农业投资论文篇（1）

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。

农业投资论文篇（2）

中图分类号：F3文献标识码：A文章编号：1672-3198（2008）10-0256-02

1湖北农业投资的动态分析

一般而言,农业投资主体包括:政府、集体合作组织、农户、金融机构、大中型企业和外商。对经济欠发达的湖北而言,政府的投入主要是财政农业支出；集体合作组织的投入主要是农村集体固定资产投资；农户的投入包括农户固定资产投资和农户家庭经营费用支出(简单再生产投入)；金融机构对农业的信贷投入,主要是指农业银行、农业发展银行和农村信用社对农业的贷款。

1.1政府财政投入的变化

财政用于农业的支出总额在不断增加,但所占比重却呈下降趋势(见表1)。从总量上看,1991-2005年间,财政对农业的支出以平均每年大约14%的速度递增,大多数年份在绝对数上都有所增加,其中仅有1992年的财政支农支出为负增长。而且财政支农资金年度间增长幅度差不多,从1994-2002年间财政支农支出的比重连年下降，从2003年开始又有所回升，看来从2003年开始政府又开始加大对农业的投入，更加关注农民问题。

总体而言，财政对农业的投入力度不够且不稳定，还应该进一步加大投入，以增加农民收入。

1.2农村集体和农户投入的变化

(1)从农村固定资产的投入变化看(见表2)，1991-2000年间，农村集体固定资产投资总体在逐年增加，2003-2005年间一直下降，其中2005年降到了26.55亿元，比2004年下降了59.52%。农户固定资产投资在逐年增加,1991年为24.47亿元,2005年达到了135.95亿元。看来,各年的农户固定资产投资数额基本均高于当年农村集体的固定资产投资,其中1991、1992、1995、2000和2005年农户固定资产投资分别是当年农村集体固定资产投资的2.2、2.6、1.3、1.1和5.1倍,说明农户是农村固定资产主要投资主体。

（2）从农户简单再生产投入情况看(见表2),1991-1996年湖北农户简单再生产投入是逐年增加的,保持着较高的增长率,年均增长率为18.5%，1997-2000年呈逐年减少趋势,2001年后又开始逐年的增加。而从1991-2005年这15年间,农户简单再生产投入的年均增长率为10%,说明2001年以后,虽然投资总量的整体趋势在增加,但增速却比较缓慢。这说明农户对家庭经营投资的兴趣下降,农户的资金投向多元化。

1.3从农业比较投资率的角度来分析其变化趋势

农业比较投资率,是指农业固定资产投资占全社会固定资产投资的比重,与农业总产值占国民生产总值的比重之比率。由主要年份农民收入情况以及表3可以看出,2001-2004年间,农业比较投资率均在0.5以下,而且还有下降的趋势,这与世界农业的一般规律(在工业化中期,农业比较投资率的值应接近或超过1)的差距很大,说明湖北农业投资相当不足。

2农民人均纯收入增长与GDP增长的对比分析

由表4可知,在未扣除物价因素情况下,“七五”、“九五”及“十五”时期,各个时期农民人均纯收入年均增长率均低于GDP的年均增长率,1981-2005年20多年间农民人均纯收入年均增长率低于GDP年均增长率约4个百分点。这说明了农民收入的增长一直滞后于经济发展的速度。

3农业投资与农民收入间的相关性分析

3.1农业投资与农民收入间的变动关系

由表5可知,湖北农业投资总体呈上升趋势,由1990的189.03亿元上升到2003年的1114.07亿元,年均增长率为13.5%；而同期农民人均纯收入也从539.16上升到2499.33元,年均增长率为11.6%。这说明了随着农业投资的增加,农民人均纯收入也随之增加。但收入的增长速度却低于投资的增速,这一点可以由图1看出,收入曲线比投资曲线显得更为平缓。

通过运用统计分析软件SPSS13.0对农民人均收入与财政农业投资、农村集体固定资产投资、农户固定资产投资、农户简单再生产投入和农业贷款间进行相关分析,结果显示:农户人均纯收入与上述投资的相关系数分别为:0.728,0.677,0.979,0.858和0.893,经统计检验均达到0.0l的显著水平。这表明农民人均纯收入与财政农业支出、农村集体固定资产投资、农户投资和农业贷款均有极大的关联性。下面再对其进行回归模型的设定,以确定各投资主体的农业投资对农民收入增长的具体影响大小。

