农村基础设施投资对农村居民消费影响的定量研究＊

孙春燕

（暨南大学 经济学院，广东 广州510632）

一、引 言

《1994年世界银行发展报告：为发展提供基础设施》把基础设施中的“经济性基础设施”界定为“永久性的工程构筑、设备、设施和它们所提供的为居民所用和用于经济生产的服务。这些基础设施包括公用事业、公共工程以及交通设施”。该报告将“经济基础设施”之外的基础设施定义为“社会基础设施”，通常包括文教、医疗保健等方面［1］。本文中的基础设施包含经济性基础设施和社会基础设施。

在定量分析基础设施投资对消费影响的文章中，计量模型的变量较为单一，通常为基础设施投资流量或存量水平［2－3］。本文在变量的选取上更为全面，除了考虑到影响消费的最主要变量收入外，还引入了反映产业结构、社会保障投入及人口结构的控制变量。再者，大多数的文献仅局限于测度基础设施投资对总体消费水平的影响，而未进一步分析基础设施总体或其结构对消费结构所造成的细微影响，且目前研究基础设施或其他变量对农村各类消费的影响时，都将农村居民的各项消费看成是独立的，这会导致偏离实际的结论。各项消费支出决策都是以家庭为单位作出的，因而各项消费之间并非独立。本文充分考虑到各项消费之间的联系，采用似无相关（SUR）回归模型来研究农村各类基础设施投资对农村居民各类消费支出的影响，各消费方程的干扰项包含了影响家庭作出决策的共同因素，例如消费习惯和观念等等，这样得出的结论更具说服力。

二、农村基础设施投资对农村居民消费的定量影响

（一）研究方法简述

似无关回归（seemingly unrelated regression，SUR）也叫Zeller方法，它是Zeller于1962年提出的一种系统估计方法［4］。SUR的含义是每个方程的回归参数可以不一样，单个方程的回归看起来彼此不相关，但实际上它们通过随机项的相关而彼此联系，这些不同方程的随机项同期相关，不同期不相关，即：

此外，对于每个方程而言，其随机误差项满足经典回归模型的所有基本假定，即零均值、等方差、无自相关，且与解释变量不相关。满足以上条件的模型称为SUR模型，即单个方程满足经典回归模型的基本假设，但不同方程通过随机项联系在一起。对于似无相关估计，有如下两个结论：当随机项之间的相关性越强，则SUR方法带来的功效提高越大；X矩阵之间的相关性越小，使用SUR方法带来的功效提高就越大［5］。

（二）模型的建立及变量的解释

消费结构反映了居民在各个消费项目上的支出水平和比例，《中国统计年鉴》将居民消费支出分为八大类：食品支出、衣着支出、居住支出、家庭设备用品及服务支出、交通和通讯支出、文教娱乐用品及服务支出、医疗保健支出和其他支出。近些年农村衣着支出占居民总体支出的比重稳定在5%左右，且呈不断下降的趋势，而其他支出包括的内容较为模糊，因而这两类消费支出将不作为本文考察对象。

各类统计年鉴并未直接统计农村基础设施投资数据，本文选用与基础设施相关行业的农村固定资产投资加总额来近似地反映农村基础设施投资额，根据《中国农村统计年鉴》，这些行业包括：电力、燃气及水的生产和供应业，交通运输，仓储和邮政业，信息传输、计算机服务和软件业，水利、环境和公共设施管理业，教育、科学研究、技术服务和地质勘查业，卫生、社会保障和社会福利业，文化、体育和娱乐业。2000年、2001年、2002年的行业分类口径与2003年－2010年不同，2000年基础设施投资额为电力煤气及水的生产和供应业、交通运输业、邮电通讯业、文化教育事业及卫生体育社会福利事业固定资产投资加总额，2001年和2002年基础设施投资额为电力煤气及水的生产与供应业、地质勘探水利管理业、交通运输仓储及邮电通信业、卫生体育社会福利业、教育文化艺术及广播电影电视业及科学研究综合技术服务业固定资产投资加总额。信息传输、计算机服务和软件业以及科学研究、技术服务和地质勘查业的固定资产投资额所占比重非常小，几乎可以忽略不计，在构建SUR模型时将其舍弃。

