王欣蘭 閆宇光 劉艷春

（1.遼寧大學(xué)商學(xué)院，沈陽(yáng) 110036；2.弗吉尼亞大學(xué)文理學(xué)院，美國(guó) 22903）

一、引言

優(yōu)化農(nóng)業(yè)投資結(jié)構(gòu)，合理配置農(nóng)業(yè)資源，是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定健康增長(zhǎng)的重要保證。目前，對(duì)政府農(nóng)業(yè)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究，由于數(shù)據(jù)選取、經(jīng)驗(yàn)變量以及計(jì)量分析方法的應(yīng)用差異導(dǎo)致尚未獲得一致性的結(jié)論。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，政府通過(guò)基礎(chǔ)設(shè)施、公共資本和R&D（研究與開(kāi)發(fā)）投入，能夠提高要素生產(chǎn)率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。如Schultz在《改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)》一書(shū)中指出：農(nóng)田水利灌溉、農(nóng)村電力以及農(nóng)村教育等農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的投資能夠更好地改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值。另一種根據(jù)經(jīng)驗(yàn)分析得出的觀點(diǎn)是，政府農(nóng)業(yè)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)無(wú)效應(yīng)，甚至是負(fù)效應(yīng)。如Barro（1990）運(yùn)用擴(kuò)展的內(nèi)生增長(zhǎng)模型考察了1960年-1985年間76個(gè)國(guó)家的人均GDP增長(zhǎng)率和政府支出比例的關(guān)系，結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和政府支出比例負(fù)相關(guān)且不顯著。樊勝根、張林秀、張曉波（2002）利用1970年-1997年間的省級(jí)數(shù)據(jù)，用聯(lián)立方程模型估計(jì)了不同類(lèi)型的政府投入效果，證明了地方政府在農(nóng)業(yè)研發(fā)、灌溉、教育和基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域的投入，不僅推動(dòng)了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長(zhǎng)，而且有助于緩解農(nóng)村貧困。錢(qián)克明（2003）運(yùn)用單方程模型，估計(jì)各種農(nóng)業(yè)公共投入品對(duì)農(nóng)牧業(yè)總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)大小依次為：農(nóng)業(yè)科技投入、農(nóng)村教育投入、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入、農(nóng)牧戶物質(zhì)投入。劉倫武（2006）以建立向量誤差修正模型為基礎(chǔ)，使用脈沖響應(yīng)函數(shù)和預(yù)測(cè)方差分解來(lái)描述中國(guó)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)性。結(jié)果表明，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施水平存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，它們之間的相互協(xié)調(diào)性對(duì)保持農(nóng)村經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)起重要作用，短期內(nèi)我國(guó)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)強(qiáng)度較弱的正向交互影響。張迎春（2008）通過(guò)分析政府農(nóng)業(yè)投資對(duì)其他農(nóng)業(yè)投資的帶動(dòng)效應(yīng)得出，政府農(nóng)業(yè)投資對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)本身和總體經(jīng)濟(jì)發(fā)展而言都是十分重要和必要的。

學(xué)術(shù)界雖然對(duì)政府農(nóng)業(yè)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究取得了諸多成果，但結(jié)論并不能簡(jiǎn)單地一概而論。從總體上看，大多數(shù)研究成果集中在全國(guó)層面和個(gè)別省級(jí)范疇內(nèi)。鑒于省際經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性和要素稟賦的差異性，本文以遼寧省1980年-2008年數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用協(xié)整分析和向量自回歸模型研究方法，系統(tǒng)研究遼寧政府農(nóng)業(yè)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，分析政府農(nóng)業(yè)投資在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期以及動(dòng)態(tài)過(guò)程中的作用。研究這些問(wèn)題并做出一定層面的回答，將有益于遼寧積極調(diào)整政府農(nóng)業(yè)投資結(jié)構(gòu)，進(jìn)一步優(yōu)化農(nóng)業(yè)資源配置效率，對(duì)于制定長(zhǎng)遠(yuǎn)的政府農(nóng)業(yè)投資政策具有一定的積極意義。