3.2回归模型分析

根据可获得的数据,运用E-views3.1计量经济分析软件,对1991-2005年湖北省农业投资与农民人均收入的关系运用C-D生产函数进行回归分析。

Y=Axα1xβ2xγο3x4

其中:Y为人均纯收入(元)；x1为财政农业支出；x2农村集体固定资产投资；x3为农户对农业的总投资；x4为农业贷款额。YCX1X2X3X4

回归结果如下表6。

YCX1X2X3X4

表6农民收入增长影响因素回归分析结果

解释变量系数t-Statistic值

常数项30.6691.264

财政农业支出(x1)55.1874.492

农村集体固定资产投资(x2)7.5752.889

农户总投资(x3)13.7104.593

农业贷款(x4)3.6282.764

调整后的R^20.987

F-statistic193.020

从以上的回归结果可以看出,该模型调整后的拟合优度为98.7%,通过99%显著水平的F检验,且各投入项的回归系数分别通过了95%的T检验,表明其模型整体的拟合优度较好。分析表明:农业投资的各主体财政支农、农村集体和农户投资及农业贷款,对农民人均收入的弹性系数均为正值,说明农民人均收入随着这四项投资的增加而增加。具体而言,每增加1%的财政支农资金,农民人均收入将增加55.19%;每增加1%农村集体固定资产的投资,农民人均收入将会增加7.57%;每增加1%的农户的投资,农民人均收入将会增加13.71%;每增加1%农业贷款的投资,农民人均收入将会增加3.63%。同时可以看出,在农业投资的各个主体中,农户投入的增加对农民人均收入的贡献最大,其次为农村集体固定资产的投资和财政资金投资;农业贷款的投资对农民人均收入增长的贡献位居最后。由此可见,要增加农业的总产值,就要加大对农业的投入力度,尤其是鼓励农户和农村集体对农业生产的投资,同时要稳定财政对农业的投资。

4结论与建议

对湖北省农业投资与农民收入的实证分析表明:一定数量的资金投入是农业发展、农民增收的重要前提和保障。提高农民收人的有效途径之一是增加国家、集体和农户对农业的投入。资金投入在很大程度上决定农业发展和农民增收状况,在目前农业结构调整和农业发展急需资金条件下,应千方百计增加农业投资。

参考文献

［1］杨明洪.农业增长方式转换机制论［M］.成都：西南财经大学出版社,2003，(1).

农业投资论文篇（3）

根据经济增长理论，农业经济的增长来源于生产要素的投入和农业生产率的提高。随着技术的进步，农业生产率提高对农业增长的贡献越来越大，但对于处在转型期的发展中国家来说，依靠要素的投入来实现农业经济的增长仍然占很大比重，同时也是主要途径；对于劳动力无限供给的发展中国家来说，短缺资本的投入显然是非常有效的。目前，中国农业的资本投入渠道除了政府以外还有农户和其他私人社会资本。政府对农业投资的理论基础是农业具有准公共物品的性质。显然，农户和其他私人资本的投入对农业增长的作用同样是不可忽略的，但本文只研究政府农业投资中，投资规模、投资结构的状况以及与农业增长的关系。通过对中国转型期(本文指1978年以来，尤其指1990年代以来)农业GDP数据和政府农业投资的规模、结构状况数据的相关性分析，发现政府农业投资规模对农业增长有极强的正相关作用，而且不同的投资结构所产生的边际产量不同，所以改善农业投资结构也能对农业增长产生正的影响。研究表明，地方政府农业投资也对地方农业增长有重大作用，这种作用是十分重要的。研究结果提示我们，导致我国政府农业投资不足和结构不合理的根源在于我国现行的公共财政体制存在缺陷，因此必须从公共财政体制改革和农业投融资体制改革的高度来进行政府农业投资规模扩大和结构优化调整。

1.转型期农业增长与政府农业投资规模变动分析[2]

中国农业经济的转型期可定义为1978年以来至今的农村经济改革期。自此，中国农业经济开始了由计划经济向市场经济全面迈进的步伐。这个阶段也是中国政府农业投资的重要转折期。与此相伴，中国农业GDP、农业增加值在这个时期以后也发生了巨大变动。农业经济发展水平和政府农业投资规模都空前增长。

1.1转型期中国政府农业投资的规模变动与农业增长水平变化

农业投资规模是指各个年份或各个时期农业投资的总量。按照本文的统计口径(中口径)，我国农业投资规模在各个五年计划期是不同的，总的趋势是增长的，尤其从“七五”开始，我国农业投资力度明显加快，其累计投资额是“六五”时期的两倍还多，“八五”、“九五”也是成倍增长(见表1[3])。

*

资料来源：转引自陈锡文.中国农村公共财政制度：理论、政策、实证研究，北京，中国发展出版社，2005年，第116页。

如果将政府农业投资与农业经济增长情况联系起来，并使用逐年的时间序列数据，可以发现，自1978年以来，无论是农业GDP还是农业增加值，其总的趋势也是增长的，虽然个别年度间存在着波动。尤其在近期，这两个指标的增速开始加快，增幅明显。(均以当年价格计算，未转换为可比价格)。将农业GDP、农业增加值及政府农业投资的变动趋势画在一张图上，如图1所示[4]。

图1（）略

自1978年以来，我国政府农业投资的增长曲线比较陡峭，证明增速很快。农业GDP、农业增加值也呈现出相同的增长趋势，即先缓慢、平稳增长，后急速增长。如果将我国政府农业投资占财政支出比重和我国政府农业投资占农业GDP的比重计算出来，发现后者较低，见表2。

*

资料来源：国家统计局，《2004年中国农村统计年鉴》，北京，中国统计出版社，2004年。

我国政府农业投资占农业GDP比重平均在5％～6％左右，但在美国、加拿大、英国、澳大利亚等农业发达国家中，政府对农业提供的财政支持相当于农业本身GDP的25％以上，日本、以色列等国甚至更高(45％～95％)，即使在印度这样的发展中国家，国家财政支农支出占农业GDP的比重也达到了10％。(当然，我们这里所说政府农业投资与政府对农业的财政支持口径不完全一致，但基本上反映了我国政府对农业支持的力度)。在我国，虽然财政的总体实力有限，财政支农支出仅占农业GDP的5％～6％，但农业支出占财政总支出的份额维持着相对较高的水平，近10年来，大体在8％～10％之间。建国以来，国家财政用于农业的支出总额，1950年为27.4亿元(当年价格，后同)，1960年增长到90.52亿元，1970年曾降到49.4亿元，1980年为149.95亿元，1990年增长到307.84亿元，1998年已达1147亿元(这一年的数字包括当年增发国债用于农业方面的支出)，增长速度还是相当高的。特别是1978～1998年间财政支农投入年平均增幅达到11.4％[5]。所以，从投资规模上来看，我国政府农业投资逐年增长，对农业经济的增长起到了不可替代的作用。

