官愛蘭，王海平

(華東交通大學人文社會科學學院，江西南昌 330013)

1 問題的提出

農(nóng)民增收問題，是關系現(xiàn)代化建設戰(zhàn)略全局的重中之重。實施擴大內(nèi)需戰(zhàn)略和優(yōu)化收入分配結構以及實現(xiàn)共同富裕，其根本在于促進農(nóng)民收入持續(xù)較快增長、讓農(nóng)民富裕起來。然而，農(nóng)民收入增加與農(nóng)村公共品的有效供給之間存在著密切聯(lián)系。按照農(nóng)民對農(nóng)村公共品的需求多元化，農(nóng)村公共品包括以下三大類別:第一類為道路、水利設施、電力等，這類農(nóng)村公共品可以滿足農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的需求，直接增加農(nóng)民的農(nóng)業(yè)收入，也為農(nóng)民增加非農(nóng)業(yè)收入奠定物質基礎;第二類為義務教育、農(nóng)業(yè)科技等，這類農(nóng)村公共品滿足農(nóng)民提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的需要，增強農(nóng)民專業(yè)技術知識能力和提高勞動生產(chǎn)效率，可增加農(nóng)民的非農(nóng)業(yè)收入;第三類為醫(yī)療衛(wèi)生、生活保障等，這類農(nóng)村公共品可以滿足農(nóng)民安全的需要，延長農(nóng)民勞動時間，減少農(nóng)民收入負擔。因此，以農(nóng)村公共品的需求類別為導向，科學制定高效率的農(nóng)村公共品供給規(guī)劃，有益于為農(nóng)民增收服務。那么，農(nóng)村公共品供給與農(nóng)民收入增長的關系如何，各類公共品對農(nóng)民增收的貢獻率多大等問題，值得深入探討。

國內(nèi)學者對于農(nóng)民收入與公共品之間的關系的研究在逐步發(fā)展。林毅夫［1］認為，應該動用財政力量，在全國范圍內(nèi)發(fā)起一場以實現(xiàn)農(nóng)村自來水化、電氣化、道路網(wǎng)為核心的新農(nóng)村運動以促進農(nóng)民收入增加。楊瑞珍［2］認為，財政支農(nóng)資金嚴重不足，導致農(nóng)業(yè)基礎設施脆弱，制約著我國農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力的提高，進而直接影響到農(nóng)民收入的提高。因此，逐年加大支農(nóng)資金投入，加強農(nóng)業(yè)基礎設施建設，以此來減少農(nóng)業(yè)的自然風險和市場風險，為農(nóng)民收入的長期穩(wěn)定增長打下堅實的基礎。徐祥臨［3］認為，必須開辟農(nóng)民增收的第四條渠道，即政府應大規(guī)模向農(nóng)村基礎設施建設領域投資，增加農(nóng)民收入進而提高農(nóng)村的購買力，產(chǎn)生農(nóng)民增收的乘數(shù)效應。陳榮仲［4］闡述的促進農(nóng)民增收的5條途徑中指出，要在引導農(nóng)民搞好農(nóng)田水利基礎設施建設的同時積極幫助農(nóng)民參與公路、橋梁等公共工程建設，增加農(nóng)民可支配收入。秦紹忠［5］認為:近年來，財政支農(nóng)資金雖有所增加，但遠遠不能滿足農(nóng)業(yè)基礎建設的需要，農(nóng)民收入連年增長趨緩，因此，政府新增財力的使用要大幅度向農(nóng)村傾斜，將小型農(nóng)業(yè)基礎設施納入各級政府基礎建設投資的范圍，從而有效改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，提高農(nóng)業(yè)效益。陸耀邦、莫明榮、梁自力等［6］利用農(nóng)業(yè)資源公里網(wǎng)點監(jiān)測技術，調(diào)查了970戶農(nóng)戶涉及農(nóng)民增收的家庭經(jīng)營性收入和勞務收入等狀況，并分析了農(nóng)戶收入構成特點，其中二三產(chǎn)業(yè)在農(nóng)戶收入構成中潛力巨大，但是苦于農(nóng)村基礎設施落后，市場信息不暢，只能就地買原材料，要實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品價值增值，促進農(nóng)民收入增加，就要解決農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展和農(nóng)田水利基礎設施建設所需資金。

