導語：農村公共物品投資論文一文來源于網友上傳，不代表本站觀點，若需要原創文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

摘要：本文運用面板數據模型分析了河南省農村公共物品固定資產投資對農村經濟增長的影響。固定效應模型表明，農村公共物品固定資產投資是造成地區間農業總產值差異的因素；隨機效應模型表明，農村公共物品固定資產投資也是造成同一地區不同年份農業總產值變化的因素，即農村公共物品固定資產投資促進了農村經濟增長。最后分析了河南省當前農村公共物品供給存在的問題及解決對策。

關鍵詞：農村公共物品；固定資產投資；經濟增長效應；面板數據模型



一、引言

河南省作為農業大省，農村經濟發展問題顯得尤為重要。統計數據顯示，截至2004年底，河南省鄉村總人口達到7968.77萬人，占河南省總人口的82.0％，占全國農村總人口的8.5％。2004年河南省農民人均純收入僅為2553.15元，在全國排第19位，較全國平均水平低383.25元。因此，迫切需要積極探索促進河南省農村經濟增長、增加農民收入、變農業大省為農業強省的途徑和政策。

大量的研究表明，農村公共物品投資對農村經濟的發展有著重要的作用，一項對58個國家農村基礎設施投資與農業發展關系的研究表明（Binswanger，1989），農村基礎設施投資與農業總產值的增長呈正相關關系：水利灌溉設施增長1％時，糧食總產量增長1.62％；公路修建增長1％時，糧食總產量增長0.26％，農村的公路密度每增長1％時，糧食總產量將增長0.12％；成年人的識字率上漲1％時，糧食總產量增長0.54％。樊勝根等（2002）的研究表明，政府用于促進農村生產方面的投資不僅促進了農業生產增長，同時還促進了農村扶貧，縮小了地區差距，但投資收益因投資的地區不同而有很大差異。不同地區農村公共物品投資對農村經濟發展的作用大小是不同的，因此本文以河南省農村公共物品投資對農村經濟增長的影響為研究對象，確定農村公共物品投資對農村經濟增長的貢獻，為政策的實施提供理論依據。

二、模型設計及變量的說明

由于數據的限制，官方公布的各地市用于農村公共物品投資的數據年度不長，本文為保證樣本的數量，采用面板數據模型（paneldatamodel）進行分析。面板數據模型是指對不同時刻的橫截面個體作連續觀測所得到的多維時間序列數據，并對這些樣本數據進行建模。與單純的橫截面或時間序列相比，面板數據模型的優點表現在，提供了更大的樣本點以改善參數估計的有效性以及更深入地分析問題。從時間序列看，可以描述不同個體隨時間變化的規律；從橫截面數據看，又能描述某個時點各個個體的狀態及個體間的差異。

一般來說，農村公共物品按用途可劃分為生產性和非生產性兩大類（楚永生，2004）。農村生產性公共物品主要包括農村水利基礎設施、水土流失及土地沙化治理、農村道路和公共性運輸工具、部分大中型農用機械設備、病蟲害防治、農業技術推廣、農業信息平臺建設等；農村非生產性公共物品包括基礎教育、文化娛樂設施、電網、自來水設施、衛星接收設施、郵電通訊設施、醫療衛生設施、社會福利、行政服務、治安等。因此農村公共物品供給可直接作用于農業生產，提高農業產量，增加農民收入，還可以通過改善農民生活環境，提高農民基本素質，為農民提供信息、交通通訊等便利的生產條件，對農業經濟的長期增長產生間接影響。

根據《河南農村統計年鑒》，農村固定資產投資按投資方向可分為農林牧漁業、采礦業、制造業、電力煤氣及水的生產供應、建筑業、交通運輸倉儲和郵電業、信息傳輸計算機服務和軟件業、批發和零售業、住宿和餐飲業、金融業、房地產業、租賃和商務服務業、科學研究技術服務和地質勘探業、水利環境和公共設施管理業、居民服務和其他服務業、教育衛生社會保障和社會福利業、文化體育娛樂業、公共管理和社會組織等，本文將扣除了農林牧漁業、采礦業、制造業、建筑業、信息傳輸計算機服務和軟件業、批發和零售業、住宿和餐飲業、金融業、房地產業、租賃和商務服務業、居民服務和其他服務業的投資看作是公共資本投資（李楨業等，2006）。因此，根據柯布－道格拉斯（Cobb-Douglas）生產函數，影響農村經濟增長的計量模型可設計如下：