1.2中国农业增长与政府农业投资规模的关系分析

运用计量经济学实证分析方法，对1978年以来的我国农业GDP和农业财政投资的变动进行相关分析，发现两者间具有很强的正相关性。假定两者间存在一元线性关系，以农业GDP为因变量(用Y表示)，政府农业财政投资为自变量(用X表示)，在有限观测数据下进行拟合，可得出以下一元线性回归模型：

Y=2955.47+17.71X

(2.27)(11.18)

可决系数R[2]=0.87，调整可决系数为R[2]=0.86，F值为124.95，回归方程总体显著性检验通过，拟合程度较好。该模型说明，每增加1亿元的财政农业投资，我国的农业总产值就会增加17.71亿元。可见，增加政府农业财政投资对农业经济增长的作用是极其显著的。当然，这一结论并不否认其他生产要素(诸如劳动力、土地、技术、制度等)在农业增长中的重大作用，每一要素在农业增长中的贡献率也不相同，本文暂不讨论。

1.3地方政府对农业的投资与地方农业增长

以上分析了中央政府对农业的投资情况，由于我国自1994年以来一直实行分税制，这种体制对地方政府农业投资的影响是很明显的。地方政府投资的数额、方向、结构、目标与中央政府有很大的不同。在中央财政农业投资中，很多情况下要求地方政府进行配套，但在实施过程中往往有的地方政府能做到，有的地方政府做不到。原因可能多种多样，但地方财力的大小起着决定性作用。这就导致我国各个地方政府农业投资有很大的差距。这种投资的差距是不是也已经成为各地区间农业增长差距的一个极其关键的原因呢？这成为我们分析的重点。

这里我们仅仅选用两个省份进行对比，即选用经济发达省份江苏省与一般省份河南省为研究对象来观察政府投资与当地农业增长的关系，以及地方农业差距产生的部分原因(显然，各地区农业经济增长产生差距的原因不仅仅于此，其他原因本文暂不述及)。

1.3.1地区农业增长与地方政府农业投资之间的关系

首先分析各省农业增长与农业投资之间的关系(选用1978年至2001年的数据，江苏省数据来源于《2002年江苏统计年鉴》(电子版)[6]，河南省数据来自《2003年河南农村统计年鉴》[7])，发现无论是发达省份还是一般省份，其农业增长和农业投资的变动趋势与全国的变动趋势一致，即先缓慢增长，后快速增长。采用同样的分析方法对两者间的关系进行分析，如果模型中用Y[，j]表示江苏省农业GDP，X[，j]表示江苏省政府农业投资，Y[，h]表示河南省农业GDP，X[，h]表示河南省政府投资，设定模型y=a+bx+ε，ε为随机扰动项，在有限观测值条件下可分别得到如下一元线性回归拟合模型：

江苏省的数据计算结果为：Y[，j]=235.514+39.84X[，j]

(1.527)(7.140)

R[2]=0.80，调整后的R[2]=0.78，F=50.99，方程总体性检验通过。该模型表明，江苏省政府每增加1亿元的农业投资，可得到39.84亿元的农业GDP增长。

河南省的数据计算结果为：Y[，h]=-208.95+72.75X[，h]

(-4.02)(21.32)

R[2]=0.96，调整后的R[2]=0.95，方程总体性检验通过。此模型的经济含义为河南省政府每增加1亿元的农业投资，则可以产生72.75亿元的农业GDP增长。两个省份的政府农业投资对农业的增长作用都是很明显的，不过两省的投资力度不同，农业GDP的增长幅度也不同。见图2：

图2（略）

资料来源：河南省统计局，《2003年河南农村统计年鉴》，北京，中国统计出版社2003年。江苏省统计局，《2002江苏统计年鉴》，/sjzl/tjnj/2002/nj13/nj1302.htm。一部分数据经过计算整理。

1.3.2地区差距与政府农业投资的关系

除个别年份外(1985年、1990年、1991年、1992年)，江苏省政府农业投资均大于河南省农业政府投资，而且这种投资差距越来越大。那么，两省的农业GDP变化是否呈现出同样的差距呢？为了消除两省间由于巨大的农业人口差额而形成的误差，在这里选用农业人口人均农业GDP进行比较。从图中结果很容易地看出，两省在农业增长方面的差距竟然与两省在农业投资方面的差距变动很一致。可见政府农业投资是中国农业增长的充分条件，也成为地区农业增长差距产生的充分条件。如果不改善地方政府农业投资的状况，这种差距将会继续存在，也可能会导致差距继续发散而形不成收敛的态势。

