農(nóng)民企業(yè)家成長與縣域經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系實證

1、<p>　　農(nóng)民企業(yè)家成長與縣域經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系實證</p><p>　　摘要：以廣東省2003—2010年反映農(nóng)民企業(yè)家成長指標的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值和反映縣域經(jīng)濟綜合發(fā)展指標的國內(nèi)生產(chǎn)總值為變量，運用PVAR模型對農(nóng)民企業(yè)家成長與縣域經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系進行分析。面板協(xié)整檢驗表明，縣域國內(nèi)生產(chǎn)總值與農(nóng)民企業(yè)家經(jīng)營企業(yè)增加值之間存在長期均衡關(guān)系；面板VAR估計表明，農(nóng)民企業(yè)家經(jīng)營企業(yè)增加值與縣域國內(nèi)生產(chǎn)總值具有相互的

2、正向影響；脈沖響應函數(shù)和方差分解分析進一步證實了這一關(guān)系。說明農(nóng)民企業(yè)家成長與縣域經(jīng)濟發(fā)展之間存在著正向的相互促進關(guān)系，應優(yōu)化縣域外生環(huán)境，增強農(nóng)民企業(yè)家經(jīng)濟增長內(nèi)生動力，促進二者健康發(fā)展和良性互動。 </p><p>　　關(guān)鍵詞：農(nóng)民企業(yè)家成長；縣域經(jīng)濟發(fā)展；相互促進；關(guān)系實證 </p><p>　　中圖分類號：F224.9 文獻標識碼：A 文章編號：1672-3104（2013）03?

3、0017?05 </p><p>　　國外對企業(yè)家與縣域經(jīng)濟發(fā)展相互關(guān)系的研究較少，散見于區(qū)域經(jīng)濟學、發(fā)展經(jīng)濟學的相關(guān)理論中，如弗朗索瓦·佩魯（Francois Perroux）的“發(fā)展極”理論、岡納·繆爾達爾（Gurmar Myrdal）的“擴散效應”與“回波效應”、普雷維什（Matthias Lutz）-辛格（Hans Singer）的“中心 外圍”理論、A.O.赫希曼的“不平衡增長理論”

4、等。國內(nèi)對這方面的研究主要從縣域經(jīng)濟與中小企業(yè)發(fā)展關(guān)系以及發(fā)展要素對縣域經(jīng)濟發(fā)展貢獻的角度進行，見于一些專家言論和學者論文中。如2002年兩會期間吳敬璉提出，放手發(fā)展民營中小企業(yè)是解決縣域經(jīng)濟發(fā)展中農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民問題的根本出 路[1]。2004年時任國務院發(fā)展研究中心副主任的陳錫文提出非國有經(jīng)濟、集體經(jīng)濟、私營經(jīng)濟在縣域經(jīng)濟發(fā)展中的重要地位[2]。張丹實證分析了農(nóng)民企業(yè)家對中國經(jīng)濟發(fā)展的貢獻與作用，指出農(nóng)民企業(yè)家在解決農(nóng)村勞動力就業(yè)、

5、提高農(nóng)民收入、發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟等方面的重要作用[3]。徐云峰和胡樹林認為西部全面建設(shè)小康社會的關(guān)鍵是對農(nóng)村經(jīng)營轉(zhuǎn)型，促進縣域經(jīng)濟的發(fā)展[4]。姜濤論述陜西省縣域經(jīng)濟與中小企業(yè)發(fā)展的關(guān)系，指出中小企業(yè)在縣域經(jīng)</p><p>　　國外的研究是對西方發(fā)達國家的實證，研究的結(jié)論對于我國縣域經(jīng)濟發(fā)展有一定的借鑒作用。但在我國，由于發(fā)展的條件、歷程以及企業(yè)家和縣域經(jīng)濟發(fā)展的出發(fā)點與西方存在著較大的差異，國外研究結(jié)論不盡適用于我

