具有更加重要的意义。
农业投资论文范文第15篇
【关键词】农村；人力资本投资；研究述评
一、国外研究现状
（1）关于劳动力（人力资源）市场结构的研究
以亚当·斯密为代表古典经济学派在市场竞争前提下研究劳动力市场，强调市场机制和市场性因素在决定劳动力资源配置方面的作用。然而，约翰·穆勒和凯恩斯，他们曾公开反对亚当·斯密关于劳动力市场具有竞争性质的学说，而倾向于认为劳动力市场具有非竞争性。20世纪60年代，P.Doeringer和M.Piore提出了二元人力资源市场理论，将人力资源市场划分为两个级别，强调人力资源市场的分割性，强调制度和社会因素对劳动报酬和就业的重要影响，标志着劳动力市场分割理论的形成。
（2）关于发展中国家农村剩余劳动力流动规律的研究
刘易斯（1954）认为发展中国家存在二元结构，即农业为主的传统部门和以工业为主的现代部门，并且，提出了著名的发展中国家人口流动模式，并且将劳动力转移与经济发展紧密结合。1961年，拉尼斯和费汉发表了《一个经济发展理论》，论证了农村剩余劳动力转移对工业部门发展的作用，以及农业与工业均衡发展的关系。
（3）关于农业现代化理论的研究
美国著名经济学家舒尔茨在1964年发表的《改造传统农业》一书认为，发展中国家的经济成长，有赖于农业的迅速稳定增长，而传统农业不具备迅速稳定增长的能力，出路在于把传统农业发行为现代农业，即实现农业现代化。改造传统农业的关键是要引进新的农业生产要素，这些要素可以使农业收入增加，从而使农业成为经济增长的源泉。引进现代生产要素来改造传统农业的有效方法之一就是对农民进行人力资本投资。
二、国外研究现状
（1）关于农业现代化问题的研究
我国20世纪50年代起，关注农业现代化问题的研究，对农业现代化的概念提出了各种不同的表述和设想。学者们的研究集中于以下几个方面：①含义、特征与标准（李周等，1990；《中国农业经济学编写组》，1984；章宗礼，1980；李果仁，1992；范晋明，1997）；现代农业是相对于传统农业而言的，人们对现代农业特征的认识因时而变，与现代化的概念一样，也是一个动态变化过程。②农业现代化与工业化、城镇化的关系（周战强，乔志敏，2012）。③战略措施。（王广斌等，2002）。
（2）关地农业现代化进程中劳动力市场特征的研究
国内学者普遍认为，我国城镇化进程中，劳动力市场具有典型的非竞争性。具有代表性的有：“三元结构说”（朱镜德1999）；“二元结构说”（蔡昉等2000、2003、2005）；和“四元结构说”（朱农2005）。李建民（2002）认为随着改革开放的不断深化，劳动力市场分割的特征也有所不同。
（3）关于农村人力资本投资的研究
①关于农村人力资本投资与农村经济增长、农民收入分配关系的研究。国内关于人力资本与经济增长关系的研究文献大部分是从教育投资、人力资本投资的收入效应与溢出效应、人力资本投资的生产功能等方面进行论证。（蔡坊，2005）（邹薇，2006）、（李伟，2001）和（李谷成，2006）。
②关于农村人力资本投资与农村剩余劳动力转移关系的研究。腾建华（2004）、程伟（2006）认为农村劳动力就业非农化是农业现代化的必然趋势。但是由于农村人力资本投入偏低，造成农村劳动力素质普遍较低，严重制约了农村劳动力向非农产业和城市的转移和就业，而制约农业剩余劳动力转移的根本在于农村教育的滞后所导致的劳动力素质低下。
③关于农村人力资本投资路径的研究。目前我国农村人力资本投资形式单调，人力资本存量偏低（张藕香，2006）。与这些发达国家相比，我国农村劳动力的职业教育还有非常大的发展空间，需要进一步发展职业教育，完善投资形式。（白菊红，2004；罗明忠，2006）。
三、理论评价与启示
综上所述，国内外学者的研究早已分别证明了人力资本投资在农村经济发展的重要作用。但是，关于农村人力资本投资的研究，一直以来都是从单纯的产业发展视角进行研究，没有将其置于具体的区域经济发展战略和产业发展战略之下进行考察。以往的政策实施，从三次产业的角度，过分强调工业和服务业的发展，强调工业和服务业发展对农业的促进作用，忽视了农业自身的发展规律；从城乡发展关系的角度，过分强调城市发展对农村发展的带动作用，忽视了农村自身的发展活力。从具体的政策执行上，倾向于通过“提高农业机械化水平、改善农村基础设施水平”等非人力资本要素的开发来促进农业的发展，忽视了对农业发展中人力资本的开发和利用。然而，人力资本是经济增长与发展的决定性要素。从人力资本投资的角度研究农业现代化问题具有重要的理论意义。因此，从实践上，应探索一条通过增加农村人力投资存量、优化农村人力资本投资形式的新途径，以激发农村经济增长活力，充分发挥农村人力资本要素在农业现代化中的积极作用，从一定程度上缩小城乡差距，促进农业现代化与城市化的和谐发展。
参考文献：
[1]西奥多·W.舒尔茨.改选传统农业[M].商务印书馆，1987.
[2]西奥多·W.舒尔茨.论人力资本投资[M].经济科学出版社，1990.
[3]蔡昉.农村剩余劳动力流动的制度分析——解释流动与差距同时扩大的悖论[J].经济学动态，2005（1）.
[4]张藕香.我国农村人力资本存量地区差异的成因及对策[J].中国农业大学学报（社会科学版），2006（4）.
[5]白菊红.农村家庭户主人力资本存量与家庭收入关系实证分析[J].西北农林科技大学学报（社会科学版），2004（5）.
[6]李谷成.教育、健康与农民收入增长——来自转型期湖北省农村的证据[J].中国农村经济，2006（1）.
[7]腾建华.农村人力资本投资与农村劳动力流动的相关性分析[J].农业技术经济，2004（4）.
[8]邹薇.农村地区收入差异与人力资本积累[J].中国社会科学，2006（2）.
[9]雅各布·明尔.人力资本研究[M].中国经济出版社，2001.
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