農村基礎設施投資對農村居民消費影響的定量研究＊

孫春燕

（暨南大學 經濟學院，廣東 廣州510632）

一、引 言

《1994年世界銀行發展報告：為發展提供基礎設施》把基礎設施中的“經濟性基礎設施”界定為“永久性的工程構筑、設備、設施和它們所提供的為居民所用和用于經濟生產的服務。這些基礎設施包括公用事業、公共工程以及交通設施”。該報告將“經濟基礎設施”之外的基礎設施定義為“社會基礎設施”，通常包括文教、醫療保健等方面［1］。本文中的基礎設施包含經濟性基礎設施和社會基礎設施。

在定量分析基礎設施投資對消費影響的文章中，計量模型的變量較為單一，通常為基礎設施投資流量或存量水平［2－3］。本文在變量的選取上更為全面，除了考慮到影響消費的最主要變量收入外，還引入了反映產業結構、社會保障投入及人口結構的控制變量。再者，大多數的文獻僅局限于測度基礎設施投資對總體消費水平的影響，而未進一步分析基礎設施總體或其結構對消費結構所造成的細微影響，且目前研究基礎設施或其他變量對農村各類消費的影響時，都將農村居民的各項消費看成是獨立的，這會導致偏離實際的結論。各項消費支出決策都是以家庭為單位作出的，因而各項消費之間并非獨立。本文充分考慮到各項消費之間的聯系，采用似無相關（SUR）回歸模型來研究農村各類基礎設施投資對農村居民各類消費支出的影響，各消費方程的干擾項包含了影響家庭作出決策的共同因素，例如消費習慣和觀念等等，這樣得出的結論更具說服力。

二、農村基礎設施投資對農村居民消費的定量影響

（一）研究方法簡述

似無關回歸（seemingly unrelated regression，SUR）也叫Zeller方法，它是Zeller于1962年提出的一種系統估計方法［4］。SUR的含義是每個方程的回歸參數可以不一樣，單個方程的回歸看起來彼此不相關，但實際上它們通過隨機項的相關而彼此聯系，這些不同方程的隨機項同期相關，不同期不相關，即：

此外，對于每個方程而言，其隨機誤差項滿足經典回歸模型的所有基本假定，即零均值、等方差、無自相關，且與解釋變量不相關。滿足以上條件的模型稱為SUR模型，即單個方程滿足經典回歸模型的基本假設，但不同方程通過隨機項聯系在一起。對于似無相關估計，有如下兩個結論：當隨機項之間的相關性越強，則SUR方法帶來的功效提高越大；X矩陣之間的相關性越小，使用SUR方法帶來的功效提高就越大［5］。

（二）模型的建立及變量的解釋

消費結構反映了居民在各個消費項目上的支出水平和比例，《中國統計年鑒》將居民消費支出分為八大類：食品支出、衣著支出、居住支出、家庭設備用品及服務支出、交通和通訊支出、文教娛樂用品及服務支出、醫療保健支出和其他支出。近些年農村衣著支出占居民總體支出的比重穩定在5%左右，且呈不斷下降的趨勢，而其他支出包括的內容較為模糊，因而這兩類消費支出將不作為本文考察對象。

各類統計年鑒并未直接統計農村基礎設施投資數據，本文選用與基礎設施相關行業的農村固定資產投資加總額來近似地反映農村基礎設施投資額，根據《中國農村統計年鑒》，這些行業包括：電力、燃氣及水的生產和供應業，交通運輸，倉儲和郵政業，信息傳輸、計算機服務和軟件業，水利、環境和公共設施管理業，教育、科學研究、技術服務和地質勘查業，衛生、社會保障和社會福利業，文化、體育和娛樂業。2000年、2001年、2002年的行業分類口徑與2003年－2010年不同，2000年基礎設施投資額為電力煤氣及水的生產和供應業、交通運輸業、郵電通訊業、文化教育事業及衛生體育社會福利事業固定資產投資加總額，2001年和2002年基礎設施投資額為電力煤氣及水的生產與供應業、地質勘探水利管理業、交通運輸倉儲及郵電通信業、衛生體育社會福利業、教育文化藝術及廣播電影電視業及科學研究綜合技術服務業固定資產投資加總額。信息傳輸、計算機服務和軟件業以及科學研究、技術服務和地質勘查業的固定資產投資額所占比重非常小，幾乎可以忽略不計，在構建SUR模型時將其舍棄。

