基于贡献率的农村公共产品供给结构实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,贡献率论文,农村论文,结构论文,产品论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F321 文献标识码：A 文章编号：1672－4283（2009）02－0098－08
经过几十年的社会主义建设，我国综合国力日益增强。2005年以来，我国政府提出了“工业反哺农业”战略构想，增加农村公共产品供给是“工业反哺农业”的重要内容之一。近几年来，我国理论界主要从需求方面对于农村供给什么样的公共产品这一基本问题进行了探讨。廖清成通过专家调查法和个别访问法，对政府部门中的地厅级领导干部、县处级领导干部、乡（镇）主要领导干部以及高等院校和科研院所中的高级专业技术人员进行调查和访谈，认为农村应优先发展义务教育、医疗卫生、农村道路，而排在后三甲的是文化娱乐、信息服务和村庄规划；[1]李义波采用随机抽样问卷调查的方法对湖北省荆州市J镇进行了广泛调查，认为无论是从满足农村居民个人需求角度来看，还是从促进社区发展角度来看，最受人们关注的是社区交通道路（包括社区内的乡村道路建设与维修以及为促进当地发展的跨乡镇公路建设），其次依次为社区秩序（包括确保当地社会治安和社会稳定与民事及邻里间的纠纷处理）和社区农业基础设施（即小型农田水利设施建设）；[2]李强等对村级公共产品投资状况进行了抽样调查，结果表明，农民自己筹集资金对灌溉、道路、垃圾站、学校、诊所、饮用水的投资意愿分别为23.7％、57.6％、7.4％、6.4％、6.5％、28.3％；[3]孔祥智等采用聚类分析的方法研究了农民对公共产品需求的优先序问题，认为农民自己最迫切需求的公共产品和最急需政府投资的公共产品的排序有很大不同。这说明，有些公共产品属于“俱乐部产品”，农民可以自己投资或投资一部分；农民最需要政府投资的是自己急需但不愿投资或无法投资的公共产品。[4]然而，从贡献率的角度探讨我国农村供给需要什么样的公共产品的学者却是寥寥无几。本文将运用实证分析方法，分析农村公共产品的贡献率，并以农村公共产品贡献率大小为标准，确定农村公共产品供给优先顺序，探讨如何优化农村公共产品供给结构，提高农村公共产品供给效率。
一、建立基于贡献率的农村公共产品供给结构模型
按照《中国统计年鉴》的分类方法，农村居民收入主要由家庭经营收入、工资性收入、财产性收入和转移性收入4个部分组成。农村公共产品通过农业与非农产业影响农村居民的收入（如图1所示）。一方面，改善农村公共产品供给，有利于创造良好的农业生产条件，增加农村居民人力资本，提高农村居民的科技水平，从而提高农业劳动生产率，增加农村居民收入；另一方面，改善农村公共产品供给，可以为农村第二、三产业发展创造条件，增强农村居民从事非农产业的能力，获得非农产业就业的比较优势，增加农村居民收入。
图1 农村公共产品与农民收入关系结构图
农村居民收入的变动常常受到多种因素的影响和制约。但是，农村居民收入的变动不是杂乱无章的，而是有规可循的。因此，我们可以借助回归分析法，依据农村居民收入的变动规律来预测其未来发展的趋势。
如上所述，本文讨论的农村公共产品主要是指农村基础设施、基础教育、医疗卫生和科技推广。一般来说，基础设施虽然属于公共设施的范畴，但增加基础设施投入是进行物质资本投资，会增加一个社会的物质资本；基础教育和医疗卫生虽然属于社会公共事业的范畴，但增加基础教育和医疗卫生投入是进行人力资本投资，能增加一个社会的人力资本。我们把基础设施、基础教育和医疗卫生投入分别看作是物质资本投资和人力资本投资。而农村科技推广投入的增加有助于增加农民收入，所以我们把农村科技投入作为一个独立的因素。这样，我们就可以以“C-D生产函数”为依据，建立多元线性回归方程。
1.建立多元线性回归方程
我们假设多元线性回归模型为：
二、验证基于贡献率的农村公共产品供给结构模型的数据来源
由于在全国农村开展调查比较困难，所以我们选择采用已有的文献资料。从总体来看，资料来源主要有：《中国统计年鉴》、《中国财政统计年鉴》、《中国卫生统计年鉴》、《中国教育统计年鉴》、《中国教育经费统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中国农村住户调查年鉴》、《中国固定资产统计年鉴》以及中华人民共和国卫生部、教育部、农业部等官方网站。
1.农村居民人均纯收入