在實證研究中，唐國華［7］利用協(xié)整分析表明不是所有的公共品供給對農(nóng)民收入增長都具有同等效應，其中農(nóng)村基礎設施建設對農(nóng)民收入增長影響最重要，因此提高農(nóng)民收入的重點在于加強農(nóng)村基礎設施建設。王巖，王志彬［8］考察農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投入、農(nóng)村義務教育投入和農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)民人均純收入增長的關系，實證結果表明三者對農(nóng)民收入增加的貢獻率依次遞減。寧淑媛［9］利用最小二乘估計方法發(fā)現(xiàn)農(nóng)村公共品的投入對于農(nóng)民收入的增加具有顯著影響，提出要注意軟件型公共品與硬件型公共品的協(xié)調(diào)發(fā)展，并指出建立和完善農(nóng)村公共品需求決策制度。

已有研究表明，農(nóng)村公共品供給對農(nóng)民增收的影響研究，從最初的重農(nóng)村基礎設施投資到現(xiàn)在的重視軟硬件型公共品協(xié)調(diào)發(fā)展，理論認識已經(jīng)有一個質的轉變。然而隨著時代變遷，農(nóng)村公共品供求關系發(fā)生著變化，為了及時把握農(nóng)村公共品供給對農(nóng)民收入增加的影響，并明確各類農(nóng)村公共品供給的優(yōu)先序，該文選取反映農(nóng)村公共品投入的3個指標，即農(nóng)村集體固定資產(chǎn)投資、農(nóng)村義務教育經(jīng)費投入以及農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生經(jīng)費投入，建立VAR模型，通過模型分析農(nóng)村公共品投入對農(nóng)民收入的長期影響，根據(jù)各類農(nóng)村公共品投入對農(nóng)民收入增加的貢獻率探索促進農(nóng)民增收的公共品供給優(yōu)先序。

2 農(nóng)村公共品供給與農(nóng)民收入關系的實證分析

2.1 變量選擇與數(shù)據(jù)說明

2.1.1 變量選擇及數(shù)據(jù)來源

考慮到基礎數(shù)據(jù)的易得性及構建模型的結構穩(wěn)定性，構建的模型以農(nóng)村人均純收入為被解釋變量，以農(nóng)村集體固定資產(chǎn)投資、農(nóng)村義務教育經(jīng)費投入、農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生經(jīng)費投入為解釋變量。各個變量的原始數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、《中國教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》、《中國衛(wèi)生經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》，時間跨度為1990～2011年。

2.1.2 數(shù)據(jù)的預處理

為了剔除價格因素對原始數(shù)據(jù)可靠性的干擾，對農(nóng)村集體固定資產(chǎn)投資進行固定資產(chǎn)指數(shù)平減，對農(nóng)民人均純收入、農(nóng)村義務教育經(jīng)費投入以及農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生經(jīng)費投入進行GDP平減。

2.1.3 變量說明

(1)農(nóng)民人均純收入 (Y):農(nóng)村公共品投入不僅直接增加農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入，而且?guī)愚r(nóng)村第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展促進農(nóng)民收入增加。這里的農(nóng)民人均純收入包括農(nóng)民的農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入。

(2)農(nóng)村集體固定資產(chǎn)投資 (X1):由于農(nóng)村基礎設施涉及面比較廣，我國的統(tǒng)計年鑒并沒有專門匯總農(nóng)村基礎設施投入，該文選取農(nóng)村集體固定資產(chǎn)投資為農(nóng)村基礎設施投入的替代變量。農(nóng)村集體固定資產(chǎn)投資側重于農(nóng)村道路、水利、發(fā)電等設施投資，能反映農(nóng)村基礎設施投入，是帶動農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的主要動力。

