黃波
【摘要】:本文通過構造非線性回歸模型,定量分析了我國農(nóng)村固定資產(chǎn)投資效率與農(nóng)民貧困之間的關系及變動機制。研究發(fā)現(xiàn):改革開放三十多年來,我國農(nóng)村投資效率與農(nóng)村貧困關系之間存在機制轉(zhuǎn)換,同時這種轉(zhuǎn)換是非對稱性的。農(nóng)村內(nèi)部貧困差距作為內(nèi)生原因會促使兩變量之間的關系在線性和非線性間緩慢轉(zhuǎn)換。農(nóng)村貧富差距較大時,農(nóng)村投資邊際產(chǎn)出率的提高不僅不利于農(nóng)民脫貧,反而會增加貧困。最后我們提出的政策建議是——在加大農(nóng)村投入、提高農(nóng)村投資的效率時也要注重農(nóng)村內(nèi)部資源分布不均導致的貧富差距的拉大。
【關鍵詞】:農(nóng)村固定資產(chǎn)投資 ? 農(nóng)村貧困率 ? 農(nóng)村貧富差距 ? 模型
一、模型設定
(一)模型的一般表達
一般來說,模型可以視為兩個線性自回歸模型的加權平均,權數(shù)由某個分布函數(shù)來確定。典型的模型如下:
中的參數(shù)通常取1或2,當時,模型成為模型。在模型中,時,,此時;時,,此時;時,,此時。隨著變化,方程中的參數(shù)在這個極致之間連續(xù)平滑地變動,此時它較好地刻畫出了變量運動機制的轉(zhuǎn)換。
中的時,模型成為模型,當時,,當遠離時,。特別地,當時,是指數(shù)模型()的較好近似,后者的轉(zhuǎn)換函數(shù)為
二、實證結果
(一)變量選取
本文選取兩個變量:農(nóng)村固定資產(chǎn)邊際產(chǎn)出和農(nóng)村貧困發(fā)生率(樣本區(qū)間為1978-2010年),前者由農(nóng)村每年增量比上農(nóng)村每年固定資產(chǎn)投資計算得出,后者來自2010年《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》。我們用農(nóng)村固定資產(chǎn)邊際產(chǎn)出來衡量農(nóng)村投資[1]的效率,農(nóng)村固定資產(chǎn)投資包括按構成可以分為建筑工程(水利、住宅)、安裝工程、設備工具器具購置等,按投資主體可分為農(nóng)戶投資和非農(nóng)戶投資。
(二)模型估計
1.變量平穩(wěn)性檢驗
只有平穩(wěn)的時間序列才能做模型,我們分別利用方法和方法對兩個變量進行檢驗,根據(jù)軟件檢驗結果顯示, 和均為非平穩(wěn)變量,進過一階差分后的數(shù)據(jù)、都在的顯著性水平下平穩(wěn)。
2.非線性檢驗及轉(zhuǎn)換函數(shù)的確定
下面根據(jù)第二部分的理論進行非線性檢驗及模型選定,過構造統(tǒng)計量可以計算出依次以相應階滯后的內(nèi)生變量和外生變量作為轉(zhuǎn)換變量時的統(tǒng)計量的值, 通過軟件實驗分析,當轉(zhuǎn)換變量選為貧困率滯后一階變量時,接受原假設(線性假設)的概率僅為,也即基本上沒有線性關系,農(nóng)村固定資產(chǎn)投資效率與貧苦率之間存在著極強的非線性關系。同時,、和的值中對應的值是最小的,故選定的轉(zhuǎn)換函數(shù)形式不應為對數(shù)函數(shù)的形式,相應的模型應選。
3.模型估計結果
下面對模型中的參數(shù)進行估計。要用非線性最小二乘法進行參數(shù)估計,我們必須找到較優(yōu)的初始值,我們可以使用晶格搜索法確定初始值。本文設定的變動區(qū)間為,的取值區(qū)間為[2],依次取遍變動的二維空間,我們可以求出使模型估計結果殘差平方和最小的參數(shù)最優(yōu)初始值,通過軟件分析,我可以得出,當、、的初始值分別為3.9467、-0.0349、0.0068時,殘差平方和達到最小值0.001。
在得到、、的初始值后,將其帶入上面模型中,利用常規(guī)非線性最優(yōu)化方法遞歸Newton-Raphson方法,求解出最大化條件似然函數(shù)然后就可以估計出模型中的待估參數(shù)、、和。根據(jù)上面所述理論,農(nóng)村固定資產(chǎn)投資效率與貧困率之間的非線性回歸模型的參數(shù)估計具體結果如下:
上式中是誤差項。
4.實證結果分析
由上面式可以看出,對于模型的線性部分來說,當期和滯后兩期的農(nóng)村固定資產(chǎn)投資效率對當期的貧困有著正的影響。對于非線性部分來說,包含轉(zhuǎn)換函數(shù)和回歸項兩部分,,,轉(zhuǎn)換函數(shù)關于對稱,當轉(zhuǎn)換變量時,,此時非線性部分消失,模型退化為一般線性模型。平滑參數(shù),說明模型的轉(zhuǎn)換速度并不快,當轉(zhuǎn)換變量或者時,也就是滯后兩期的農(nóng)村貧困率變化出現(xiàn)較大回落或增強時,模型的非線性部分會對整個模型施加較強的影響,這時固定資產(chǎn)投資效率對貧困的非對稱性影響開始凸顯。當前兩年農(nóng)村出現(xiàn)較大衰退或進步時,當期的農(nóng)村固定資產(chǎn)投資效率增加將導致當期農(nóng)村貧困率減少,滯后兩期的農(nóng)村固定資產(chǎn)投資效率增加,將導致當期農(nóng)村貧困率減少,這也說明隨著時間推移,過去的農(nóng)村固定資產(chǎn)投資效率的變化對未來農(nóng)村發(fā)展產(chǎn)生的影響越來越小。通過實驗,我們可以總結得出關于兩變量關系非對稱性的結論:改革開放三十多年來,這種影響的非對稱性主要體現(xiàn)在兩個方面——影響機制的非對稱和影響方向的非對稱,前者是后者的內(nèi)在原因。影響機制的轉(zhuǎn)移主要依賴于轉(zhuǎn)換變量的變動區(qū)間,而后者可以推演出關于我國農(nóng)村貧富差距的含義。
三、結論及政策建議
我們推演出來得結論是:改革開放三十多年來,農(nóng)村的貧富差距在逐漸增大。具體來說,三十多年中,有二十年農(nóng)村貧富差距在惡化,而剩余的十多年(九十年代初和末期)在好轉(zhuǎn),這也是導致農(nóng)村投資效率對農(nóng)村貧困影響機制發(fā)生轉(zhuǎn)移的內(nèi)生性原因。
根據(jù)我們的結論我們可以得到如下的關于農(nóng)村發(fā)展和脫貧的政策建議:
第一,我們要促進農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展,縮小城鄉(xiāng)二元差距,實現(xiàn)廣大農(nóng)民脫貧,我們也不能忽視農(nóng)村內(nèi)部的貧富差距。近年來(特別是去年三中全會以來),國家針對我國農(nóng)村發(fā)展出臺了很多利好政策,但出現(xiàn)的問題是:在金融資源分布極度不均衡的背景下,隨著對農(nóng)村投資的加大,農(nóng)村內(nèi)部的貧富差距必然會拉大,此時我們的投資、我們以投資驅(qū)動的生產(chǎn)力的提高不僅不利于廣大農(nóng)民的脫貧,反而會增加貧困,不利于農(nóng)村發(fā)展。所以我們政府在鼓勵向農(nóng)村投資、引導資本向農(nóng)村流動的同時,要更加關注農(nóng)民這個弱勢群體,給他們更多的政策關照,特別是要加大支農(nóng)支出,存進農(nóng)業(yè)增產(chǎn)增收,提高禁錮在第一產(chǎn)業(yè)上的農(nóng)民的收入,縮小貧富差距。
第二,我們還是要不斷增加對農(nóng)村的投資,特別是基本建設投資、生產(chǎn)性投資。近幾年來,我國農(nóng)村投資(特別是農(nóng)戶投資)注入到非生產(chǎn)性領域比較多,這大大降低了農(nóng)村本以稀缺的資本的生產(chǎn)效率,從長遠來看不利于農(nóng)村發(fā)展。同時,我們要改變粗放式投資方式,注重投資質(zhì)量,精準定位投資領域和方向,提高農(nóng)村投資效率,存進農(nóng)村發(fā)展,實現(xiàn)農(nóng)民脫貧致富。
注釋:
[1]當然農(nóng)村投資除了固定資產(chǎn)投資外,還有流動資產(chǎn)投資,但由于農(nóng)村投資[2]統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺乏我們暫且只能分析固定資產(chǎn)投資的效率。
最優(yōu)變動區(qū)間的選擇是由軟件完成的。
參考文獻:
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