二、政府農(nóng)業(yè)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的基本分析

（一）變量選擇和數(shù)據(jù)采集

政府農(nóng)業(yè)投資是指各級(jí)財(cái)政用于支持農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展的建設(shè)性資金投入，包括支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出和農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用。鑒于政府農(nóng)業(yè)投資中以上三項(xiàng)費(fèi)用完整的數(shù)據(jù)始于1980年，為保證統(tǒng)計(jì)分析口徑的一致性，本文選取自1980年以來(lái)的可得數(shù)據(jù)。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)采用農(nóng)業(yè)GDP，因?yàn)檗r(nóng)業(yè)GDP是國(guó)際公認(rèn)的反映農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)比較有效的指標(biāo)，是指第一產(chǎn)業(yè)增加值。本文采用的樣本為遼寧省1980年-2008年的年度數(shù)據(jù)，來(lái)源是根據(jù)歷年《遼寧統(tǒng)計(jì)年鑒》整理得到。其中，支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出和農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用三項(xiàng)指標(biāo)，由于從2007年起不再統(tǒng)計(jì)，為保證統(tǒng)計(jì)分析的連續(xù)性，2007年和2008年這三項(xiàng)指標(biāo)的數(shù)據(jù)是通過(guò)二次指數(shù)平滑法獲得的。

（二）數(shù)據(jù)處理

為消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象和數(shù)據(jù)存在的劇烈波動(dòng)，對(duì)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，變換后不改變?cè)蛄械膮f(xié)整關(guān)系，取對(duì)數(shù)后的農(nóng)業(yè)GDP、支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出和農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用序列分別表示為 LNGDP、LNSCSY、LNJJZC 和 LNKJSX。對(duì)各對(duì)數(shù)序列進(jìn)行一階差分處理，分別表示為DLNGDP、DLNSCSY、DLNJJZC和 DLNKJSX。

（三）數(shù)據(jù)的基本分析

為了對(duì)所研究的數(shù)據(jù)序列的特征初步認(rèn)識(shí)和判斷，采用描述性統(tǒng)計(jì)分析方法對(duì)各變量對(duì)數(shù)序列和一階差分序列進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述，結(jié)果見(jiàn)圖1和圖2。

圖1 1980年-2008年各變量對(duì)數(shù)序列變動(dòng)趨勢(shì)圖

圖2 1980年-2008年各變量差分對(duì)數(shù)序列變動(dòng)趨勢(shì)圖

由圖1可以看出，序列LNGDP、LNSCSY、LNJJZC和LNKJSX在樣本區(qū)間內(nèi)呈現(xiàn)不斷增長(zhǎng)的運(yùn)行趨勢(shì)。由圖2可以看出，一階差分序列具有平穩(wěn)性。因此，初步判斷農(nóng)業(yè)GDP與各項(xiàng)政府農(nóng)業(yè)投資之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

三、政府農(nóng)業(yè)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整分析

政府農(nóng)業(yè)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期均衡和短期影響分析是基于協(xié)整分析和誤差修正模型框架實(shí)現(xiàn)的。

（一）協(xié)整分析理論模型

基于C-D生產(chǎn)函數(shù)理論模型，本文將政府農(nóng)業(yè)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的模型構(gòu)建為：

式中：SCSY——支農(nóng)支出；

JJZC——農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出；

KJSX——農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用；

L——農(nóng)業(yè)從業(yè)人員。

由于在分析的過(guò)程中，勞動(dòng)力這一解釋變量與其他各變量的運(yùn)行趨勢(shì)差異較大，且變化不顯著。這與改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)勞動(dòng)力數(shù)量已不構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)約束的實(shí)際情況基本相符，且與謝海軍（2008）基于面板數(shù)據(jù)對(duì)遼寧農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究得出的勞動(dòng)力對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的影響不顯著的結(jié)論相契合。鑒于此，接下來(lái)的研究將略去勞動(dòng)力（L）這一解釋變量。