(3)農(nóng)村義務教育經(jīng)費投入 (X2):在教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒中，把財政性預算內(nèi)經(jīng)費中的農(nóng)村初中和農(nóng)村小學兩項相加便得到農(nóng)村義務教育經(jīng)費投入。

(4)農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生經(jīng)費投入 (X3):農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生經(jīng)費是指醫(yī)療衛(wèi)生財政支出中對農(nóng)村居民的醫(yī)療補貼。

2.2 變量的檢驗

在構建VAR模型之前，需要對4個變量進行平穩(wěn)性檢驗，即單位根檢驗，如果變量不平穩(wěn)，那么需要通過差分處理使得變量平穩(wěn)，由此避免虛假回歸。當所有的變量滿足同階單整的情況下，才可以進行協(xié)整檢驗，即檢驗各變量之間是否存在長期的均衡關系，只有存在協(xié)整關系的變量才能建立VAR模型。

2.2.1 單位根檢驗

為了盡可能消除變量數(shù)量級不同和數(shù)據(jù)異方差性的影響，對該文涉及的農(nóng)民人均純收入、農(nóng)村集體固定資產(chǎn)投資、農(nóng)村義務教育經(jīng)費和農(nóng)村醫(yī)療經(jīng)費投入4個時間序列數(shù)據(jù)平減之后進行對數(shù)化處理，并記為LNY，LNX1，LNX2，LNX3。

表1 各變量平穩(wěn)性檢驗結果

從表1中的檢驗結果可以得知:LNY、LNX1、LNX2和LNX3的ADF檢驗值的絕對值小于5%顯著水平下的臨界值的絕對值，表明這4個時間序列在95%的置信水平下都是不平穩(wěn)的。通過對4個時間序列變量進行一階差分，結果表明，LNY(-1)、LNX1(-1)和LNX2(-1)在95%的置信水平下都是平穩(wěn)的，而LNX3(-1)在99%的置信水平下是平穩(wěn)的。

2.2.2 協(xié)整檢驗:變量之間的長期均衡關系

由于4個變量均為一階單整，滿足協(xié)整檢驗的前提，接下來對4個變量進行Johansen協(xié)整檢驗，結果如表2和表3。

表2 特征根跡檢驗結果

根據(jù)協(xié)整檢驗的特征根跡檢驗結果和最大特征值檢驗結果可知，在5%的顯著水平下至少存在2種協(xié)整關系，農(nóng)民人均純收入、農(nóng)村集體固定資產(chǎn)投資、農(nóng)村義務教育經(jīng)費投入以及農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生投入4者之間存在長期均衡關系，可以構建VAR模型。

表3 最大特征值檢驗結果

表4 各變量的格蘭杰因果檢驗結果

2.2.3 格蘭杰因果檢驗

表4的格蘭杰因果關系檢驗結果表明:第一，農(nóng)民人均純收入是農(nóng)村集體固定資產(chǎn)投資和農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生經(jīng)費投入的格蘭杰原因，而農(nóng)村集體固定資產(chǎn)投資和農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生經(jīng)費投入不是農(nóng)民人均收入的格蘭杰原因。說明農(nóng)民人均純收入增加可以促進農(nóng)村集體固定資產(chǎn)投資和農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生經(jīng)費的投入。第二，農(nóng)村義務教育經(jīng)費投入是農(nóng)民人均純收入的格蘭杰原因，而農(nóng)民人均純收入不是農(nóng)村義務教育經(jīng)費投入的格蘭杰原因，這說明農(nóng)村義務教育經(jīng)費投入對農(nóng)民增收具有重要的作用。