2.中国农业政府投资的使用方向和结构变动与农业增长

农业投资对农业经济增长的作用不但表现在数量规模上，也表现在投资方向和投资结构上。所谓的投资方向和结构指投资的资金使用去向及所形成的不同投资项目构成。我国农业投资主要由农业基本建设支出、农业科技三项费用、支援农村生产支出和农村水利气象等部门的事业费和其他费用这几部分构成。农业基本建设支出主要用于公路建设、农业水利设施等的建设以及农业综合开发。农业基础设施可以有效地降低自然环境给农业生产带来的风险和不确定性，改进投入与产出的质量，降低农户的生产成本，增加农业产出。农业科技三项费用投资形成的农业科研成果可降低农业生产成本，增加农业产出。支援农村生产支出和农村水利气象等部门的事业费中，支援农村生产支出主要通过转移支付补贴农户，降低其生产成本，调动农民农业生产的积极性，增加农业产出；农业事业费支撑农业事业单位的运转，并通过农业事业单位提供的各项服务，扩大农户生产及交易的规模，减少农户生产成本和交易成本，增加农业产出[8](39)。

有关统计资料显示，各项支出中，农业科技三项费用、农业基本建设支出比重、其他支出比重逐渐降低，而支援农村生产支出和农林水利气象等部门的事业费在90年代中前期快速增长，90年代后期有所趋缓，进入2000年后又开始增长，并占据着财政农业支出的绝对比重[9]。见表3。

*

资料来源：国家统计局，中国农村统计年鉴2004，北京，中国统计出版社，2004年，第81页，计算整理

表3中，由于资料所限，项目的分类比较粗，比如未能将支援农业生产支出与事业费分开，基建支出也很粗略，这与我国农业投资方面的统计口径各不相同有很大的关系，这里是按本文开头所定义的农业支出中口径来计算和划分的。上表也充分说明了我国政府农业投资的使用方向特征十分明显，即农业投资中的主体部分投向了农业事业费、支援农业生产支出和农业基本建设，这几项所占比重超过了按这一口径计算的90％，投向农业科技(农业科技三项费用只是农业科研投资的一部分，不是全部)和其他方面的项目很少。农业基本建设中，主要投向了大中型水利建设。有观点认为，不同的投资项目对农业增长与发展所起的作用是不同的，朱晶曾就中国6个农区的农业科研公共投资与3种主要粮食作物产量增长之间的关系进行实证分析[10]，研究结果表明，农业科研公共投资对各种作物单位面积产量具有明显的正效应；钱克明[11]研究了农业产值增长与公共教育投入、公共基础设施投入、公共科研投入、农牧户自身投资之间的关系，研究结果表明，农业科技投入的边际回报率最高，农村教育投资和农村基础设施投资的边际回报率次之，农牧户自身投资的边际回报率最低。李焕彰、钱忠好的一项研究结果[8](40)表明，中国财政支农支出项目中边际产出效应高低的次序为：科技三项费用最高，基本建设支出次之，生产性支出和事业费最差；而现行财政支农支出比重由高到低的序列为：生产性支出和事业费比重最高，基本建设支出比重次之，科技三项费比重最低。现行财政支农支出政策与投资结构效应方面出现了较大的偏差，效应小的投资过多，效应大的反而投资过少。

3.简短结论

在我国农业投资中，一个很明显的特征是社会和私人投资不足，政府农业投资在整个农业投资中占有极其重要的地位，又由于农业在某些方面的准公共品性质，政府对农业进行投资和扶持是WTO框架下公共财政体系的重要内容。本文的研究表明，我国财政支农体制中存在的问题主要表现在：投资规模与国外相比，比重仍然偏低，虽然纵向比较中一直保持增长势头；投资结构与方向不合理，投资效应与投资方向错位；地方政府农业投资的差异性很大，并且也直接影响了地方农业经济的发展。因此建议，在公共财政方面应该做到：在中国财政支农资源极为有限的条件下，大幅度增加农业科技投入；适度增加农业基础设施投入，加强农业基础设施建设；根据需要确定农业事业费支出，保持原有规模不变甚至有所压缩；调整财政支农支出结构的方向和目标；构建促进地方政府投资农业的动力机制，以避免地区差距拉大。总的原则是不但要加强农业的支持力度和投入规模，还要优化投资结构。

【参考文献】

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[2]李芝兰.我国农业增长中的政府投资影响[J].财经科学，2006，3：75-79.

[3]陈锡文.中国农村公共财政制度：理论、政策、实证研究[M].北京：中国发展出版社，2005：116.

[4]国家统计局.2004中国农村统计年鉴[M].北京：中国统计出版社，2004：81-98.

[5]张元红.财政政策与中国农业的周期性波动[J].中国农村观察，2000，4：2-9.

[6]河南省统计局.2003年河南农村统计年鉴[M]内部出版物，2003：55，171.

[7]江苏省统计局.2002江苏统计年鉴.[EB/OL]./sjzl/tjnj/2002/nj13/nj1302.htm.

[8]李焕彰，钱忠好.财政支农政策与中国农业增长：因果与结构分析[J].中国农村经济，2004，8：38-43.