（二）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用 ADF（the Augmented Diekey-Fuller）檢驗(yàn)，判斷各變量時(shí)間序列的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

由表1檢驗(yàn)結(jié)果可知，取對(duì)數(shù)后的農(nóng)業(yè)GDP、支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出和農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)各水平序列均是非平穩(wěn)序列。但經(jīng)過(guò)一階差分后均是平穩(wěn)序列，即都是1階單整。因此，可以在此基礎(chǔ)上進(jìn)行各變量之間的協(xié)整分析。

（三）政府農(nóng)業(yè)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期均衡分析

在進(jìn)行長(zhǎng)期均衡分析之前，應(yīng)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)以確定各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)的思想是：盡管兩個(gè)或兩個(gè)以上的變量序列為非平穩(wěn)序列，但它們的某種線性組合卻呈現(xiàn)穩(wěn)定性，則這兩個(gè)或兩個(gè)以上的變量之間便存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。本文選擇Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法檢驗(yàn)各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。以經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋為指導(dǎo)，結(jié)合統(tǒng)計(jì)學(xué)標(biāo)準(zhǔn)，本文采用序列有均值、協(xié)整方程有截距的檢驗(yàn)形式，即

協(xié)整檢驗(yàn)首先要確定合理的滯后階數(shù)以保證統(tǒng)計(jì)上的可信度，本文根據(jù)AIC和SC信息量取值最小的原則確定模型的滯后階數(shù)為1，協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2所示。

由表2協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1982年-2008年樣本區(qū)間內(nèi)，LNGDP、LNSCSY、LNKJSX 和 LNJJZC之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，殘差序列是平穩(wěn)序列，進(jìn)一步驗(yàn)證了協(xié)整關(guān)系的正確性，長(zhǎng)期均衡方程如下：

上述協(xié)整方程表明，從長(zhǎng)期來(lái)看，支農(nóng)支出的產(chǎn)出彈性為正，且最為顯著，其每增加1個(gè)單位將引起農(nóng)業(yè)GDP增加1.25個(gè)單位；農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用的產(chǎn)出彈性也為正，但產(chǎn)出彈性較小，其每增加1個(gè)單位將引起農(nóng)業(yè)GDP增長(zhǎng)0.21個(gè)單位；農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出產(chǎn)出彈性系數(shù)為負(fù)。

（四）基于誤差修正模型的政府農(nóng)業(yè)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期影響分析

根據(jù)Granger表述定理，如果變量X和Y是協(xié)整的，則它們之間的短期非均衡關(guān)系總能表述為一個(gè)誤差修正模型，即

式中：ecmt-1——非均衡誤差項(xiàng)或者說(shuō)成是長(zhǎng)期均衡偏差項(xiàng)；

λ——短期調(diào)整參數(shù)。

為了考察政府農(nóng)業(yè)投資對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)短期非均衡的影響，建立誤差修正模型，估計(jì)結(jié)果為：

誤差修正模型中的ECM的系數(shù)，即短期調(diào)整參數(shù)為-0.51868，t值為-5.29699，顯著為負(fù)。該結(jié)果表明，存在一個(gè)誤差修正項(xiàng)，使GDP在短期內(nèi)的波動(dòng)以5.19%的速度從反向使其向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)調(diào)整。