为了准确测量农村基础设施投资对农村居民消费的影响，有必要构建合理的控制变量组。收入是影响消费的最关键变量，首先将其作为控制变量。生命周期假说指出，边际消费倾向受社会中人口结构的影响，以下模型中以乡村人口总抚养比指标来控制农村地区的人口结构。产业结构对一个地区的居民消费水平有着重要影响，本文使用乡镇企业第二产业增加值占总增加值的比重来控制农村地区产业结构水平。理论界已经就社会保障的消费效应达成共识，因此将社会保障投入也纳入计量回归模型中。农村人均社会保障指标为农村社会救济费、自然灾害救济费及农村医疗救助三个部分的加和数值再除以乡村人口数。以上各变量数据来源于《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中国人口年鉴》、《中国人口和就业统计年鉴》、《中国乡镇企业年鉴》、《中国乡镇企业及农产品加工业年鉴》及《中国民政统计年鉴》等。

最后，为了分析各变量尤其是基础设施投资额对消费的实际影响，有必要剔除物价波动所造成的影响，本文根据生产资料价格指数以2000年为基期，对农村居民生活消费支出、农村人均基础设施投资额、农村居民人均纯收入、农村人均社会保障投入指标进行了价格平减。由于西藏数据缺失严重及四大直辖市农村问题不具备典型的代表性，本文剔除了西藏、北京、天津、上海和重庆五个地区，仅采用26个省份2000年－2010年的面板数据进行相关实证分析。

（三）估计结果与分析

分别以食品支出、居住支出、家庭设备用品及服务支出、交通和通信支出、文教娱乐用品及服务支出和医疗保健支出作为被解释变量，将以上分析的各变量全部加入SUR模型中的每个回归方程，运用Stata12．0软件并将回归结果中不显著的解释变量剔除，得到如下的联系方程模型：

式中：Srit为农村居民人均纯收入；Dlssit为农村地区电力、燃气及水的生产和供应业的固定资产投资额；Jtssit为交通运输、仓储和邮政业的固定资产投资额；Slssit为水利、环境和公共设施管理业的固定资产投资额；Jyssit为教育的固定资产投资额；Wsssit为卫生、社会保障和社会福利业的固定资产投资额；Wyssit为文化、体育和娱乐业的固定资产投资额；Cyjgit为农村产业结构；Shbzit为农村人均社会保障投入；Fybit为农村地区的总抚养比。

回归结果见表1、表2。

表1 模型整体结果

表2 SUR回归结果

表1显示除了医疗消费支出方程的R2未达到50%外，其他五个方程的拟合度都在80%左右，这表明以上方程中各变量相对较好地解释了农村居民各类消费支出的变化情况。

2003年－2010年Wyssit包括农村文化、体育和娱乐业的固定资产投资额。2000年与文化、体育和娱乐业相关的行业包括文化教育事业、卫生体育社会福利事业，文化教育事业投资中教育所占比重更大，因此将文化教育事业的固定资产投资额归入教育固定资产投资额，而卫生体育社会福利事业中卫生社会福利事业所占份额较大，因而将卫生体育社会福利事业的固定资产投资额作为Wsssit的变量值。2001年及2002年与文化、体育和娱乐业相关的行业包括卫生体育社会福利业、教育文化艺术及广播电影电视业，同样因为两个行业中卫生福利业和教育的投资额占主体地位，因而其投资额分别被归到Wsssit和Jyssit变量中。正是由于这种统计口径的变化，使Wyssit的变量的样本值可能出现一定的偏差，因而其在回归方程（1）、（2）和（5）中的符号为负，且在回归方程（3）、（4）、（6）中并不显著。以下对单个方程的分析将不再讨论Wyssit变量的影响。

在回归方程（1）中，电力和水利基础设施对食品消费支出具有正向影响，且电力基础设施在5%的水平上显著。投资农村电力基础设施将使农民的用电问题得到更好解决，与食品相关的电冰箱、微波炉、豆浆机等家用电器消费量将会上涨，从而带动食品的消费。水利基础设施变量前的符号除了在回归方程（4）、（5）中为负外，在方程（1）、（2）、（3）、（6）中的回归符号均为正。水利基础设施的供给水平和质量直接关系到农业的抗灾能力及农业综合生产能力的提高，因而对农村居民的收入有着重要的影响。水利基础设施投资额的增加，将促进农业产量的增加，从而有利于增加农民的收入，进而提高农村居民在食品、居住、交通等方面的支出水平。

在回归方程（2）中，交通和水利基础设施的投资建设会促进农村居民居住支出的增加。交通基础设施和水利基础设施投入每增加一单位，农民居住支出将分别增加0．123 922 8元和0．335 180 7元。