农业投资论文篇（4）

 

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

农业投资论文篇（5）

我县工厂化农业的技术路线特点可以总结为“低投入、低耗能”，而非理想的“高投高产模式”，这种体系的形成主要可以归结于经济能力的制约和科技含量的欠缺。以温室模块为例，在与国家制定的生产标准进行比对中，其温室在实际的结构上相对粗糙，为总体条件的可操控性提高了一定的复杂程度；而选择栽培的作物种类也并非适应温室种植的特殊良种，温室的硬件设施条件价值作物选种方面欠缺最终决定了质量以及产量水平不能达到国家所订立的最高标准，更难说与国际水平做出比较。总而言之，我县的设施农业在栽培技术、网络控制技术以及温室调节技术等方面都滞留在较低的层次，有待进一步的提高。

1.2投资不足，配套水平低下

尽管设施农业对于提高产值等方面能够起到积极正面的作用，但是出于资金缺口、技术支持薄弱等原因，多数农户仍旧没有能力投资这类高效的新兴农业。因此，设施农业在叶城县的营运还处于初步发展时期，农业配套程度占有的比率并未得到全面的提高，劳动力在生产中依旧占有较高的比重，而有限的农业机械包涵的机器类型单一，并不能全面适应各技术模块所提出的技术要求。例如，大棚种植尚未匹配到适合的器械，农户的劳作成分在设施农业中占有比例过大，这成为叶城县设施农业推广的阻碍之一。

1.3运营管理水平有待提高

成功的设施农业应当是一个软硬件一体化，硬件设施支持结构、软件技术主导运营的高技术、市场化的有机结合体。合理的设施农业构件步骤应当包括两大步骤，首先是硬件方面设施打造的普遍，其次是产销循环促进，结合企业市场的良性运行。但是，就我县目前经验管理主导的情况而言，设施农业的规模尚未发展好，拳头产品也未打造出，就算有能力引导简称多元的投资体制实现硬件方面的全面更新，想要短时间内提高运营管理的水平也是相当困难的。除此之外，运营管理成本高、资源浪费现象控制无效、设施结果不完善、温室引进过于盲目等问题在本县设施农业的建设道路上都是等待解决的重要难题。

农业投资论文篇（6）

陕西要因地制宜，在农业科技创新的信贷投资中把握重点。一是根据种、养、加、储、运、销等农业产业链及各个环节不同类型农业科研与农业科技创新主体的融资需求，有针对性、多元化、多层次地开发与创新相应的金融产品和服务方式。二是积极探索适合农业科技产业项目的多种贷款模式。鼓励商业银行探索联保联贷等方式提供金融支持，降低信贷风险。三是建立符合监管要求的灵活的差别化的利率定价机制，为农业科技创新主体尤其是农业科技中小企业提供优惠贷款。需特别强调的是，作为农业竞争力和农民人均收入在全国均处于劣势、金融体系欠发达的省份，陕西应特别重视本省迅猛发展的农村合作机构、新型农村金融机构的信贷配置作用的发挥。据陕西银监局资料，2011年陕西有农村合作机构(含农村信用社、农村合作银行及农村商业银行)2937个，从业人数23984人，资产总额3734亿元，法人机构107个；新型农村金融机构（包括村镇银行、贷款公司和农村资金互助社三类机构）9个，从业人数154人，资产总额12亿元，法人机构7个；农村互助资金组织1450个，覆盖率达5.31%，在西部仅次于宁夏和重庆。中国人民银行调查统计司小额贷款公司数据统计报告，截至2012年3月底，陕西小额贷款公司机构数量4878家，从业人员53501人，实收资本3871.37亿元，贷款余额达4447.25亿元。陕西应全面培育农村合作银行、村镇银行、小额贷款公司、互助资金会等新型金融机构，开展多样化的农业科技创新与应用方面的小额信贷和联户贷款业务，解决农户采用农业科技的资金需求。

建立科技创新投资的产、学、研、园利益联动机制

鼓励涉农企业、农业院校、科研院所、农业科技园区等建立长期稳定的合作关系，满足农业科技新产品开发、技术改造、创新人才培养等不同需求，形成“优势互补、利益共享、风险共担、共同发展”的利益联动机制，充分发挥企业在技术创新中的主体作用，科研院所的基础与引领作用，农业科技园区对科技创新的平台作用、科技成果全程式跟踪评价和示范带动效应，形成科技创新的合力，整体提高农业科技创新能力。陕西的农业企业整体实力及在农业科技创新投资中的主体作用较弱，尤其是在国内上市的农业类企业偏少，通过证券市场进行农业科技融资的企业少。陕西要重视对涉农企业科技证券化融资的培育，鼓励企业加大农业科技创新投融资规模。处于种子期、创建期的农业科技企业尤其要吸引风险投资基金的投入，成长期和成熟型的农业科技企业要设法拓宽银行贷款、上市融资等渠道。不仅如此，陕西应从自身的实际出发，大力扶持小型微型民营科技企业发展。通过星火计划、科技惠民计划、科技型中小企业技术创新基金、科技富民强县专项活动等扶持并激发小型微型民营科技企业的技术创新活力。“十一五”期间中国省域综合竞争力发展报告显示，陕西科技综合竞争力在全国处于中上水平。陕西农林科研院所具有巨大潜力，杨凌部级农业高新技术产业示范区为农业科技创新提供了优势平台，陕西应利用这一良好的基础条件和生态环境，建立科技创新投资的产学研园联盟，以市场机遇和经济效益为驱动力，形成利益联结与制衡机制，互动互助，相辅相成，推动农业科技创新迈向新台阶。

