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1、农村基础设施投资效益分析,经济师论文【题目】 【第一章】 【第二章】 【第三章】农村基础设施投资效益分析 【第四章】 【第五章】 【结论/以下为参考文献】 第三章 河南省农村基础设施投资效益分析 本章首先对农村基础设施能否对农村经济增长有促进作用进行分析，通过构建 C-D 生产函数模型，计算各要素对农村经济增长的奉献度；然后再考虑农村基础设施内部各要素对农村经济增长的奉献度；最后对农村基础设施投资效益进行测算，并对上述结果加以总结。 3.1 河南省农村基础设施建设投资对河南省农村经济增长作用分析 3.1.1 格兰杰因果关系检验和构建生产函数模型 在对农村基础设施投资效益进行测算的方式方法，主要
2、有参数法和非参数法两种方式方法，华而不实非参数法本身无法对参数结果进行统计检验，而参数法主要有生产函数法、成本函数法和向量自回归法等。本章节选用参数法中常用的生产函数法，在对河南省农村基础设施建设投资额与河南省农村经济的格兰杰因果关系分析的基础上，测算出农村基础设施的投资效益。模型构建如下所示： ln=r0+r1lnCAP+r2lnLAB+r3ln LAN+r4lnFER+ 3.1.1.1 变量选取及讲明 根据统计数据的可获得性和尽可能的保证分析结果的合理性，本文采用 1995-2018 年的统计数据对农村基础设施投资效益进行研究，华而不实农村生产总值的取值，采用第二章计算农村 的方式方法所得
3、数据。模型中的 CAP 表示对河南省农村基础设施建设投资构成的固定资产的存量而非投资金额，这是由于考虑到固定资产建设期的存在，当年对农村基础设施的投资可能需要几年的建设时间才能到达可使用状态，同样可能存在前几年的投资在当期才到达可使用状态，因而使用永续盘存法计算河南省农村基础设施投资存量。永续盘存法基本公式为：CAPt=It+1- CAPt-1,华而不实 CAPt表示以 1995 年为基期计算的第 t 年的固定资产资本存量，同理 CAPt-1就表示以 1995 年为基期计算的第 t-1 年的固定资产存量，It为 t 年的固定资产投资额， 表示经济折旧率。显然在使用上述公式对固定资产存量进行测算
4、时经济折旧率 和基期1995 年固定资产存量的估计和选择尤为重要。 对于经济折旧率 的估计，本文借鉴黄勇峰2002估算经济折旧率的做法，利用残值率和固定资产的使用寿命来计算经济折旧率，即 dt=1- tt=1,2, ，n28.华而不实 dt表示 t 时期的残值率，本文设定为 5%我们国家法定的固定资产残值率为 3%-5%。至于固定资产的使用寿命，参照生产性公共基础设施投资所构成的固定资产发挥作用的平均年限为14-15 年，设定为 15 年。将上述数据带入公式，计算出经济折旧率 =18.10%.基期1995年固定资产存量根据国际惯用方式方法：CAP1=I1/g+ ，华而不实 CAP1为基期固定资
5、产存量，g表示从 1995 年到 2018 年间的几何平均投资增长率，并且在考虑价格变动对其造成的影响的情况下，每年对农村基础设施建设投资金额只是名义上的金额，还需要根据河南省固定资产投资价格指数进行缩减，经计算为 14.47%.根据以上原理将计算出的固定资产存量万元作为模型的自变量。 选取影响农村总产值的其它几个因素，详细包括：LAB 指的是河南省农村从事农业的劳动力人数万人；LAN 指的是河南省农村耕地有效播种面积，考虑到由于每年气候状况对农作物收获有一定的影响，在这里用当年农作物实际的播种面积减去因气候造成的受灾面积的 40%来表示有效播种面积万公顷；FER 指的是化肥施用折纯量万吨。除
6、此之外农业技术虽是影响到农村 的重要因素之一，但是从赵芝俊2005等人的研究上来看， 农业技术进步率在 1990 年到 2005 年间国家宏观政策的影响下，波动比拟大严重影响到了计量经济模型的分析结果，因而没有将其作为该模型的自变量29.通过以上分析对上述数据整理如表 3-1 所示： 3.1.1.2 格兰杰因果检验 为保证数据的稳定性，防止伪回归现象的出现，在检验农村基础设施投资存量与农村总产值之间能否为格兰杰因果关系之前，需要先对农村基础设施投资存量与农村总产值分别进行平稳性检验，假如检验结果为非平稳序列，则还需要检验其差分序列直至平稳，然后进行协整检验，只要验证了两个序列为同阶单整并具有协
7、整关系才能够进行格兰杰因果关系检验。 3.1.1.2.1 单位根检验 采用常用的检验方式方法 ADF 单位根检验对平稳性进行检验，根据表 4-1 的数据，分别对农村生产总值 ln和农村基础设施投资存量 lnCAP进行单位根检验，以检验序列ln和 lnCAP的平稳性。检验结果如下： 由表3-2能够看出，农村生产总值ln和农村基础设施投资存量lnCAP的二阶差分序列ADF值均小于1%的临界值，能够判定ln和lnCAP的二阶差分序列为平稳序列，即ln和lnCAP均为I2序列，下一步还需对ln和lnCAP进行协整检验。 3.1.1.2.2 协整检验 以农村生产总值ln为因变量，并选择农村基础设施建设投