在回归方程（3）中，交通和通讯基础设施的完善将会明显促进农村居民在交通通信方面的支出，交通和通讯基础设施投资每增加一单位，农村居民交通和通讯消费支出将增加0．197 181 6元。

在回归方程（4）中，教育基础设施投资抑制农村居民在文教娱乐方面的支出，这可能与教育的公共投入与私人投入之间的替代关系有关。教育支出是农村居民较为重要的一类支出，教育基础设施投资增加反映了社会对教育的投入力度加大，从而替代了农民部分教育支出。例如，免除小学生义务教育阶段的学杂费将极大地减轻农村家庭的负担。

在回归方程（5）中，交通和卫生基础设施的投资建设将促进农民医疗保健方面的支出。便利发达的交通网络将促进农村地区信息的传播，信息不对称的程度将下降。道路里程的增加和道路状况的改善将方便农民外出打工，但农民工在城市容易感染各种疾病，在农民工医疗保障尚不健全的背景下，医疗保健支出也会随之上涨。

通过以上研究，可以得出：农村除少量基础设施投资对消费具有抑制作用外，大部分基础设施对于消费仍具有较明显的拉动作用，且对消费具有抑制作用的基础设施大多为社会基础设施。出现基础设施投资挤出消费的原因可能在于社会基础设施的投入与农村居民的投入，尤其是农村居民发展型消费中的文教娱乐用品及服务支出，医疗保健支出，等等，具有某种程度上的替代性。

收入在各个方程中的显著性水平均很高，且对消费均具有正向影响。社会保障变量在所有回归方程中的符号均为正，这说明农村社会保障投入仍不足，加快农村社会保障体系构建意义重大。虽然农村人均社会保障变量在各个方程中的显著性水平并不高，但因其为控制变量而非关键变量，并不会对整个模型的回归估计效果造成太大的影响。抚养比对农村消费的影响方向尚不确定，这与之前的研究相符。不同学者得出了不同的结论：抚养比越高，对农村居民的消费具有较显著的负向影响［6］；与大部分的研究不同，宫旭等得出农村抚养比与消费呈同向变化［7］。

三、政策建议

要促进农村地区的经济增长，扩大内需，不能仅仅局限于对于农业的直接补贴，还要加大农村的基础设施建设的投资和补助。

（一）发展农村基础设施的多中心治理模式

公共品的经济边界在一定程度上决定着其政治边界［8］，这就意味着基础设施的“空间范围”或者是“受益范围”应该与其供给主体相匹配。对于受益范围特别大且不局限在地方的基础设施，如教育等，可主要由中央政府供给，而对于受益范围仅局限于某一地域的基础设施，例如水利设施等，则可以由村集体和个人共同承担，尤其可以利用现在农村“一事一议”的方式，来实现相关基础设施的有效供给。

（二）建立农村基础设施投资战略

农村基础设施投资不可搞“一刀切”，要分层次分地区逐步合理进行。要首先建设对农村居民生活有重大影响的基础设施，例如，农村的道路交通基础设施、供水和供电能基础设施，这些基础设施往往存在较大的供求缺口，因此资金要重点投向这些领域。这些基础设施的投资建设直接关乎农村的消费水平，从而对整个农村地区乃至国家的经济具有不可忽略的意义。农村基础设施往往与一个地域的经济发展水平高度相关，经济发展水平高的地方基础设施的建设也相对完善。我国东部与中西部的基础设施发展水平存在巨大的差异，因此为了体现公平，政府有必要加大对于中西部的财政补贴。

［1］世界银行．1994年世界银行发展报告：为发展提供基础设施［M］．北京：中国财政经济出版社，1994：13．

［2］孙虹乔．农村基础设施建设与消费需求的增长：基于1978－2009年经验数据的实证［J］．消费经济，2011（5）：33－36．

［3］刘伦武．农村基础设施发展与农村消费增长的相互关系：一个省际面板数据的实证分析［J］．江西财经大学学报，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．计量经济学原理及应用［M］．北京：经济管理出版社，2010．

［6］陈 冲．人口结构变动与农村居民消费：基于生命周期假说理论［J］．农业技术经济，2011（4）：25－32．

［7］宫 旭，李 睿，杨志明．人口结构对农村居民消费率的影响分析：基于1995－2009年省际面板数据［J］．经济与管理，2012（6）：31－36．

［8］李郁芳．城乡一体化与农村公共品的边界匹配问题［J］．广东社会科学，2011（2）：19－24．