地區(qū)農(nóng)村公共產(chǎn)品對農(nóng)民純收入影響的Ｐａｎｅｌ?。模幔簦崮Ｐ头治?/h1>
2009-04-29 09:55:38呂曉英呂勝利
開發(fā)研究 2009年1期
呂曉英 呂勝利
內(nèi)容提要：以1995～2006年期間，全國30個省、區(qū)、市（不包括西藏自治區(qū)）的財政支農(nóng)資金、農(nóng)村教育經(jīng)費投入、農(nóng)村社會救濟(jì)投入、農(nóng)村自然災(zāi)害救濟(jì)投入以及農(nóng)村醫(yī)療點和農(nóng)村用電量等數(shù)據(jù)，采用Panel Data模型，在分析地區(qū)農(nóng)村公共產(chǎn)品對農(nóng)民人均純收入增長的平均影響和各省、區(qū)、市地區(qū)效應(yīng)的同時，重點研究了各地區(qū)不同農(nóng)村公共產(chǎn)品投入對本區(qū)農(nóng)民人均純收入的影響，并進(jìn)行了全國比較。
關(guān)鍵詞：農(nóng)村公共產(chǎn)品；panel data模型；農(nóng)民人均純收入
中圖分類號：F304.8文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1003-4161(2009)01-0097-04
農(nóng)村公共產(chǎn)品對于增加農(nóng)民人均純收入具有重要意義。關(guān)于農(nóng)村公共產(chǎn)品的供給對農(nóng)民純收入的影響，國內(nèi)已開展了大量研究，取得了不少有價值的研究成果（姚蓮芳，2007；劉嗣明，2007；曾福生，2007）。但是，直到目前，國內(nèi)對農(nóng)村公共產(chǎn)品與農(nóng)民純收入關(guān)系的計量分析仍相對薄弱，尤其是采用Panel Data模型，即橫截面時間序列數(shù)據(jù)來同時分析在地區(qū)效應(yīng)的作用下，國內(nèi)各省、區(qū)、市農(nóng)村公共產(chǎn)品對該地區(qū)農(nóng)民純收入的影響問題，尚屬空白。
Panel Data模型具有可以同時對橫截面和時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析的優(yōu)勢。為此，本文以1995～2006年期間，全國30個省、區(qū)、市（不包括西藏自治區(qū)）的財政支農(nóng)資金、農(nóng)村教育經(jīng)費投入、農(nóng)村社會救濟(jì)投入、農(nóng)村自然災(zāi)害救濟(jì)投入以及農(nóng)村醫(yī)療點和農(nóng)村用電量等數(shù)據(jù)，采用Panel Data模型，在分析各省、區(qū)、市地區(qū)效應(yīng)對農(nóng)民純收入影響的同時，重點研究了各地區(qū)農(nóng)村公共產(chǎn)品投入對本區(qū)農(nóng)民人均純收入的影響，并進(jìn)行了全國比較。
1.Panel Data模型變量及模型設(shè)定
根據(jù)資料的連續(xù)性和可得性狀況，本文利用1995～2006年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和《中國教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》中全國30個省、區(qū)、市（不包括西藏自治區(qū)）歷年農(nóng)村居民人均純收入（元/人）作為被解釋變量，以各省、區(qū)、市財政農(nóng)業(yè)資金投入（包括財政用于支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、林業(yè)建設(shè)資金和農(nóng)林水利氣象部門事業(yè)費，億元）、農(nóng)村初中和小學(xué)教育經(jīng)費總投入（億元）、農(nóng)村社會救濟(jì)（萬元）和自然災(zāi)害救濟(jì)資金（萬元）以及農(nóng)村醫(yī)療點數(shù)量（個）、農(nóng)村用電量（億千瓦小時）等6個變量反映我國各地區(qū)農(nóng)村公共產(chǎn)品投入狀況，并作為解釋變量，以此建立我國地區(qū)農(nóng)村公共產(chǎn)品對農(nóng)民純收入影響的Panel Data模型。根據(jù)對樣本數(shù)據(jù)的單位根檢驗，在對數(shù)形式下各變量水平方程不存在單位根，樣本數(shù)據(jù)基本為平穩(wěn)狀態(tài)。為此，在建立Panel Data模型時，各變量均取對數(shù)形式。同時為消除不同時期價格影響，對農(nóng)民人均純收入、財政支農(nóng)資金、教育資金投入、社會救濟(jì)和自然災(zāi)害救濟(jì)資金都用當(dāng)年居民消費價格指數(shù)作了剔除。