8、资存量lnCAP为自变量建立简单的线性回归模型，如下所示： ln =5.7419+0.6852ln CAP由于ln和lnCAP均为非平稳序列，上面的回归模型有可能是伪回归。故还需对上面模型的残差reside序列做ADF检验，结果如表3-3所示，残差reside的ADF检验值为-6.106137,小于1%的临界值-4.004425，表示清楚残差reside序列在设定的1%临界值的显着水平上是平稳序列，能够得到，序列ln对序列lnCAP的残差是I2，即ln和lnCAP为平稳线性组合。 3.1.1.2.3 格兰杰因果检验 上述回归模型通过了协整检验，验证了农村生产总值 ln和农村基础设施建设投资存量
9、 lnCAP存在长期的稳定关系。但仍需验证这种关系能否构成因果关系，本文以格兰杰因果检验来检验农村生产总值 ln和农村基础设施投资存量 lnCAP的因果关系。检验结果如表 3-4 所示，由于原假设农村基础设施投资存量 lnCAP不是农村生产总值 ln的 Granger 原因，被接收的概率仅为 8.32%,小于原假设设定的概率值 10%应拒绝原假设，讲明了在 1995 年至 2018 年，农村基础设施投资存量的增长能够促进农村生产总值的增加；同样原假设农村生产总值 ln不是农村基础设施投资存量 lnCAP的Granger 原因，被接收的概率为 6.49%,应该拒绝原假设，以为农村生产总值的增长反
10、过来能够促进农村基础设施投资存量的增加，二者是一种互相促进的关系。 3.1.2 C-D 生产函数模型构建 运用上文构建的 C-D 生产函数，利用表 3-1 的数据使用 eviews5.0 软件得出模型结果括号内为 t 值： Ln =-4.3322+1.0313ln CAP-0.2910ln LAB +2.5841ln LAN-1.9354ln FER-0.7460 2.5719 -1.7922 2.2328 -1.2710使用已建立的 C-D 生产函数模型计量结果显示，可决系数 R2=0.9889,调整后的可决系数 R2=0.9852,拟合优度很高，且 F 统计值为 266.4764,方程总体
11、通过显着性检验。农村基础设施投资存量和有效播种面积对农村生产总值的奉献度为 1.0313,2.5841,显着性水平到达了 0.0245 和 0.0454;而农村劳动力和农村化肥施用量对农村生产总值的奉献度为-0.2910,-1.9354,显着性水平到达了 0.0983 和 0.2278,无法通过显着性检验。为更好的对总体趋势进行判定，在回归中，剔除农村劳动力和农村化肥使用量两个因素的影响，可得如下模型： 这个模型仅包含农村基础设施投资存量和有效播种面积两个因素，模型的可决系数R2=0.9829,调整后的可决系数 R2=0.9804,F 统计值为 401.2745,农村基础设施投资存量和有效播种
12、面积对农村生产总值的奉献率为 0.5584 和 1.2196,通过显着性检验。从有关研究结果来看，剔除农村劳动力和农村化肥施用量影响后的第二个回归模型更具合理性，很明显能够看出，在当下农业生产条件保持不变的情况下，农村生产总值的增加对有效播种面积的增加具有一定的依靠性。 3.2 农村基础设施内部各要素对农村经济增长的作用分析 仍然采用 C-D 生产函数模型，对农村基础设施内部各要素选取典型的三个指标：农村公路里程数ROAD、农村用电量ELE和农村农民的平均受教育程度EDU根据(2004年中国农民素质发展报告中的计算方式方法予以计算，来分别代表农村生产性基础设施中的农村公路和农村电力以及农村非生
13、产性基础设施中的农村教育程度。利用表 3-5 的数据和表 3-1 中的部分数据，使用 eviews5.0 软件运行出结果，得到下面函数模型括号内为t 值： 模型结果显示：可决系数 R2=0,963431,调整后的可决系数 R2=0.951241,拟合优度很高且 F 值为 79.0368,讲明了上述方程从总体上通过了显着性检验。能够看到，河南省农村电力投资和河南省农村教育投资对农村经济增长的奉献程度分别为 1.1184 和4.3283;农村道路对农村经济的奉献度为-0.1851,这个结果不符合经历体验判定。经对 1999年-2018 年 13 年的有关数据进行分析，发现河南省农村公路建设变动性比