四、政府農(nóng)業(yè)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響分析

（一）VAR模型的構(gòu)建

最一般的VAR（p）模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

式中：Yt——k維內(nèi)生列向量；

Xt——d維外生變量列向量；

p——滯后階數(shù)；

T——樣本的個(gè)數(shù)；

H——待估的系數(shù)矩陣，k×k維矩陣Φ1，Φ2，…，Φp和k×d維矩陣；

εt——k維隨機(jī)擾動(dòng)列向量，εt滿足高斯假設(shè)條件。

由上述協(xié)整檢驗(yàn)可知，LNGDP、LNSCSY、LNKJSX和LNJJZC之間存在協(xié)整關(guān)系，可建立VAR模型來(lái)研究政府農(nóng)業(yè)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響。根據(jù)AIC和SC最小的準(zhǔn)則，可以確定該模型的最優(yōu)滯后期數(shù)為 1，建立 VAR（1）模型，此時(shí) AIC值為 -3.468148，SC值為-2.516574。模型4個(gè)方程的F統(tǒng)計(jì)量均遠(yuǎn)大于臨界值，調(diào)整的R2分別為：0.994074、0.990143、0.969457和0.955309，擬合效果較好。參數(shù)估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3所示。

由表3參數(shù)估計(jì)結(jié)果表明，GDP受上一期GDP和支農(nóng)支出的變化影響較大，且均為正相關(guān)；農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用的增加也會(huì)帶來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但作用程度較弱；農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出的增加會(huì)給下一期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)負(fù)效應(yīng)。這說(shuō)明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的較高基礎(chǔ)和支農(nóng)支出的增加對(duì)下一期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著作用。

（二）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

政府農(nóng)業(yè)投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)解決該問(wèn)題。Granger（1969）因果關(guān)系檢驗(yàn)的數(shù)學(xué)模型為：

式中：p、q——y、x的滯后階數(shù)。

由于該檢驗(yàn)對(duì)滯后期的選擇極為敏感，本文根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則選取滯后期，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4所示。

由上述檢驗(yàn)結(jié)果可見(jiàn)，在5%的顯著性水平上，LNSCSY是LNGDP的Granger原因；LNGDP是LNJJZC和LNKJSX的格蘭杰原因；LNSCSY是LNJJZC和LNKJSX的格蘭杰原因。說(shuō)明支農(nóng)支出拉動(dòng)了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，且經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)了農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出和科技三項(xiàng)投入的增長(zhǎng)。同時(shí)，支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出和科技三項(xiàng)投入也存在著一種推進(jìn)的作用。

五、結(jié)論及啟示

根據(jù)以上實(shí)證分析，可以得到以下幾點(diǎn)基本結(jié)論及啟示：

1.支農(nóng)支出總量擴(kuò)大和結(jié)構(gòu)優(yōu)化是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵。支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，其對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向效應(yīng)顯著。這可能是因?yàn)橹гa(chǎn)支出包括小型農(nóng)田水利和水土保持補(bǔ)助費(fèi)、支援農(nóng)村合作生產(chǎn)組織資金、農(nóng)村農(nóng)技推廣和植保補(bǔ)助費(fèi)、農(nóng)村水產(chǎn)補(bǔ)助費(fèi)、農(nóng)村草場(chǎng)和畜禽保護(hù)補(bǔ)助費(fèi)、農(nóng)村造林和林木保護(hù)補(bǔ)助費(fèi)等。遼寧“十五”期間推進(jìn)農(nóng)林牧漁業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，提高林牧漁業(yè)比重，充分發(fā)揮了各項(xiàng)支援生產(chǎn)支出的貢獻(xiàn)，促進(jìn)了農(nóng)林牧副漁業(yè)生產(chǎn)全面發(fā)展。另外，農(nóng)林牧副漁事業(yè)費(fèi)也并非單純用于人員供養(yǎng)的工資性支出，而是包含各農(nóng)口事業(yè)單位的技術(shù)推廣、良種推廣（示范）、水質(zhì)監(jiān)測(cè)、勘探設(shè)計(jì)、干部訓(xùn)練和農(nóng)業(yè)單位人員機(jī)構(gòu)經(jīng)費(fèi)與農(nóng)業(yè)事業(yè)專項(xiàng)經(jīng)費(fèi)等方面。由于農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣和良種推廣能顯著增加農(nóng)作物的產(chǎn)出，加之這種示范作用對(duì)農(nóng)民生產(chǎn)積極性具有積極的帶動(dòng)作用。因此，該項(xiàng)支出的產(chǎn)出彈性較高。目前，盡管遼寧支農(nóng)支出占政府農(nóng)業(yè)投資的比重約為78%，但支農(nóng)支出占財(cái)政支出的比重卻呈逐年下降趨勢(shì)。鑒于此，應(yīng)進(jìn)一步擴(kuò)大支農(nóng)支出投入的總量，優(yōu)化支農(nóng)支出結(jié)構(gòu)，加強(qiáng)對(duì)小型農(nóng)田水利、支援農(nóng)村合作、農(nóng)村農(nóng)技推廣、良種推廣（示范）等方面專項(xiàng)資金的投入，并嚴(yán)格控制人員經(jīng)費(fèi)增長(zhǎng)。