利用panel data模型形式設(shè)定的檢驗方法（李子奈等，2000；Cheng Hsiao,2003），計算得到的兩個F統(tǒng)計量分別為：
F2=5.350 F1=1.502
查F分布表，在給定5%的顯著性水平下，得到相應(yīng)的臨界值為：
F(203，150)=1.2 F(174，150)=1.2
由于F2>1.2，所以拒假設(shè)H2；又由于F1>1.2，因而也拒絕假設(shè)H1。因此，模型采取變系數(shù)第三類模型形式。同時由于研究重點在于分析全國30個省、區(qū)、市的農(nóng)村公共產(chǎn)品投入影響，因此選取固定影響的變系數(shù)模型進(jìn)行分析。模型形式為；
lsr璱t=α璱+β1ilcz璱t+β2iljy璱t+ β3ilsh璱t+β4ilzh璱t+β5ilyl璱t+β6ilyd璱t+u璱t（1）(i=1,2,…30；t=1,2,…,12)
式中，a璱為30個省、區(qū)、市的地區(qū)效應(yīng)，lsr璱t、lcz璱t、ljy璱t、lsh璱t、lzh璱t、lyl璱t、lydit分別為各省、區(qū)、市農(nóng)民人均純收入、財政支農(nóng)資金、農(nóng)村教育資金投入、農(nóng)村社會救濟(jì)、自然災(zāi)害救濟(jì)、農(nóng)村醫(yī)療點和農(nóng)村用電量（為滯后一年數(shù)據(jù)）的對數(shù)值，β1i、β2i、…、β6i，分別為上述6個自變量的全國30個省、區(qū)、市的不同系數(shù)，由于各變量值都用自然對數(shù)表示，因此估計的變量系數(shù)實際為農(nóng)民人均純收入的各種彈性值。采用GLM法（Cross-section weights）對模型進(jìn)行估計。
需要加以說明的是，由于估計的F1=1.502，僅略大于臨界值F(174，150)=1.2，因此，可以認(rèn)為本文的樣本數(shù)據(jù)同樣還可以建立第二類模型中的固定效應(yīng)變截距模型形式，分析在地區(qū)效應(yīng)不同的情況下，各地區(qū)采用相同變量系數(shù)時，即從全國30個省、區(qū)、市的平均狀況
去研究各種農(nóng)村公共產(chǎn)品對地區(qū)農(nóng)民純收入水平的平均影響程度。為此，下面將從固定效應(yīng)變截距模型和固定效應(yīng)變系數(shù)模型分別對模型估計結(jié)果進(jìn)行分析。
2.固定效應(yīng)變截距模型估計結(jié)果分析
2.1 農(nóng)村公共產(chǎn)品的平均效應(yīng)
使用Eviews5.0軟件，用GLS法（Cross-section weights）對模型進(jìn)行估計，加權(quán)方式為Cross-section weights(PCSE)，得到如下回歸方程：
LSR璱t=5.2999+a*璱+0.2123LCZ璱t+0.2656LJY璱t
(-0.00913)(2.1575)(3.3877)
+0.026LSH璱t+0.0267LZH璱t-0.000446LYLit
(9.5580)(5.2582) (5.3305)
+0.1131LYD璱t
(2.9005)（2）
式中，括號內(nèi)數(shù)字為相對應(yīng)的系數(shù)t檢驗值，可以看出，除農(nóng)村醫(yī)療點個數(shù)變量不顯著外，其他變量都通過了5%顯著水平的檢驗。方程修正后的可決系數(shù)為0.996，F(xiàn)值為2601.857，表明方程擬合很好。從回歸系數(shù)值可以看出，我國地區(qū)財政支農(nóng)資金、農(nóng)村教育經(jīng)費投入、農(nóng)村社會救濟(jì)和自然災(zāi)害救濟(jì)以及農(nóng)村用電量等農(nóng)村公共產(chǎn)品投入的增大，對地區(qū)農(nóng)民人均純收入的增加具有顯著的正向促進(jìn)作用。