2.3 VAR模型設定

根據(jù)選擇的變量:LNY、LNX1、LNX2和LNX3，構建3維向量自回歸模型。

2.3.1 確定滯后階數(shù)

VAR模型的滯后階數(shù)越大，模型中所需估計的參數(shù)就過多，自由度下降使模型變得沒有效率;滯后階數(shù)過小會導致估計偏差。該文根據(jù)AIC和SC信息準則最小化并結合似然比LR檢驗，確定滯后階數(shù)為3，如表5。

表5 向量自回歸模型滯后階數(shù)的確定標準

2.3.2 回歸結果

由于變量之間存在著協(xié)整關系，直接建立無約束的VAR模型，根據(jù)以上確定的滯后階數(shù)為3，利用Eview6.0得出的模型回歸結果中，LNY對LNX1、LNX2、LNX3的脈沖反映函數(shù)為:

表6為模型參數(shù)檢驗情況，可以看出，各方程調(diào)整后的R2都非常高，方程總體解釋顯著，由此說明模型總體擬合效果不錯。

表6 方程情況檢驗

2.4 VAR模型的平穩(wěn)性檢驗

如果所有特征根的倒數(shù)都在單位圓內(nèi)，則VAR模型系統(tǒng)平穩(wěn)，反之則是不平穩(wěn)的。不平穩(wěn)的VAR模型不可以做脈沖響應函數(shù)分析。經(jīng)過檢驗，如圖1表明構建的VAR模型的所有特征根的倒數(shù)都落在單位圓之內(nèi)，因此VAR模型系統(tǒng)平穩(wěn)，滿足做脈沖響應函數(shù)分析的條件。

2.5 模型分析

2.5.1 脈沖響應函數(shù)

由圖2可見，LNY對來自LNX1一個標準差的正向沖擊，在開始時呈現(xiàn)負向效應，到第2年負向效應達到最大值，隨后逐步減弱，并在第3年減小為0，之后沖擊反應一直呈現(xiàn)出正向效應。這說明在前3年我國農(nóng)村集體固定資產(chǎn)投資對農(nóng)村居民人均純收入的增加起著負向作用，但是3年以后，農(nóng)村基本建設投入對農(nóng)民收入增加起著正向作用。

圖1 VAR模型特征根的單位圓

圖2 LNY對LNX1一單位標準差的響應路徑

由圖3可見，LNY對來自LNX2一個標準差的正向沖擊，一開始呈現(xiàn)負向效應，至第2.5年負效應達到最大，隨后逐步減弱，到第4年減小為0，隨后沖擊效應轉換為正向效應。這說明農(nóng)村義務教育經(jīng)費投入對農(nóng)民人均純收入增長的影響是一種長期正向效應。

由圖4可見，LNY對來自LNX3一個標準差的正向沖擊，一開始呈現(xiàn)正向效應，到第3年正效應達到最大值，隨后逐步減弱，在第4.5年減小為0，之后表現(xiàn)為負向效應。說明了在長期農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生經(jīng)費投入對農(nóng)民收入是反向影響。

圖3 LNY對LNX2一單位標準差的響應路徑

圖4 LNY對LNX3一單位標準差的響應路徑

2.5.2 方差分解分析

方差分解分析［10］是通過分析每一個結構沖擊對內(nèi)生變量變化 (通常用方差來度量)的貢獻率，進一步評價不同結構沖擊的重要性。方差分解給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨即擾動項的相對重要性的信息。下面利用已經(jīng)建立的VAR模型進行方差分解分析，結果如表7，表中LNY、LNX1、LNX2和LNX3列分別表示其對LNY的影響。