6、國的經(jīng)濟發(fā)展。而國內(nèi)的研究時間較短，理論尚不完善，對于農(nóng)民企業(yè)家成長與縣域經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的研究更是缺乏。本文則旨在通過PVAR模型分析二者的關(guān)系，研究二者相互促進的模式。 </p><p><b>　　一、模型與數(shù)據(jù) </b></p><p><b>　?。ㄒ唬┳兞窟x取 </b></p><p>　　農(nóng)民企業(yè)家成長的內(nèi)涵主要

7、包括成長環(huán)境的改善、企業(yè)家個人能力的提升以及企業(yè)家群體實力的增長等幾個方面[7]。其中成長環(huán)境的改善主要涉及經(jīng)濟環(huán)境、文化環(huán)境、技術(shù)環(huán)境和制度環(huán)境等幾個方面，但這些變量主要是外生的，不宜選取。農(nóng)民企業(yè)家能力提升和群體實力增長主要包括企業(yè)家融資能力、技術(shù)能力、管理能力、關(guān)系能力、營銷能力、創(chuàng)新能力、機會把握能力等，可以概括為資源配置能力以及帶來 </p><p>　　利潤增長的能力，但這些能力難以定量測度，也不宜選

8、取。縣級行政區(qū)域也沒有直接反映農(nóng)民企業(yè)家數(shù)量和投資數(shù)額的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，還是不能選取。鑒于此，本研究選取農(nóng)民企業(yè)家企業(yè)增加值為變量，以反映農(nóng)民企業(yè)家綜合成長能力。另一方面，縣域經(jīng)濟發(fā)展不僅是量的增長，同時也是質(zhì)的提升，是經(jīng)濟社會的全面發(fā)展，因此，本研究選取GDP作為變量，反映縣域經(jīng)濟整體發(fā)展水平。 </p><p>　　調(diào)研發(fā)現(xiàn)，地方統(tǒng)計操作中，廣東省歷年《統(tǒng)計年鑒》中鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的統(tǒng)計口徑與農(nóng)民企業(yè)家經(jīng)營企業(yè)的范圍基本吻

9、合，這樣，在對外商投資較高的縣市進行剔除后，其他縣市鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)家的范圍基本符合本研究中農(nóng)民企業(yè)家的范圍。而且，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的創(chuàng)始人和主要管理人員范圍與農(nóng)民企業(yè)家范圍也基本一致，他們數(shù)量相近，所以本研究采用各縣域鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的指標特征值來代替農(nóng)民企業(yè)家經(jīng)營企業(yè)的指標特征值，這在檢驗兩者關(guān)系的計量分析中是可行而且也是可靠的（伍德里奇 2009）[8]。另外，若僅使用單個縣域的時間序列數(shù)據(jù)進行分析，會缺乏代表性，所以，本研究采用廣東省縣域GDP和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企

10、業(yè)增加值的面板VAR模型來分析縣域經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)民企業(yè)家成長的關(guān)系。 </p><p><b>　?。ǘ┠Ｐ蜆?gòu)建 </b></p><p><b>　?。ㄈ?shù)據(jù)說明 </b></p><p>　　為了提高分析的準確性，本研究剔除外商投資和港澳臺投資所占比例較高的縣市。以5%為界限，數(shù)據(jù)收集剔除了增城、從化、博羅、惠東、龍

11、門等5個縣市。另外，對于數(shù)據(jù)不完整的縣級行政區(qū)域，同樣予以剔除。這樣，本研究計量數(shù)據(jù)主要來自包括樂昌、南澳等的59個縣級行政區(qū)域。 </p><p><b>　　二、計量結(jié)果分析 </b></p><p>　　（一）面板單位根檢驗 </p><p>　　首先檢驗面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。各變量同階單整時，可以對其進行變量協(xié)整檢驗，這樣就能確定兩個變量之

12、間長期均衡關(guān)系。為避免檢驗方法局限對檢驗結(jié)果造成的負面影響，對變量和其差分后的變量采取單位根檢驗時分別采用以下四種方法：LLC檢驗、HZ檢驗、Breitung檢驗及Hadri LM檢驗。如表2，四種檢驗結(jié)果均表明變量LnGDP非平穩(wěn)；對于LnGDP的一階差分，除LLC檢驗外，其他三種方法的檢驗結(jié)果均表明該變量平穩(wěn)；對于LnRE變量，除LLC檢驗外，其他三種檢驗表明該變量非平穩(wěn)；對于ΔLnRE的一階差分， HZ檢驗、Breitung檢驗和