在其他條件不變的情況下，各省、區(qū)、市的平均財政支農(nóng)資金每增加1個百分點，都會影響本地區(qū)農(nóng)民純收入平均提高0.21個百分點；各地區(qū)平均農(nóng)村教育經(jīng)費投入每增加1個百分點，都會影響農(nóng)民純收入平均提高0.26個百分點；農(nóng)村社會救濟(jì)和自然災(zāi)害救濟(jì)經(jīng)費分別增加1個百分點，都會影響農(nóng)民純收入分別平均提高0.026和0.027個百分點；農(nóng)村平均用電量每增加1個百分點，都會影響農(nóng)民純收入平均提高0.11個百分點。方程中的常數(shù)為5.3，反映了1995～2006年期間我國30個省、區(qū)、市農(nóng)民人均純收入的平均增長率。
2.2地區(qū)效應(yīng)分析
在上述固定效應(yīng)回歸模型中，a*璱表示地區(qū)效應(yīng)，其數(shù)值大小反映了各地區(qū)對農(nóng)民純收入平均增長水平的偏離程度，它是除了模型中的6個變量對農(nóng)民人均純收入的影響之外，各地區(qū)還確實存在的由各種復(fù)雜要素所形成的、不可觀測與度量的對本地區(qū)農(nóng)民人均純收入起作用的一種綜合影響，而且這種綜合影響效應(yīng)對不同省、區(qū)、市來說是不同的，但又在時間上具有一定的穩(wěn)定性。由固定效應(yīng)模型計算出的各省、區(qū)、市地區(qū)效應(yīng)排序如（表1）所示。
由（表1）可以看出，在我國各省、區(qū)、市中，所形成的農(nóng)民人均純收入增長水平的綜合影響力高于全國平均增長水平的共有
10個省、區(qū)、市，其中綜合影響力最大的是天津市，其農(nóng)民人均純收入增長率為6.56%（5.30+1.26），高出全國平均增長率1.26個百分點；其次是上海（6.52%）和北京（6.36%）分別高出全國平均增長率1.22和1.06個百分點。在農(nóng)民純收入地區(qū)綜合增長能力高于全國的10個省、區(qū)、市中，西部地區(qū)有3個，分別是青海、寧夏和重慶，分別比全國平均增長率高0.75、0.64和0.1個百分點。
地區(qū)農(nóng)民人均純收入增長水平的綜合影響力低于全國平均水平的共有20個省、區(qū)、市，其中綜合影響力相對最弱的是云南省，比全國平均增長水平低0.73個百分點，其次是四川、河南、山東和陜西等省，分別低0.66、0.63、0.54和0.53個百分點，可見農(nóng)民純收入綜合增長綜合影響力最弱的省中，除山東和河南省外，其余3個省都在西部。然而，像廣東、江蘇這兩個東部發(fā)達(dá)省份，本身所具有的影響農(nóng)民純收入綜合增長的影響力也分別低于全國平均水平0.40和0.21個百分點，應(yīng)引起高度重視。
以上分析表明，各地區(qū)對農(nóng)民人均純收入增長水平的綜合影響力最強(qiáng)的不一定都是東部省、市，東部個別省的綜合影響力也會低于全國平均水平；西部省份的綜合影響力也不是全都很弱而低于全國平均水平，也有個別省、市的綜合影響力高于全國水平，甚至比許多東、中部省份的綜合影響力還要強(qiáng)。
3.固定效應(yīng)變系數(shù)模型估計結(jié)果分析
固定效應(yīng)變系數(shù)模型估計結(jié)果包括兩大部分。一是變系數(shù)部分，即不同地區(qū)不同變量系數(shù)的估計結(jié)果，本文包括對每一個省、區(qū)、市的財政支農(nóng)資金等6個變量系數(shù)的估計結(jié)果；二是常數(shù)和30個省、區(qū)、市的地區(qū)效應(yīng)估計結(jié)果。由于本文重在分析農(nóng)村公共產(chǎn)品對農(nóng)民人均純收入的影響，所以不再對固定效應(yīng)變系數(shù)模型中的地區(qū)效應(yīng)進(jìn)行介紹。
3.1財政支農(nóng)資金對農(nóng)民純收入的影響
各地區(qū)財政支農(nóng)資金的增長率對當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入增長率的回歸結(jié)果中，除遼寧省不顯著外，其余29個省、區(qū)、市都通過了0.02%顯著水平的檢驗，表明這29個省、區(qū)、市的財政支農(nóng)資金對農(nóng)民人均純收入的影響都非常顯著。對回歸系數(shù)排序表明（見表2），有18個省、區(qū)、市的財政支農(nóng)資金的增長促進(jìn)了當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入的提高，其中既有東部省、市，也有中、西部省份。對農(nóng)民人均純收入影響最大的是福建、浙江、江蘇、上海等省、市，在其他條件不變的情況下，這4個省、市的財政支農(nóng)資金每提高1個百分點，將促進(jìn)本地區(qū)農(nóng)民人均純收入分別增長1.51、1.42、1.39和1.3個百分點。 另外， 還有12個省的財政支