从已有的研究来看，研究农村私人或公共投入对农村的影响情况，一般采用农业产值作为因变量。用农业产值作为因变量固然能直接地、比较准确地反映投入对农业生产作用的大小，便于研究者进行分析，发现问题，查找原因，总结经验，发现规律，提出有针对性的改进措施，在研究中被广泛应用。但是，从近几年农村发展情况来看，农村私人或公共投入尤其是农村公共投入在为农业生产创造条件，注入活力的同时，带来了农村第二、三产业的发展以及农民流动性的增强。农业产值仅仅能够反映农村私人或公共投入对农村第一产业发展的影响，而不能反映农村私人或公共投入对农村第二、三产业发展的影响。从表1可以看到，1994—2005年，农村居民第二、三产业人均收入由190.0元增加到541.2元，增长了184.8％，农村居民人均工资性收入由261.6元，增加到1173.1元，增长了348.4％。2005年，农村居民第二、三产业和工资性收入占到农村居民总收入的43.8％。所以，我们应该选择能够全面反映农村私人或公共投入对农村影响的变量作为因变量，这个因变量就是农村居民人均纯收入。
随着农业生产的发展，农村居民农业收入不断增加；随着农村第二、三产业的发展，农村居民非农产业收入不断增加。不但如此，随着农村基础教育、医疗卫生投入的增加，农村居民的身体素质、文化水平、劳动技能有了不同程度地提高，农村居民由收入低的地区或行业流向收入高的地区或行业，也是增加农村居民收入的主渠道（详见表1）。所以，农村私人或公共投入对农村的影响最终通过农村居民人均纯收入的变动反映出来。基于以上认识，农村居民人均纯收入作为农村公共产品对农村作用的因变量是可行的。农村居民人均纯收入不仅能反映农村居民农业收入，而且能反映农村居民非农产业收入。
2.农村基础设施投资
长期以来，在我国统计年鉴中，没有专门的基础设施统计资料，在基础设施分项统计资料中，有些是1980年以前的，有些是1990年以前的，有些只有全国的资料，且没有把城市与农村分开，所以，要把全国农村基础设施投入汇总起来比较困难。在此情况下，我们选用农村基础设施投资的替代物——农村集体固定资产投资。《中国农村统计年鉴》把农村固定资产投资分为农村集体固定资产投资和农村居民个人固定资产投资。农村居民个人固定资产投资主要用于房地产业投资（详见表2），对于农村水利灌溉设施、水、电、路、信息传递等设施投资较少。因此，在农村固定资产投资中，我们舍弃农村居民个人固定资产投资，选择农村集体固定资产投资作为农村基础设施投资的替代物。
3.农村基础教育投入
1996年以前，在基础教育投入方面，我国统计年鉴没有把城市与农村区分开来，农村基础教育投入数据很难从类似于统计年鉴的文献资料中获取，所以农村基础教育投入1981—1995年资料来源于樊胜根等人利用农村学生占学生总数的比例外推得出的数据。樊胜根等人在数据说明中指出：“1990年以后农村中小学教育总支出在《中国教育年鉴》（人民教育出版社）以及《中国教育支出统计年鉴》（中国统计出版社）有公布。对于1990年以前农村教育支出可以利用农村学生占学生总数的比例外推。由于平均每个学生的教育支出城市高于农村，所以，用1990年二者的差将农村地区教育支出下调”。[5]66樊胜根等人得出的数据是按1990年不变价格计算的，我们又根据《中国统计年鉴》中的物价指数把樊胜根等人得出的数据换算为按照当年价格计算的数据；1996—2004年资料来源于1996—2006年《中国教育经费统计年鉴》和《中国统计年鉴》。
4.农村医疗卫生投入
农村医疗卫生费用主要包括政府预算费用、社会卫生费用和个人现金支出三个部分。1990—2004年的资料参见表3。由于1989年以前，农村卫生费用资料匮乏，所以，我们采用逆推的方法，计算出来1980—1989年农村卫生费用。具体做法是：
（1）计算出1979—2004年总卫生费用增长率。从增长率变动情况来看，出现周期波动。这个周期与我国1979年以来几次通货膨胀同步，如1979—1984年、1984—1988年、1988—1994年，我国卫生总费用都是先下降后上升。由此，我们认为，既然总卫生费用具有周期性波动的特征，那么城乡各自卫生费用的变动也应该遵循总卫生费用的变动规律。