13、Hadri LM檢驗的結(jié)果均為平穩(wěn)?？梢钥闯?，原始變量LnGDP及LnCR為非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，一階差分后的數(shù)據(jù)ΔLnGDP及ΔLnRE為平穩(wěn)數(shù)據(jù)。 　?。ǘ┟姘鍏f(xié)整檢驗 </p><p>　　其次檢驗面板數(shù)據(jù)的協(xié)整性。對于處于同階單整而不平穩(wěn)的序列，假如它們的某種線性組合是平穩(wěn)的，則該時間序列之間有可能存在協(xié)整關(guān)系。在單位根檢驗的前提下，本研究對兩個變量采取協(xié)整檢驗，以判定兩者之間是否存在長期均衡關(guān)系。面板單位跟檢

14、驗表明，LnGDP及LnRE兩個變量均為一階單整，本文分別使用Pedroni檢驗及Kao檢驗兩種方法檢驗其協(xié)整性。Pedroni協(xié)整結(jié)果包括組內(nèi)差異及組間差異兩種，前者包括Panel rho、Panel v、Panel PP及Panel ADF等幾個統(tǒng)計量，后者包括Group PP、Group rho及 Group ADF等幾個統(tǒng)計量。其中Panel ADF和Group ADF 的檢驗效果最好，其次為Panel rho、Panel PP

15、 及Group PP，再次為Panel v及Group rho。在樣本期較短時，Panel ADF 及Group ADF 統(tǒng)計量檢驗效能比其他統(tǒng)計量要好。表3為變量協(xié)整關(guān)系的檢驗結(jié)果，可以看出，除Pedroni方法中Panel v 及Group rho兩種檢驗外，其他檢驗都拒絕原假設(shè)，說明兩個變量存在協(xié)整關(guān)系，即縣域國內(nèi)生產(chǎn)總值和農(nóng)</p><p>　　（三）面板VAR模型分析 </p><p

16、>　　面板協(xié)整檢驗驗證了縣域國內(nèi)生產(chǎn)總值和農(nóng)民企業(yè)家企業(yè)增加值之間存在長期均衡關(guān)系，在此基礎(chǔ)上，我們構(gòu)建面板數(shù)據(jù)VAR模型（PVAR）分析兩個變量的短期關(guān)系。PVAR分析方法可以分解出每個沖擊對因變量的影響，從而可以得到兩個變量動態(tài)調(diào)整的雙向過程。按照PVAR模型分析步驟，作以下分析和說明。 </p><p>　　1. 面板VAR估計 </p><p>　　面板VAR估計能消除各縣級

17、行政區(qū)域存在固定效應。通常均值差分法能消除固定效應，但也可能產(chǎn)生回歸偏差，因此，本研究使用向后均值差分法Helmert對此問題進行克服。這里，工具變量選取因變量的滯后二期項，具體過程中參考Love 及Zicchino （2006）在STATA中Helmert程序及步驟[9]，分析結(jié)果如表4。 </p><p>　　從回歸結(jié)果看來，以縣域國內(nèi)生產(chǎn)總值為因變量時，農(nóng)民企業(yè)家經(jīng)營企業(yè)的增加值對其具有比較顯著的正向影響，

18、其中滯后一期和滯后二期的系數(shù)分別為0.24和0.02，表明農(nóng)民企業(yè)家企業(yè)的成長能促進縣域國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長，但是這種影響隨時間推移而逐漸減弱。反過來，以農(nóng)民企業(yè)家經(jīng)營企業(yè)的增加值為因變量時，縣域GDP對其也具有正向的影響，其中滯后一期和滯后二期的系數(shù)分別為0.18和0.24，表明縣域經(jīng)濟的發(fā)展可以為農(nóng)民企業(yè)家企業(yè)成長提供良好的環(huán)境。 </p><p>　　2. 脈沖響應函數(shù) </p><p&g