建立对农户科技创新投资的引导与激励机制

农业投资论文篇（7）

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。

农业投资论文篇（8）

 

农业的重要性及其特殊性决定了政府必须对农业予以支持与保护，财政对农业投入是建设现代农业、强化农业基础的迫切需要,财政投入对农业的发展具有长期深远影响。本文立足围绕赤壁市财政支农投入现状，着眼于全市财政支农投入规模和结构的现实分析，就建立完善财政支农投入稳定增长机制，提高支农投入的资金使用效率进行相关分析与思考。

一、对赤壁市财政支农投入规模的基本判断

我们可以通过财政支农投入比例的纵向变化以及与周边相关县(市、区)的横向比较，来判断赤壁市财政支农投入规模的情况。

1、从纵向比较，赤壁市财政支农资金的投入总量呈上升之势。近些年，赤壁市财政部门努力加大支农力度,农村面貌正在发生翻天覆地的变化，农业经济得到了较大发展,农民人均收入逐年递增。“九五”、“十五”时期以及2008年、2009年至今，全市财政支农投入呈增长之势。预算内财政支农投入占财政总支出的比例从“九五”期间的5.3％增加到2010年的10.7％，农投入绝对值从“九五”期间的924万元增加到2010年18026万元，支农投入增长率从2008年的12.4%提高到2010年度的24.1%。所以，从“九五”、“十五”和2008年至2010年预算内财政支农投入占财政总支出比重与预算内支农支出比上年的增长率两个指标来看，赤壁市的财政支农投入处于逐年递增的态势。

2、从横向与其他周边县（市、区）比，赤壁市预算内支农支出占财政总支出的比重偏小。我们选择了周边具有较强可比性的咸安、崇阳、通城、通山四县（市、区），进行了支农投入规模的横向比较。以2007～2010年四年为例，这四年赤壁市预算内支农投入占财政总支出的比重分别为10.2％、10.4％、10.6％和11.5%农业论文农业论文农业论文，而四县（市、区）平均比重达到了12.2%、12.5%、12.2%和12.8%。由此可见，赤壁市预算内支农投入的规模偏小。

3、从财政支农投入倾斜指数判断，赤壁市农业仍处在贡献地位。财政支农投入倾斜指数＝（财政支农投入/财政总支出）/（农业生产总值/国民生产总值）是衡量财政支农投入和农业产值贡献程度的一项重要指标，如果财政支农投入倾斜指数越高，说明农业获得的财政投入支持越大。倾斜指数为1，表明农业获得了与农业产值地位平等的财政支持度。根据上述公式计算，赤壁市2006～2010年五年财政支农投入倾斜指数分别为0.53、0.57、0.63、0.64和0.69。财政支农投入倾斜指数呈逐年上升的变化，首先表明了政府对三农的支持力度在进一步加强，其次表明了赤壁市的农业经济还没有获得与其在国民经济中贡献相等的地位，仍处在贡献地位，工业反哺农业、城市支持农村的任务还任重而道远。

通过对赤壁市支农投入规模的横向和纵向比较，以及近几年的财政支农投入倾斜指数变化，表明赤壁市的财政支农投入规模和投入能力处在一个稳步上升的阶段中国知网论文数据库核心期刊目录中国知网论文数据库。随着传统农业向现代农业的发展过渡，赤壁市财政对农业的扶持由原来单一的农业发展项目拓展到支持农业结构调整、增加农民收入、农村生态环境保护等各个领域，因此，尽管赤壁市财政对农业的投入绝对规模有所扩大，但经济发展水平所决定的支农投入能力的有限性与新农村发展的巨大需要之间还存在较大缺口，在财政支农投入规模逐步提升的基础上，如何提高财政支农投入资金的结构效率，提升财政支农支出和农业生产发展的密切度，是我们建立完善现代财政支农投入机制的关键所在。

二、赤壁市财政支农投入结构存在的主要问题

近年来，赤壁市财政对“三农”投入的总量增长迅速，但市本级财政支农投入结构仍不尽合理。

1、农口系统事业费支出比例偏高。农林水利气象事业基本支出，主要是维持农口事业单位的“吃饭”问题。从赤壁市近几年财政农口事业费支出比例的变化看，尽管财政支出中农口单位基本支出比重有所下降，但是各年度农口单位基本支出仍处在一个较高的水平，如2009年、2010年财政支出中的农口单位基本支出占农口部门预算总支出的比例分别达到了51％和48％，过高的农口单位基本支出，对农业生产的直接作用甚小。

2、农村基础建设投入不平衡。从赤壁市近几年财政支农投入的实际看，对农村的基础建设投入都占财政支农支出的较大比例，如2008年对农村的基础建设投入达6530万元，占财政支农项目总支出的65％；2009年投入农村基础建设投入6791万元，占财政支农项目总支出的57％；2010年投入7280万元，占财政支农项目总支出的67%。但这些支出中用于大中型的带有社会性的水利、交通等全社会普遍受益的项目投入比重较大，而对一些农民直接受益农业论文农业论文农业论文，可以真正用于改善农业生产生活条件，关系农业和农村发展全局的基础性、战略性、公益性项目，如动植物防疫设施建设、农业品种改良、农田水利以及节水灌溉等中小型基础设施建设投入所占比重较小，缺乏足够的投入保障。