（2）计算出城乡卫生费用的比值。1990—2004年，城乡卫生费用的比值分别为：1.13∶1、1.18∶1、1.20∶1、1.23∶1、1.29∶1、1.35∶1、1.23∶1、1.24∶1、1.08∶1、1.18∶1、1.33∶1、1.25∶1、1.47∶1、1.70∶1、1.86∶1。1988年总卫生费用增长率最高，从1989年开始下降；1994年总卫生费用增长率最高，1995年开始下降。我们采用类比的方法，1985—1989年城市与农村卫生费用比率参照1990—1995年各年比率计算。随着社会的发展，城乡居民收入差距日益扩大，城乡居民在卫生费用上的支出也将拉大，1990—1995年比1985—1989年城乡卫生费用比率大。因此，我们在参照1990—1995年各年比率计算1985—1989年城乡卫生费用比率时，做了适当下调。在计算1979—1984年时又进行了下调。
（3）验证1979—1984年城市与农村卫生费用。为了证明我们推算的城市与农村卫生费用的正确性，我们又分别计算出1990—2004年城市与农村卫生费用年增长率。结果发现，城市与农村卫生费用年增长率的平均值约等于该年总卫生费用年增长率，误差±1％（详见表3）。所以，我们对1979—1989年城市与农村卫生费用年增长率进行计算，并且求出城市与农村卫生费用年平均增长率。结果发现，城市与农村卫生费用年平均增长率约等于总卫生费用年增长率，误差±1％（详见表3）。这说明，我们采用逆推的方法，推算出1979—1989年城市与农村卫生费用，基本上符合我国城市与农村卫生费用增长的规律和变动特点，基本能够反映城市与农村卫生费用的变动状况。
三、基于贡献率的农村公共产品供给结构模型检验
1.Granger因果检验
利用Granger因果检验法对科技三项费、农村集体固定资产投资（以下简称集体固定资产投资）、农村教育经费（以下简称教育经费）、农村医疗卫生费用（以下简称医疗卫生费用）与农村居民人均纯收入之间的相关关系进行界定，其检验结果见表4。
从表4来看，Granger因果检验结果表明，科技三项费、集体固定资产投资、教育经费、医疗卫生费用与农村居民人均纯收入之间存在因果关系：科技三项费、集体固定资产投资、教育经费、医疗卫生费用投入的增长促进了农村居民人均纯收入的增长。通过了Granger因果检验，我们就可以进行多元回归分析。
2.回归模型
根据柯布—道格拉斯生产函数建立多元回归模型：
(1)多重判定系数
=0.991，方程的解释能力达到99.1%，说明所选取样本回归方程的代表性强。
（2）回归方程的显著性检验。从方差分析表结果可以看出：统计量F＝523.720；p＜0.001。说明4个自变量与因变量之间存在线性回归关系。
（3）回归系数的显著性t检验。其中，Unstandardized Coefficients为非标准化系数，Standardized Coefficients为标准化系数，t为回归系数检验统计量，Sig.为相伴概率值（P值）。
、
、
系数的P值分别为0.472、0.106、0.377，均大于显著性水平0.05，接受原假设，认为、、与lny之间不存在显著的线性关系；
系数的P值小于显著性水平0.05，则拒绝原假设，可以认为
与lny之间存在显著的线性关系。
（4）由多重共线性的膨胀系数（VIF）可以看出，、、三个自变量之间存在多重共线性。
4.多重共线性问题的修正
4个自变量的相关系数矩阵见表6。通过相关分析可知：自变量之间是高度相关的，并且在0.05的水平下是显著的，说明方程的多重共线性根源于此。在此，提出修正多重共线性问题的建议：运用因子分析，找到影响各个相关自变量的公因子，再以公因子作为自变量进入模型，构造回归方程。
通过因子分析构造回归方程：
F＝0.247＋0.256＋0.257＋0.258
其中，F为该回归方程的因变量。
构造一元回归模型：
lnY＝α＋βF＋ε （4）
公式（4）中，Y为农村居民人均纯收入。
对其进行回归分析，结果见表7。
由二次回归结果可以看出：
（1）判定系数＝0.983，方程的解释能力达到98.3％，说明所选取样本回归方程的代表性强。
（2）回归方程的显著性检验。从方差分析表结果可以看出：统计量F＝1236.596；p＜0.001。说明自变量与因变量之间存在线性回归关系。
（3）回归系数的显著性t检验。从表中可以看出P值小于0.05，说明回归系数通过t检验。
（4）多重共线性问题得到解决。
5.多元回归方程
由以上分析结果，可以得到最终的多元回归方程是：
lny＝0.245＋0.254＋0.255＋0.256
6.贡献率