為了準確測量農村基礎設施投資對農村居民消費的影響，有必要構建合理的控制變量組。收入是影響消費的最關鍵變量，首先將其作為控制變量。生命周期假說指出，邊際消費傾向受社會中人口結構的影響，以下模型中以鄉村人口總撫養比指標來控制農村地區的人口結構。產業結構對一個地區的居民消費水平有著重要影響，本文使用鄉鎮企業第二產業增加值占總增加值的比重來控制農村地區產業結構水平。理論界已經就社會保障的消費效應達成共識，因此將社會保障投入也納入計量回歸模型中。農村人均社會保障指標為農村社會救濟費、自然災害救濟費及農村醫療救助三個部分的加和數值再除以鄉村人口數。以上各變量數據來源于《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》、《中國人口年鑒》、《中國人口和就業統計年鑒》、《中國鄉鎮企業年鑒》、《中國鄉鎮企業及農產品加工業年鑒》及《中國民政統計年鑒》等。

最后，為了分析各變量尤其是基礎設施投資額對消費的實際影響，有必要剔除物價波動所造成的影響，本文根據生產資料價格指數以2000年為基期，對農村居民生活消費支出、農村人均基礎設施投資額、農村居民人均純收入、農村人均社會保障投入指標進行了價格平減。由于西藏數據缺失嚴重及四大直轄市農村問題不具備典型的代表性，本文剔除了西藏、北京、天津、上海和重慶五個地區，僅采用26個省份2000年－2010年的面板數據進行相關實證分析。

（三）估計結果與分析

分別以食品支出、居住支出、家庭設備用品及服務支出、交通和通信支出、文教娛樂用品及服務支出和醫療保健支出作為被解釋變量，將以上分析的各變量全部加入SUR模型中的每個回歸方程，運用Stata12．0軟件并將回歸結果中不顯著的解釋變量剔除，得到如下的聯系方程模型：

式中：Srit為農村居民人均純收入；Dlssit為農村地區電力、燃氣及水的生產和供應業的固定資產投資額；Jtssit為交通運輸、倉儲和郵政業的固定資產投資額；Slssit為水利、環境和公共設施管理業的固定資產投資額；Jyssit為教育的固定資產投資額；Wsssit為衛生、社會保障和社會福利業的固定資產投資額；Wyssit為文化、體育和娛樂業的固定資產投資額；Cyjgit為農村產業結構；Shbzit為農村人均社會保障投入；Fybit為農村地區的總撫養比。

回歸結果見表1、表2。

表1 模型整體結果

表2 SUR回歸結果

表1顯示除了醫療消費支出方程的R2未達到50%外，其他五個方程的擬合度都在80%左右，這表明以上方程中各變量相對較好地解釋了農村居民各類消費支出的變化情況。

2003年－2010年Wyssit包括農村文化、體育和娛樂業的固定資產投資額。2000年與文化、體育和娛樂業相關的行業包括文化教育事業、衛生體育社會福利事業，文化教育事業投資中教育所占比重更大，因此將文化教育事業的固定資產投資額歸入教育固定資產投資額，而衛生體育社會福利事業中衛生社會福利事業所占份額較大，因而將衛生體育社會福利事業的固定資產投資額作為Wsssit的變量值。2001年及2002年與文化、體育和娛樂業相關的行業包括衛生體育社會福利業、教育文化藝術及廣播電影電視業，同樣因為兩個行業中衛生福利業和教育的投資額占主體地位，因而其投資額分別被歸到Wsssit和Jyssit變量中。正是由于這種統計口徑的變化，使Wyssit的變量的樣本值可能出現一定的偏差，因而其在回歸方程（1）、（2）和（5）中的符號為負，且在回歸方程（3）、（4）、（6）中并不顯著。以下對單個方程的分析將不再討論Wyssit變量的影響。

在回歸方程（1）中，電力和水利基礎設施對食品消費支出具有正向影響，且電力基礎設施在5%的水平上顯著。投資農村電力基礎設施將使農民的用電問題得到更好解決，與食品相關的電冰箱、微波爐、豆漿機等家用電器消費量將會上漲，從而帶動食品的消費。水利基礎設施變量前的符號除了在回歸方程（4）、（5）中為負外，在方程（1）、（2）、（3）、（6）中的回歸符號均為正。水利基礎設施的供給水平和質量直接關系到農業的抗災能力及農業綜合生產能力的提高，因而對農村居民的收入有著重要的影響。水利基礎設施投資額的增加，將促進農業產量的增加，從而有利于增加農民的收入，進而提高農村居民在食品、居住、交通等方面的支出水平。

在回歸方程（2）中，交通和水利基礎設施的投資建設會促進農村居民居住支出的增加。交通基礎設施和水利基礎設施投入每增加一單位，農民居住支出將分別增加0．123 922 8元和0．335 180 7元。

在回歸方程（3）中，交通和通訊基礎設施的完善將會明顯促進農村居民在交通通信方面的支出，交通和通訊基礎設施投資每增加一單位，農村居民交通和通訊消費支出將增加0．197 181 6元。