表7 方差分解

從表7中可以看出，對農(nóng)民人均收入變化貢獻率最大的是其自身因素的變化，但是它對自身的貢獻率呈現(xiàn)出逐漸遞減的趨勢，到了第10期下降為52.27%。就農(nóng)村公共品供給而言，農(nóng)村集體固定資產(chǎn)投資變動對農(nóng)村人均純收入變化的貢獻率在前2期突破4%，但是隨后一直在3.5%左右波動，貢獻率變動幅度比較小;農(nóng)村義務教育經(jīng)費投入變動對農(nóng)村人均純收入變化的貢獻率第2期為4.4%，然后逐年遞增，一直到第10期貢獻率為25.1%，說明農(nóng)村義務教育經(jīng)費變動在長期對農(nóng)民人均純收入變動起到重要作用;農(nóng)村醫(yī)療經(jīng)費投入變動對農(nóng)村人均純收入變化的貢獻率在第5期有所下降，之后便逐步增加，到第10期貢獻率為19%。

3 結論與對策建議

3.1 結論

基于脈沖響應函數(shù)分析可見，農(nóng)村集體固定資產(chǎn)投資 (特別是大型建設項目建設)初期，在一定程度上給農(nóng)村居民生產(chǎn)和生活增加了負擔，但是在長期，農(nóng)村集體固定資產(chǎn)的投資成果有益于農(nóng)民進行相關的生產(chǎn)經(jīng)營和服務活動從而增加農(nóng)民收入。農(nóng)村義務教育經(jīng)費投入在開始一段時期內(nèi)對農(nóng)民人均純收入呈現(xiàn)負效應，但之后都表現(xiàn)為持續(xù)增大的正向效應，說明農(nóng)村義務教育經(jīng)費投入存在一定的時滯性。農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生經(jīng)費的主要籌資渠道來自于政府財政預算，但是從醫(yī)療服務來說，其籌資渠道主要來自于政府、社會和個人三方面。從長期來看，伴隨著醫(yī)療服務價格的上升趨勢，雖然政府財政預算增加，農(nóng)民個人醫(yī)療賬戶支出亦增多，一定程度上會帶來農(nóng)民增收負擔。

從方差分解分析的結果來看，農(nóng)村義務教育經(jīng)費投入對農(nóng)村居民人均純收入的平均貢獻率13.3%為最大，農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生經(jīng)費投入對農(nóng)村居民人均純收入的平均貢獻率11.5%位列第二，農(nóng)村集體固定資產(chǎn)投資對農(nóng)村居民人均純收入的平均貢獻率3.4%相對最小。長期而言，農(nóng)村集體固定資產(chǎn)投資能為增加農(nóng)民收入做出貢獻，但是如今非農(nóng)業(yè)收入是農(nóng)民人均純收入的主要構成部分，農(nóng)村最需要的是具備專業(yè)技術知識的職業(yè)農(nóng)民，農(nóng)村義務教育發(fā)展使農(nóng)民具備提升工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的潛力，并通過進一步的專業(yè)技術知識的學習把這種潛力轉化為現(xiàn)實的生產(chǎn)力，提高勞動生產(chǎn)效率，因而使農(nóng)村義務教育投入對農(nóng)民純收入增加的貢獻率較大。農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生經(jīng)費投入的直接作用是增強農(nóng)村居民的身體素質，延長農(nóng)村居民的工作時間，為農(nóng)村居民增收奠定基礎。

綜上所述，從長期來看，農(nóng)村集體固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民收入增加的影響并不顯著，而農(nóng)村義務教育經(jīng)費和農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生經(jīng)費投入對農(nóng)民收入增加的影響比較重要，這是由于農(nóng)民的生產(chǎn)條件和生活條件的改善，農(nóng)民對農(nóng)村公共品需求類型發(fā)生了變化，從注重基礎設施的硬公共品需求轉向對教育、醫(yī)療衛(wèi)生等軟公共品的需求迫切，因此當前階段農(nóng)村公共品供給優(yōu)先序為:農(nóng)村義務教育經(jīng)費投入、農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生經(jīng)費投入、農(nóng)村集體固定資產(chǎn)投資，以實現(xiàn)農(nóng)村公共品供給的有效化，促進農(nóng)民增收。