根据贡献率计算公式（2）的要求，首先分别计算出1982—2004年各年农村科技三项费、集体固定资产投资、教育经费和卫生医疗费用与农村居民人均纯收入相对变化率比值，然后分别乘以农村科技三项费、集体固定资产投资、教育经费和医疗卫生费用回归弹性系数，得出农村科技三项费、集体固定资产投资、教育经费和医疗卫生费用对农村居民人均纯收入的贡献率。最后分别求出农村科技三项费、集体固定资产投资、教育经费和医疗卫生费用对农村居民人均纯收入的平均贡献率。经过计算，农村科技三项费、集体固定资产投资、教育经费和医疗卫生费用对农村居民人均纯收入的平均贡献率分别为：0.2095、0.3312、0.2238、0.2355。也就说，农村科技投资、基础设施投资、基础教育投资和医疗卫生投资对农村居民人均纯收入的平均贡献率分别为：0.2095、0.3312、0.2238、0.2355。
根据农村科技投入、基础设施投资、基础教育投资和医疗卫生投资和对农村居民人均纯收入平均贡献率的大小，按照农村公共产品贡献率越大，优先供给的原则，农村公共产品供给优先顺序为：农村基础设施、农村医疗卫生、农村基础教育、农村科技推广。
四、结论分析与政策建议
首先，从贡献率结果来看，农村基础设施投资对农村居民人均纯收入的贡献率0.3312为最大，农村医疗卫生投资对农村居民人均纯收入的贡献率0.2355位于次席，农村基础教育投资对农村居民人均纯收入的贡献率0.2238相对较低，而农村科技投入对农村居民人均纯收入的贡献率0.2095最小。这是由于改善农村水利灌溉设施的直接作用是推动农业生产发展，增加农业产值，进而增加农民农业收入。水电路等农村基础设施建设不仅为农业生产提供了必要的条件，而且有助于加快农产品流通，促进农业产业化，推动农村第二、三产业的发展，增加农民非农产业收入，农村基础设施投资对农村居民人均纯收入贡献最大，所以，应优先发展农村基础设施。一是在合理规划村庄布局的基础上，科学确定农村人口与各项基础设施的配置比例，提高基础设施使用效率；二是继续加大政府对农村基础设施的投资力度，发挥政府公共财政的功能；三是正确处理农村基础设施建设与维护的矛盾，加大对农村各项基础设施维护的投入，充分发挥农村现有基础设施的功能和作用；四是积极引进民间资本，加大对农村公共产品的资金投入，形成农村基础设施投资主体多元化。[6]
其次，农村医疗卫生投资的直接作用是降低农村居民疾病发生率，减少因疾病所造成的损失，从而增强劳动者的体魄，延长劳动者的工作时间，增加劳动者收入。但是，农村医疗卫生投资对农村居民增收的作用没有农村基础设施那么直接、显著和巨大，因而位于第二位。因此，我们应大力发展农村医疗卫生事业，积极推进新型农村合作医疗制度建设，优化城乡卫生资源配置结构，建立与完善农村县、乡（镇）、村三级医疗服务体系和公共卫生机构，满足农村居民对卫生医疗健康的需求。
再次，农村基础教育投资对农村居民增收的作用没有农村基础设施投资和农村医疗卫生投资那么直接。其原因是农村基础教育是传授文化科学知识，提高受教育者的文化水平和素质，为受教育者进一步学习专业技术知识奠定基础。也就是说，农村基础教育使农村居民有了从事生产劳动的潜力，要把这种潜力变为现实的生产力，还需要进一步学习专业技术知识。所以，农村基础教育投资对于农村居民收入的贡献率相对比较小，位于农村基础设施投资和医疗卫生投资之后。但是，鉴于农村基础教育的重要地位，我们应该常抓不懈。一是继续抓好农村九年制义务教育，彻底贯彻落实《义务教育法》，提高农村义务教育普及率；二是加大中央政府对农村义务教育的投资比重，杜绝因地方财政收入困难所引起的农村子女教育不公平现象的发生；三是积极鼓励广大人民群众在量力、自愿的基础上，开展捐资助学，大力提倡和支持诸如“希望工程”、“春蕾计划”等形式的助学活动，改变农村基础教育落后的面貌。
最后，农村科技投入的贡献率0.2095为最小。长期以来，由于我国计划体制的影响，农业科技推广以政府部门为载体，以行政命令为主要手段的状况依然存在，农业技术传播渠道单一，农业技术成果转化成本高，加上农业技术市场发育不完善，在一定程度上制约着农业科技成果的转化和应用，这是其一；其二，由于农村教育事业发展落后，农民文化水平普遍低下，农民对科学技术的吸纳能力十分有限，致使农业科技推广步履艰难，农村科技投入对农民收入贡献率低下。因此，提高农村科技投入对农村居民收入的贡献率势在必行。一是政府要继续加大对农村科技投入的力度，增强农业科技成果供给能力；二是增加农村基层组织农技推广人员数量，提高农技推广人员的素质，充分发挥农技推广人员的宣传、指导和服务作用；三是发展农村职业教育，提高农村居民的科学文化水平，增加农村科技有效需求。
收稿日期：2008－04－23
标签：贡献率论文; 公共产品论文; 医疗卫生论文; 中国统计年鉴论文; 农村基础设施论文; 农村论文; 投资结构论文; 农业发展论文; 实证分析论文; 固定资产投资论文; 三农论文; 农民论文;