LnYit=β0+β2LnLit+β3LnGit+uit

其中：下標it表示第i個城市（即代表河南省18個地級市）農村在第t年（2000－2004）的項目；Y代表農業總產值，單位為億元；β0為常數；β2代表勞動的產出彈性；L為農業從業人員，單位為萬人；β3代表資本的產出彈性；G為公共物品部門的固定資產投資存量（1999年為基期），單位為億元；u為隨機擾動項。為了消除數據中可能存在的異方差問題，本文在計量檢驗時，分別對上述數據進行自然對數變換。以上數據均來自《河南統計年鑒》（2000－2005）和《河南農村統計年鑒》（2000－2005）。

在運用面板數據分析時，主要考慮兩種模型，即固定效應模型（fixed-effectsmodels）和隨機效應模型（random-effectsmodels）。不同的模型變量回歸系數的影響因素也不同，一般來說，因為面板數據同時包含橫截面因素和時間序列因素，所以參數估計值可能會同時受到兩種不同因素的影響，一種是不同組別數據之間的差異，稱作組間效應（betweeneffect），在我們的數據里就是指不同地區之間的差異，另一種是同一組數據內部不同年份之間的差異，稱作組內效應（withineffect），在我們的數據里就是指同一個地區不同年份之間的差異。在固定效應模型中，所有的組間效應都已經通過固定影響消除掉，參數的回歸系數只取決于組內效應。而在隨機效應模型中盡管考慮了地區之間的差異，但只有當地區之間的差異服從正態分布時，回歸系數才會完全不受組間效應的影響，否則，回歸系數也會受到組間效應的影響（王紅領等，2006）。

三、檢驗結果及說明

為了檢驗公共物品投資變量（G）和農業總產值（Y）之間是否有較大的相互影響，依次分別對變量G與變量Y的關系和L與Y的關系進行回歸分析（組Ⅰ和組Ⅱ），然后將變量G與L同時與L進行回歸分析（組Ⅲ）。回歸結果見表1，方程中D.W.的有效范圍是dL＜D.W.＜(4-dU)，即對于組Ⅰ和組Ⅱ來說，1.16＜D.W.＜2.61，對于組Ⅲ來說，1.05＜D.W.＜2.57，故可認為回歸方程中的變量不存在自相關。

在組Ⅰ中，我們首先就公共物品投資變量（G）對農業總產值（Y）的影響進行了回歸分析，固定效應模型和隨機效應模型的回歸結果是，累計公共物品固定資產投資的回歸系數均為正，且分別通過了10％和5％的顯著性檢驗，也就是說,無論是組內效應還是組間效應，農村累計公共物品固定資產投資對農業總產值的影響均為正，即促進了農業總產值的增長。

在組Ⅱ中，我們又檢驗了農業從業人員（L）對農業總產值的影響，固定效應模型回歸結果表明，回歸系數為負，且通過了10％的顯著性水平檢驗，即農業從業人員與農業總產值呈負相關關系，由于固定效應模型中參數的回歸系數只取決于組內效應，也就是說從時間維度來看，隨著農業從業人員的遞減，農業總產值是增加的，這和我們的統計數據是一致的，對這種現象的解釋是在農業生產過程中農業機械逐漸替代了勞動，使農業從業人員的效率得以提升。隨機效應回歸結果表明，回歸系數為正，且通過了1％的顯著性水平檢驗，即農業從業人員與農業總產值呈正相關關系，顯然這里隨機效應模型既考慮了地區間的差異，也考慮了一個地區內不同時間的差異，其回歸系數同時受這兩方面因素的影響。從統計數據來看，不同地區之間農業總產值的差異，主要由農業從業人員決定，農業從業人員較多的地區，其農業播種面積也較大，因此其農業總產值就比較大，與我們的統計數據一致。

在組Ⅲ中，我們將農村公共物品固定資產投資變量和農業從業人員變量放在一起對農業總產值進行回歸，兩變量的回歸系數符號與組Ⅰ、組Ⅱ相同，且均通過了至少10％的顯著性水平檢驗。從固定效應回歸結果來看，公共物品投資是造成地區間農業總產值差異的因素，即公共物品投資較多的地區，其農業總產值也會較大（假定影響農業總產值的其他變量均相同的前提下）。從隨機效應模型來看，公共物品投資也是造成同一地區、不同年份農業總產值變化的因素，即隨著同一地區農村公共物品投資的不斷增加，農業總產值也不斷增加。