2.科技三項(xiàng)投入應(yīng)加強(qiáng)計(jì)劃和管理以提高資金使用效率?？萍既?xiàng)投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間已形成長(zhǎng)期均衡機(jī)制，其對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也具有正向影響作用，但產(chǎn)出彈性較小。這可能是因?yàn)榭萍既?xiàng)支出主要指各項(xiàng)農(nóng)業(yè)科研的新產(chǎn)品試驗(yàn)費(fèi)、中間試驗(yàn)費(fèi)、重要科學(xué)研究補(bǔ)助費(fèi)。該項(xiàng)資金盡管自1980年有較快增長(zhǎng)，但總體投入份額較低，且項(xiàng)目分散，加之管理部門(mén)多元，難以集中有限的資金，使之發(fā)揮更大的效益，延緩了科技成果產(chǎn)業(yè)化的進(jìn)程。這說(shuō)明遼寧農(nóng)業(yè)尚未步入內(nèi)涵式增長(zhǎng)的道路。目前，遼寧用于農(nóng)業(yè)科技的投資占農(nóng)業(yè)GDP的比重不足0.15%，低于發(fā)展中國(guó)家平均為0.7%的水平，更遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國(guó)家的2.37%的水平。因此，長(zhǎng)期投入不足形成的“瓶頸”、投入效率低下、監(jiān)管不力、項(xiàng)目分散，尤其是科研成果轉(zhuǎn)化率低等問(wèn)題是造成貢獻(xiàn)率低的主要原因。今后應(yīng)進(jìn)一步加大對(duì)科技三項(xiàng)的投入，加強(qiáng)計(jì)劃和管理體制，突出重點(diǎn)，注重實(shí)效，提高資金的使用效益。

3.農(nóng)業(yè)基本建設(shè)投資應(yīng)建立穩(wěn)定增長(zhǎng)的長(zhǎng)效機(jī)制。農(nóng)業(yè)基本建設(shè)投資對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)尚未形成一種長(zhǎng)效均衡機(jī)制，且其產(chǎn)出彈性為負(fù)。這可能是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)基本建設(shè)資金主要用于農(nóng)業(yè)、林業(yè)、水利、氣象等行業(yè)的重大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，一般耗資大，建設(shè)周期長(zhǎng)，從經(jīng)費(fèi)劃撥到項(xiàng)目投入、實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出需要較長(zhǎng)的周期。加之，大型農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施具有較強(qiáng)的外溢性、擁擠效應(yīng)和公共物品屬性，其主要是彌補(bǔ)市場(chǎng)失靈、提供公共服務(wù)和改善民生，并不能單純考慮產(chǎn)出的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。近年來(lái)，雖然政府農(nóng)業(yè)投資規(guī)模逐年增長(zhǎng)，但農(nóng)業(yè)基本建設(shè)投資波動(dòng)較大，尚未形成長(zhǎng)期穩(wěn)定增長(zhǎng)的機(jī)制。從加強(qiáng)農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力建設(shè)、提高農(nóng)業(yè)抗御自然災(zāi)害水平、促進(jìn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的高度出發(fā)，應(yīng)切實(shí)提高農(nóng)業(yè)基本建設(shè)投資，建立穩(wěn)定增長(zhǎng)的長(zhǎng)效機(jī)制。

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