14、拟大，华而不实部分年份建设比拟缓慢而有的年份比上年增长高达 50%以上，华而不实 2006 年比 2005 年增长 2.15倍，对模型的建立和分析影响较大。 剔除农村公路因素，仅考虑农村用电量和农村农民的平均受教育程度的影响进行回归，得到模型： 剔除农村公路的影响外，模型的可决系数 R2=0.9478,调整后的可决系数 R2=0.9373,拟合优度较高，具有较强的解释能力且 F 统计值为 90.6997,讲明了上述方程从总体上而言通过了显着性检验。能够看出，河南省农村农民的平均受教育程度和河南省农村用电量对农村经济的增长具有显着的正效应，每增加 1%的资金投入，会带来农村经济 0.8471%和
15、3.1497%的增加，教育对农村经济的拉动作用明显，农民受教育程度的提高，加强了农业生产的科技水平，使农民更容易学习到和把握先进的生产方式方法和劳动技能，进而保证了农民不管是在家务农还是外出务工，都能获得更高层次的报酬。 3.3 农村基础设施投资效益测算 3.3.1 农村基础设施投资边际收益 为计算出河南省农村基础设施建设投资的详细内部收益率，需要首先测算出河南省农村基础设施投资的总收益、短期边际收益、长期边际收益。本文参照李锐2003以及赵芝俊2005等的计算方式方法，来计算河南省农村基础设施的总收益、短期边际收益、长期边际收益。农村基础设施投资总收益为一个增量概念，表示农村基础设施投资给农
16、村带来的新增收益，该收益等于农村基础设施投资的产出弹性系数 r1前面生产函数模型中农村基础设施投资存量的回归系数 0.5584与农村 的乘积。 农村基础设施投资的短期边际收益指的是假如如今对农村基础设施建设投资对农村生产总值所能够产生的效应，即对农村基础设施的投资每增加或减少一元所带来的农村生产总值的变动情况。用公式表示为：SMPRt=r1*Yt/ Kt华而不实：SMPRt表示第 t 年农村基础设施的短期边际收益；Yt表示第 t 年农村生产总值， Kt表示第 t 年农村基础设施投资存量的增加。 农村基础设施投资的长期边际收益表示现时的农村基础设施投资对现时及将来几年后农村生产总值的产出效应，用
17、公式表示为： 华而不实：LMPRt表示第 t 年农村基础设施投资的长期边际收益；n 表示农村基础设施的平均使用年限，本文参照生产性公共基础设施投资所构成的固定资产发挥作用的平均年限为 14-15 年，设定为 15 年；g 表示从 1995 年到 2018 年间的几何平均投资增长率，并且在考虑价格变动对其造成的影响的情况下，每年对农村基础设施建设投资金额只是名义上的金额，还需要根据河南省固定资产投资价格指数进行缩减，经计算为 14.47%. 河南省 1995-2018 年农村基础设施投资的总收益和农村基础设施投资的短期边际收益及其长期边际收益如表 3-6 所示。由表 3-6 能够看到，农村基础设
18、施建设投资总收益表现出连年递增而农村基础设施建设投资短期边际收益和农村基础设施建设长期边际收益总体上表现出波动下降的趋势。 3.3.2 农村基础设施投资内部收益率 根据农村基础设施的长期边际收益能够测算出农村基础设施投资的内部收益率，内部收益率表示每增加1元投资与其所产生的利润相等时的贴现系数，用IRR表示。其计算公式为：LMPR/1+IRRn-1=0,华而不实，n与计算长期边际收益中的n的意义一样，都设定为15年。 根据表3-6中各年长期边际收益的数据，求出每年农村基础设施投资的内部收益率，如表3-6所示。 由表3-6能够得到，从1995-2018年间河南省农村基础设施投资的短期边际收益最大
19、值是17.35,最小值是3.26,两者相差14.09;长期边际收益最大值是297.92,最小值是56.01,两者相差241.91;内部收益率的最大值是46.20%,最小值是30.78%,两者相差15.42%.三者的变化情况，讲明了在这里期间内河南省农村基础设施投资的效益波动幅度比拟大，且农村基础设施投资内部收益率与短期边际收益、长期边际收益变动的方向一致，从1995年-2018呈现波动下降的趋势。进一步研究发现，农村基础设施投资的效益变动情况与国家宏观农业政策和投入强度成正相关关系，当国家有关宏观政策和投入强度倾向于农业时，农村基础设施投资效益就比拟高。 3.4 本章小结 通过对河南省农村基础
20、设施投资效益和农村基础设施内部各要素对农村经济增长的分析及对河南省农村基础设施建设投资的内部收益率计算，我们得到下面结论： 一是河南省农村基础设施建设投资对农村经济的产出弹性系数为0.5584,能够讲显着性水平还是比拟高的，将来河南省各级部门应重点加强对农村基础设施建设投融资方面质量和数量的提高。 二是河南省农村基础设施内部各要素对河南省农村经济增长的作用的奉献有所不同，在对农村基础设施投资决策时，应该有重点，有选择性的选择对农村经济增长促进作用显着的农村教育设施和农村电网方面的投资。 三是农村基础设施投资效益呈现波动递减的趋势，但投资回报率比拟高。由表3-6看出，河南省农村基础设施投资的投资效益呈现递减的趋势，但从整体上来看，农村基础设施的投资回报率仍比拟高。