3、农业科技、农民教育培训投入较低。农业科技投入是农业投入的重要

摘要内容。据统计，农村教育投入每增加1元，就可以使农业产值增加8.43元。当前赤壁市对农民教育培训的投入力度也明显不够，2009年这块投入只占财政支农总投入的0.65％。

三、赤壁市财政支农投入稳定增长的对策与建议

根据赤壁市经济发展的总体水平，按照农业效益和可持续发展并重的原则，建立财政支农资金稳定增长机制，进一步加大财政投入、统筹兼顾、合理配置，不断优化财政支农投入的规模结构，确保农业结构战略性调整，稳定和提高农业综合生产能力，增加农民收入目标的有效实现。

1、加大投入，确保财政支农资金的稳定增长。一是确保预算内支农资金稳步增长。坚决贯彻“多予少取放活”的方针，切实按照中央提出的“三个高于”和“三个主要”的要求，进一步调整财政分配政策，在稳定现有各项农业投入的基础上，将新增财政支出和固定资产投资向“三农”倾斜，努力增加预算内支农资金，确保预算内支农支出按法定比例增长。二是广辟途径，拓宽财政支农资金的筹资渠道。在加大财政预算内对“三农”投入力度的同时，不断开拓新的稳定的支农资金筹措渠道，努力做到支农投入多渠道，资金来源多源化。一是加大政府性基金筹集力度。加强水利资金、土地开发资金、水资源费等预算外资金的征收管理。二是确保土地出让金的支农支出。列入土地开发成本的耕地开垦费、补充耕地成本回收款、农业土地开发出让金地方财政留成部分和省返回的新增建设用地有偿使用费用于支农支出；从安排给经济开发区、中心镇、城市防洪工程、工业功能区及乡镇的土地出让净收益中提取8%用于全市新农村建设；大幅提高国有土地有偿使用净收入用于支农支出的比例；耕地占用税征收标准提高后，新增地方财政留成部分用于支农支出。三是积极争取上级资金。进一步充实和完善农业项目库，以优势项目争取省、咸宁市财政在农业基础设施建设、农业综合开发，以及其他各项支农专项资金上对全市新农村建设的支持。

2、科学安排，合理调整财政支农投入结构。合理配置农业投入，正确处理好生产性与非生产性投入的比例、产业之间的投入比例、长期投入和短期投入的比例关系，使有限的资金发挥最大的经济效益和社会效益。一是制定完善促进农业生产发展的各项补贴政策。积极改进补贴方式，加大对农业生产环节的补贴，增强农产品政策性补贴转作直接补贴资本的能力，提高财政支农投入与农业生产的联系密度。要把农产品政策性补贴一部分转投到改善农业生产条件和农业科技上去，进一步扩大良种补贴、农机具购置补贴的范围和规模农业论文农业论文农业论文，增强农业生产能力。在补贴对象和补贴重点的选择上，目前除重点补贴粮食生产者外，还需注重对农业保险的补贴，支持建立农业灾害保障机制。二是适当稳步减少农业事业费支出。在现有财政支农投入水平下，按照存量适度调整、增量重点倾斜的原则，进一步压缩财政支出存量中的一般性支出，根据各个农口单位的实际情况，努力创新体制机制，开源节流，腾出财力用于增加“三农”投入。三是加大农业基本建设投资力度。合理调整农、林、水等投入比例，增加对农业基础设施和生态环境建设的投入，农业基本建设投资占本级基本建设投资总额的比重达到30%以上。结合农业综合开发工程，重点支持与农业生产、农民增收关系密切的中低产田改造、中小型农田水利设施建设、优势特色农产品生产配套机械、乡村道路、山间林道等农业基础设施建设，不断增强农业生产能力，提高农业生产效率。四是增加农业科研和推广、质量安全和检验检测、农产品流通设施、农民培训等方面的投入。科技投入是解决“三农”问题的关键，也是推动农业发展的持续动力中国知网论文数据库核心期刊目录中国知网论文数据库。要进一步加大对农业科技推广项目及服务体系建设的投入，财政对农业科技三项费用的投入比例要提到财政支农投入总额的2％以上；加大对种子工程、动植物保护体系建设的投入，加快品种引进和改良；加大对农业社会化服务体系、农产品市场信息体系的投入，提高农业社会化、信息化服务水平；加大对农产品认证体系、检验检测体系、农业标准化体系建设的投入，不断提高农产品的质量安全水平；加大对农村教育的投入，积极开展多渠道、多形式、多层次、多领域的农民教育和科技培训班，不断提高农民素质。

农业投资论文篇（9）

我国的学者也探讨了经济增长与技术进步的关系。高慧清认为，两者是一个互动的影响过程，技术创新是经济增长的主要动力，经济增长是技术创新的物质基础。王建明将这一结论引申到农业领域，实证分析了我国农业科研投资与经济增长之间的互动关系，农业经济增长对农业科研投资的带动直接而且显著，农业科研投资对农业经济增长的作用则是间接体现，并指出，农村居民纯收入、科研人力资源和农业科研投资显著影响农业经济增长。