從組Ⅰ和組Ⅲ的回歸結果中可以發現，增加農村公共物品投資可以增加農業總產值，從而促進農業經濟增長。從組Ⅲ隨機效應模型（該模型同時考慮了組間效應和組內效應）的回歸結果來看，農村公共物品固定資產投資每增加1元，農業總產值將增加0.124元。

四、河南省農村公共物品供給存在的問題及建議

（一）存在的問題

1.農村公共物品供給匱乏，且結構不合理

從財政支農統計數據來看，20世紀90年代以來，雖然財政性支農支出的絕對量從1990年的10.83億元增加到2003年的48.38億元，但實際上財政用于支農的比例在整體上卻呈現下降的趨勢（見圖1），由1978年的15.5％，下降到2003年的6.8％，且從1994（1995年除外）年開始河南省的財政支農比例開始低于全國的財政支農比例，其中1998年差距達到2.69個百分點。顯然，作為農業大省，河南省對農村的公共物品供給顯得尤為不足。

從財政支農結構上看，當前支農支出包括支援農業生產和各項農業事業費支出、農業基本建設支出、農業科技三項費用、農村救濟費、其他等（見表2），其中支援農業生產和各項農業事業費支出所占比例較高，如2003年為74.6％，2004年達到80.3％，并且這一比例也高于全國的比例，由于這些支出主要用于各級農業行政事業單位事業費支出，所以這些名義上屬于支農支出，實際上大部分卻流向了城市，農業投入的“非農化”現象較嚴重。財政對農村和農業支出比例過低和支出結構的不合理，必然導致河南省農村公共物品供給的匱乏或不足。

2.農村人均累計公共物品投資的地區差距逐漸拉大

從表3可以看出，鄭州市農村人均累計公共物品投資與其他地區農村人均累計公共物品投資的差距在不斷擴大，如2000年鄭州市農村人均累計公共物品投資是開封的4.70倍，到2004年擴大到6.14倍，2000年鄭州市農村人均累計公共物品投資是商丘的4.75倍，到2004年擴大到6.09倍。由前述可知，農村人均累計公共物品投資對農村經濟增長有積極的促進作用，有利于增加農民的人均收入，農村公共物品投資地區差距的加大，可以說主要是由政府政策造成的，因此為了促進落后地區經濟的發展，政府政策應向落后地區傾斜，加大對落后地區公共物品的投資。

（二）政策建議

從前面的計量分析結果可知，增加農村公共物品投資可以提高農業經濟增長，因此，針對河南省當前農村公共物品供給存在的問題，提出以下相應的政策建議，以進一步促進河南省農村經濟的平衡快速發展。

第一，按照公共財政原則改變重城市、輕農村的支出政策，按照統籌城鄉發展的要求，加大財政對農村公共產品的投入。具體包括：（1）增加財政對農業的投入力度，確保財政支農資金總量的穩定增長，同時要提高河南省財政支農支出的比例，至少要不低于全國財政支農支出的比例。（2）調整財政支農支出結構。首先要調整財政支農支出的資金流入結構，即加大農業基本建設支出、農業科技三項費用、農村救濟費的比例，降低支援農業生產和各項農業事業費的比例；其次要調整財政支農支出的地區結構，即加大對信陽、周口、駐馬店等人均公共物品投資較低地區的支出力度。

第二，走農村公共物品投資主體多元化的發展道路。即建立以公共財政和國債為主體、動員社會各方面力量共同參與的農村公共物品融資體制，以解決河南省農村公共物品供給短缺問題。

第三，建立省、市、縣三位一體的農村公共物品供給體制。政府應處于農村公共物品供給的主體地位，各級政府都應建立起相應的負責農村公共物品供給的組織，具體負責農村公共物品資金投入的籌集和使用，收集農民對公共物品的需求信息，制定出科學、合理的農村公共物品供給規劃。

參考文獻：

楚永生.2004.農村公共物品供給與農民收入增長相關性分析［J］.太原理工大學學報：社會科學版(3).樊勝根,張林秀,張曉波.2002.經濟增長、地區差距與貧困——中國農村公共投資研究［M］.北京:中國農業出版社：1-3.

李楨業,金銀花.2006.長三角政府公共資本和民營資本生產率及其經濟增長效應的比較研究［J］.中國工業經濟(3).

王紅領,李稻葵,馮俊新.2006.FDI與自主研發：基于行業數據的經驗研究［J］.經濟研究(2).

BIINSWANGERH.1989.Thepolicyresponseofagriculture［R］.Proceedingsofthewordbankannualconferenceondevelopmenteconomics，No.241.