19、t;　　脈沖響應函數(shù)描述系統(tǒng)中一個變量的正交化信息（Innovation）對其他變量的影響程度。Choleski分解排序意味著后面的變量同期和滯后期都受到前面變量的影響，前面變量只受到后面變量滯后期的影響[10]，因此，本分析中變量順序為GDP、RE。蒙特卡羅模擬給出脈沖響應函數(shù)5%～95%的置信區(qū)間。 </p><p><b>　　三、小結(jié) </b></p><p>

20、;　　實證檢驗結(jié)果表明，縣域國內(nèi)生產(chǎn)總值與農(nóng)民企業(yè)家企業(yè)增加值之間存在長期均衡關(guān)系；農(nóng)民企業(yè)家企業(yè)增加值對縣域經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的正向影響，縣域國內(nèi)生產(chǎn)總值對農(nóng)民企業(yè)家企業(yè)增加值也具有一定程度的正向影響；脈沖響應函數(shù)和與方差分解分析進一步證實了農(nóng)民企業(yè)家成長與縣域經(jīng)濟發(fā)展之間的相互促進關(guān)系。 </p><p>　　1978年以來，我國農(nóng)民企業(yè)家成長與縣域經(jīng)濟發(fā)展良性互動，為經(jīng)濟社會發(fā)展做出了重大的貢獻。但我國市場經(jīng)

21、濟體制尚不完善，法律制度尚不健全，二者的發(fā)展也受到了限制[11]，在二者成長過程中遇到各種各樣的結(jié)構(gòu)性矛盾和體制性問題，因此，必須構(gòu)建制度，消除制約性障礙，形成二者的健康發(fā)展和良性互動。一方面，必須優(yōu)化縣域外生經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境，促進農(nóng)民企業(yè)家成長[12]。另一方面，必須增強農(nóng)民企業(yè)家內(nèi)生經(jīng)濟增長動力，促進縣域經(jīng)濟發(fā)展。 </p><p><b>　　參考文獻： </b></p>&

22、lt;p>　　人民網(wǎng). 放手發(fā)展民營中小企業(yè)是解決“三農(nóng)”問題的根本出路[EB/OL]. http：//www.people.com.cn/GB/shizheng/7501/7583/ 20020309/683344.html， 2013?02?25. </p><p>　　陳錫文. 發(fā)展縣域經(jīng)濟實現(xiàn)國民經(jīng)濟的良性循環(huán)[EB/OL]. http：//www.dss.gov.cn/Article_Print.

23、asp？ArticleID=152990. 2013?02?15. </p><p>　　張丹. 中國經(jīng)濟發(fā)展中農(nóng)民企業(yè)家的貢獻與作用[J]. 調(diào)研世界， 2010（1）： 11?14. </p><p>　　徐云峰， 胡樹林.中小企業(yè)與縣域經(jīng)濟發(fā)展——以綿陽市為例[J]. 農(nóng)村經(jīng)濟， 2004（11）： 41?43. </p><p>　　姜濤. 陜西縣域經(jīng)濟與中

24、小企業(yè)發(fā)展之思考[J]. 咸陽師范學院學報， 2008（6）： 77?79. </p><p>　　曹群. 產(chǎn)業(yè)集聚與縣域機構(gòu)及發(fā)展的互動性——基于全國百強縣的研究[J]. 學習與探索， 2012（7）： 89?92. </p><p>　　梁惠清， 王征兵. 中國當代農(nóng)民企業(yè)家產(chǎn)生過程及環(huán)境審視[J]. 華中科技大學學報（社會科學版）， 2009（5）： 71?76. </p>

25、;<p>　　杰費里·M·伍德里奇. 計量經(jīng)濟學導論[M]. 費劍平譯.北京： 中國人民大學出版社， 2010： 290?295. </p><p>　　Love I， Zicchino L. Financial development and dynamic investment behavior： Evidence from panel vector autoregressi

26、on [J]. The Quarterly Review of Economics and Finance， 2006（46）： 190?210. </p><p>　　張敬石， 郭沛. 中國農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村內(nèi)部收入差距的影響——基于VAR模型的分析[J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟， 2011（1）： 34?41. </p><p>　　梁惠清， 王征兵. 農(nóng)民企業(yè)家與農(nóng)村市場資源配置[J]. 求