二、关于我国农业科研投入现状的研究

大多数学者认为，我国政府农业科研投入增长缓慢，投资强度（农业科研投资占农业GDP的比例）低。主要观点有：（1）自1986年后，我国农业科研投入增长缓慢；（2）从1986年开始，我国农业科研投资强度呈先降后升的趋势，但数值在0.2%-0.3%之间徘徊，处在一个较低的水平；（3）自1987年以来，农业科研增长速度落后于财政增长速度；（4）从投资结构上看，多数学者认为私人投资所占比重较低，但黄季认为，如果算上我国科研单位的创收，那么1996年我国农业私人投资的比重是很高的，有47.4%，这接近了经济与合作原发展组织原22个发达国家私人农业科研投资49.6%的比例；（5）我国农业科研资源分配失衡人、财、物资源主要集中于大宗粮棉油作物领域，农业科技力量主要集中于产中领域，农业科技资源相对集中于研究领域，农业生产一线的科技力量长期缺乏。

三、关于公共农业科研投资与私人农业科研投资关系的研究

公共农业科研投资是指政府投资，而私人农业科研投资指私人公司和各种非政府基金的投资。大多数学者认为，政府是我国农业科研投资的主体。黄季从农业科研投资的内部条件，即农业生产的特征，农业科研本身的特征，以及农产品本身的特征对农业科研投资的影响，以及外部因素，即我国政治、法律、经济与技术环境分析了政府是农业科研投资的主体。

还有学者研究了两者的关系，David和Hall回顾了1957年以来的文献，他们收集了30多篇在这一领域有影响的文献，既包括农业领域的，也包括其他领域的，归纳后发现，多数文献支持公共研发投资和私人研发投资是互补关系的结论。辛贤实证分析得出，我国农业公共R&D投资和私人R&D投资之间是互补关系，而非替代关系。因此，我国要想刺激和吸引私人部门参与农业科技活动，增加公共农业R&D支出具有重要的积极影响。

四、关于农业科研投资体制的研究

在投资体制研究方面，多数学者认为应改革并完善我国农业科研投入体制。田维明认为，入世给我国的农业技术体系带来了更大的机遇和挑战，必须对我国农业科技体系进行重组和转制，其目的是建议一个成分多样、职责明确、分工协调、机制顺畅的高效农业科技研究推广体系。刘晓昀则认为应审慎对待1999年开始的农业科研机构企业化转制，以免出现由于忽略跨学科和跨领域研究，出现研究的短期主义和智力资源的不合理配置现象。

对现有体制存在的问题方面，黄季认为体制改革应从减员增效上入手，我国科研队伍过于庞大，科研人员相对投入强度高达0.49，而市场经济国家一般在0.2以下，资源配置不合理，应精简科研机构人员，提高科研投资相对强度，强化国家和省的科研机构，并为私人参与农业科研投资创造条件。王建明认为在我国科研体制方面，存在着农业科研资源在农业各行业、品种和领域的配置不均衡现象，这影响了我国农业科研投资效率的提高。因此，我国政府在加大对农业科研投资力度的同时，必须不断完善政府的农业科研投资模式。

五、关于农业科研投资收益的研究

在以前的研究中，学者们使用了投资回报率、投资效率、投资收益等词，大都认为我国农业科研投资收益相当高。黄季运用CAPSIM模型进行分析得出，在未来市场完全开放条件下，中国农业科研投资回报率（内部收益率）达到59.6%，而在未来市场不再增加开放度的条件下，投资回报率也达到55.8%，而2000年我国农业科研投资回报率在58%左右。

也有学者对江苏省农业科研投资收益进行了研究。周宁根据“边际收益均一化”原则以非参数计量经济方法分析了我国各个省份的农业科研投资收益，认为我国各个省份的农业科研投资边际收益相差十分悬殊，在2000年前后，最高的安徽省的边际收益值为50万元左右，而最低的北京则不到1.5万元，而江苏省的农业科研投资边际收益水平大致相当于全国平均水平。黄文新通过对江苏省1981-1991年的农业总产值与各项生产要素的多元回归运算，得出江苏省的农业科研投资的边际效益为75.79元，即农业科研投资每增长1元可望农业总产值增长75.79元，边际效益相当高。李放认为1980年至2000年期间，江苏省的农业科研投资收益逐年提高，由1980年的51.92亿元逐步增加到2000年的197.3亿元，20年间增长了近四倍，说明了农业科研投资的收益呈逐年增长趋势，政府应不断增加对农业科研的投入。

六、对现有研究的评价

综上所述，以前的研究已经从不同层面、不同角度，运用定性、定量的方法对农业科研投资这一问题做了大量工作和广泛研究。学者们认为农业科研投资能促进经济增长，缓解城镇贫困人口，但在能否增加农民收入方面存在着分歧。从农业科研投资的规模和结构上分析，我国农业科研投资总量不足，投资强度低；政府是农业科研投资的主体，而政府投资与私人投资是互补关系，两者领域不同，分工不同，政府和私人部门应联合协作，建立农业科研多元化投资机制，促进农业科研投资收益的提高。对江苏省农业科研投资收益虽然也有研究，但大多集中于2000年以前，而进入21世纪后，江苏经济迅速发展，农业科研在投资结构和规模上也有了变化，因此，对2000-2010年江苏农业科研投资收益进行研究，具有很高的理论和实践意义。

参考文献

[1]黄季,胡瑞法.政府是农业科技投资的主体[J].中国科技论坛,2000(4):59-62.

[2]宋慧婷.我国农业科技投入现状及对策研究[D].山东:山东师范大学,2009.

农业投资论文篇（10）

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