3.2 對策建議

3.2.1 深化城鄉(xiāng)一體化的公共品供給機制

從長期來看，要繼續(xù)深化城鄉(xiāng)一體化的公共品供給機制。當前，一是加快改革戶籍制度，盡快在城鄉(xiāng)規(guī)劃、產(chǎn)業(yè)布局、要素市場、基礎設施建設、社會事業(yè)發(fā)展等方面取得突破，促進城鄉(xiāng)資源自由流動、均衡配置。二是以基本公共服務均等化為目標，建立覆蓋城鄉(xiāng)的公共財政制度，切實把國家基礎設施和社會事業(yè)發(fā)展的重點轉向農(nóng)村，不斷縮小城鄉(xiāng)公共品發(fā)展差距，增加農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)收入差距，共享改革發(fā)展成果。

3.2.2 形成農(nóng)村公共產(chǎn)品差異化供給的戰(zhàn)略思維

目前，我國許多地方的農(nóng)村公共產(chǎn)品供給“平均化”現(xiàn)象嚴重，導致了資金投入不少，收效甚微的不利局面。故而，各級政府要有區(qū)別、分層次、有重點地供給農(nóng)村公共產(chǎn)品。在實施農(nóng)村公共產(chǎn)品供給過程中，必須按照優(yōu)先序供給，全面普及農(nóng)村基礎教育，加快發(fā)展農(nóng)村職業(yè)教育，培育現(xiàn)代職業(yè)農(nóng)民。全重點推進農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生服務改革，健全農(nóng)村三級醫(yī)療衛(wèi)生服務網(wǎng)絡，同時鼓勵社會辦醫(yī)。在保障農(nóng)民收入不縮水的前提下，滿足農(nóng)民差異化需求，切實提高農(nóng)民收入。

3.2.3 形成以政府為主導的、多元主體參與的公共品供給模式

要完善中央、省級財政支農(nóng)主要用于農(nóng)村公共產(chǎn)品供給的政策，實施政府負責、社會協(xié)同、公眾參與的農(nóng)村公共服務體系建設，政府仍處于主體地位，市場處于從屬與被支配地位。政府決定供給種類與規(guī)模，并且對公共品的市場供給進行宏觀監(jiān)管。在大力放開民間資本進入公共產(chǎn)品的領域，增加信貸資金對公共設施建設的支持，建立縣域內(nèi)金融機構支持公共服務體系發(fā)展的機制，為農(nóng)民增收提供良好的服務和制度環(huán)境。

［1］林毅夫.增加農(nóng)民收入需要農(nóng)業(yè)基礎設施的牢固.調(diào)研世界，2001，(7):3～4

［2］楊瑞珍.增加農(nóng)民收入的途徑與政策.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2001，22(02):30～34

［3］徐祥臨.農(nóng)民增收的第四條渠道.經(jīng)濟日報，2001-2-21

［4］陳榮仲.農(nóng)民增收:全局性問題·多元化促進.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2002，23(03):43～46

［5］秦紹忠.關于當前農(nóng)民增收的幾個問題.理論前沿，2004，(17):12～14

［6］陸耀邦，莫明榮，梁自力，等.農(nóng)民增收問題調(diào)研報告.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2011，32(01):73～78

［7］唐國華.農(nóng)村公共品供給與農(nóng)民收入增長關系的實證分析.湖南農(nóng)業(yè)大學學報 (社會科學版)，2009，(4):19～24

［8］王巖，王志彬.農(nóng)村公共產(chǎn)品投入與農(nóng)民增收關系研究.農(nóng)村經(jīng)濟與科技，2011，(5):80～82

［9］寧淑媛.我國農(nóng)村公共品供給與農(nóng)民收入問題的實證分析.經(jīng)濟與法，2013，(4):179～180

［10］高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模.北京:清華大學出版社，2009