在回歸方程（4）中，教育基礎設施投資抑制農村居民在文教娛樂方面的支出，這可能與教育的公共投入與私人投入之間的替代關系有關。教育支出是農村居民較為重要的一類支出，教育基礎設施投資增加反映了社會對教育的投入力度加大，從而替代了農民部分教育支出。例如，免除小學生義務教育階段的學雜費將極大地減輕農村家庭的負擔。

在回歸方程（5）中，交通和衛生基礎設施的投資建設將促進農民醫療保健方面的支出。便利發達的交通網絡將促進農村地區信息的傳播，信息不對稱的程度將下降。道路里程的增加和道路狀況的改善將方便農民外出打工，但農民工在城市容易感染各種疾病，在農民工醫療保障尚不健全的背景下，醫療保健支出也會隨之上漲。

通過以上研究，可以得出：農村除少量基礎設施投資對消費具有抑制作用外，大部分基礎設施對于消費仍具有較明顯的拉動作用，且對消費具有抑制作用的基礎設施大多為社會基礎設施。出現基礎設施投資擠出消費的原因可能在于社會基礎設施的投入與農村居民的投入，尤其是農村居民發展型消費中的文教娛樂用品及服務支出，醫療保健支出，等等，具有某種程度上的替代性。

收入在各個方程中的顯著性水平均很高，且對消費均具有正向影響。社會保障變量在所有回歸方程中的符號均為正，這說明農村社會保障投入仍不足，加快農村社會保障體系構建意義重大。雖然農村人均社會保障變量在各個方程中的顯著性水平并不高，但因其為控制變量而非關鍵變量，并不會對整個模型的回歸估計效果造成太大的影響。撫養比對農村消費的影響方向尚不確定，這與之前的研究相符。不同學者得出了不同的結論：撫養比越高，對農村居民的消費具有較顯著的負向影響［6］；與大部分的研究不同，宮旭等得出農村撫養比與消費呈同向變化［7］。

三、政策建議

要促進農村地區的經濟增長，擴大內需，不能僅僅局限于對于農業的直接補貼，還要加大農村的基礎設施建設的投資和補助。

（一）發展農村基礎設施的多中心治理模式

公共品的經濟邊界在一定程度上決定著其政治邊界［8］，這就意味著基礎設施的“空間范圍”或者是“受益范圍”應該與其供給主體相匹配。對于受益范圍特別大且不局限在地方的基礎設施，如教育等，可主要由中央政府供給，而對于受益范圍僅局限于某一地域的基礎設施，例如水利設施等，則可以由村集體和個人共同承擔，尤其可以利用現在農村“一事一議”的方式，來實現相關基礎設施的有效供給。

（二）建立農村基礎設施投資戰略

農村基礎設施投資不可搞“一刀切”，要分層次分地區逐步合理進行。要首先建設對農村居民生活有重大影響的基礎設施，例如，農村的道路交通基礎設施、供水和供電能基礎設施，這些基礎設施往往存在較大的供求缺口，因此資金要重點投向這些領域。這些基礎設施的投資建設直接關乎農村的消費水平，從而對整個農村地區乃至國家的經濟具有不可忽略的意義。農村基礎設施往往與一個地域的經濟發展水平高度相關，經濟發展水平高的地方基礎設施的建設也相對完善。我國東部與中西部的基礎設施發展水平存在巨大的差異，因此為了體現公平，政府有必要加大對于中西部的財政補貼。

［1］世界銀行．1994年世界銀行發展報告：為發展提供基礎設施［M］．北京：中國財政經濟出版社，1994：13．

［2］孫虹喬．農村基礎設施建設與消費需求的增長：基于1978－2009年經驗數據的實證［J］．消費經濟，2011（5）：33－36．

［3］劉倫武．農村基礎設施發展與農村消費增長的相互關系：一個省際面板數據的實證分析［J］．江西財經大學學報，2010（1）：77－81．

［4］Zeller Z．An Efficient Method of Estimating Seeming Unrelated Regressions and Tests for Aggregation Bias［J］．Journal of the American Statistical Association，1962，57：348－368．

［5］胡再勇．計量經濟學原理及應用［M］．北京：經濟管理出版社，2010．

［6］陳 沖．人口結構變動與農村居民消費：基于生命周期假說理論［J］．農業技術經濟，2011（4）：25－32．

［7］宮 旭，李 睿，楊志明．人口結構對農村居民消費率的影響分析：基于1995－2009年省際面板數據［J］．經濟與管理，2012（6）：31－36．

［8］李郁芳．城鄉一體化與農村公共品的邊界匹配問題［J］．廣東社會科學，2011（2）：19－24．