表2 各地區(qū)農(nóng)村公共產(chǎn)品對農(nóng)民人均純收增長率影響效果排序
財政資金教育經(jīng)費社會救濟(jì)災(zāi)害救濟(jì)醫(yī)療點用電量
地區(qū)排序地區(qū)排序地區(qū)排序地區(qū)排序地區(qū)排序地區(qū)排序
福建1.51河北2.29內(nèi)蒙古0.18海南0.36黑龍江0.81寧夏2.55
浙江1.42廣東1.65廣西0.11貴州0.23重慶
山西2.36
江蘇1.39海南1.32陜西0.10天津0.22江蘇0.75重慶1.92
上海1.30內(nèi)蒙古1.31重慶0.06安徽0.21安徽0.63湖北1.83
山東1.16湖南1.28遼寧0.05新疆0.20天津0.54河南1.83
吉林1.03湖北1.14云南0.04浙江0.19上海0.54廣西1.80
安徽0.83云南1.13湖南0.04四川0.15貴州0.53四川1.42
天津0.65黑龍江1.13黑龍江0.03甘肅0.13云南0.41江西1.38
貴州0.41甘肅0.98廣東0.03吉林0.13廣東0.35新疆0.79
新疆0.38安徽0.72北京0.02江西0.12河南0.30天津0.78
陜西0.27遼寧0.63青海-0.01山西0.11湖北0.24貴州0.65
北京0.24廣西0.56河南-0.01江蘇0.08四川0.23吉林0.62
內(nèi)蒙古0.20青海0.54湖北-0.01河北0.08湖南0.20湖南0.37
廣東0.16北京0.40上海-0.01青海0.08甘肅0.19甘肅0.36
青海0.11四川0.35寧夏-0.01黑龍江0.06新疆0.18云南0.27
江西0.11河南0.30山東-0.02山東0.05河北0.10海南0.17
山西0.09天津0.26福建-0.03福建0.05北京0.06上海0.14
遼寧0.03山東0.20甘肅-0.05湖北0.03山東-0.04遼寧-0.03
寧夏-0.06江西0.17河北-0.07廣東0.03廣西-0.08北京-0.13
重慶-0.13山西0.16山西-0.07湖南0.03山西-0.10江蘇-0.16
四川-0.21陜西0.09四川-0.07北京0.02海南-0.13黑龍江-0.22
河南-0.27福建0.02江蘇-0.09上海0.01江西-0.16陜西-0.38
甘肅-0.32寧夏0.02安徽-0.09河南0.01浙江-0.29河北-0.39
湖南-0.33重慶0.02江西-0.12陜西0.00寧夏-0.30福建-0.45
黑龍江-0.37新疆-0.05新疆-0.13遼寧-0.01陜西-0.52青海-0.56
海南-0.42浙江-0.06浙江-0.18寧夏-0.01內(nèi)蒙古-0.54廣東-0.72
河北-0.45貴州-0.14吉林-0.18重慶-0.02福建-0.55山東-0.92
廣西-0.47江蘇-0.21天津-0.20云南-0.02青海-0.72安徽-1.08
湖北-0.51吉林-0.68貴州-0.21內(nèi)蒙古-0.08遼寧-0.95浙江-1.08
云南-0.59上海-0.77海南-0.28廣西-0.10吉林-1.39內(nèi)蒙古-2.94 農(nóng)資金的增長率與當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入的提高并不同步，其中
西部有5個省，中部有4個省，東部有3個省。表明這些省、區(qū)今后需要采取多種有力措施，改善財政支農(nóng)資金的使用效果，提高政支農(nóng)資金對農(nóng)民收入的促進(jìn)作用。
3.2 農(nóng)村教育投入對農(nóng)民純收入的影響
計算結(jié)果表明，除福建、重慶和寧夏3個省、區(qū)、市以外，其余27個省、區(qū)、市的農(nóng)村教育經(jīng)費投入的增長都十分顯著地影響當(dāng)?shù)剞r(nóng)民純收入的提高。其中，有21個省、區(qū)、市的農(nóng)村教育經(jīng)費投入的增長率對本地區(qū)農(nóng)民人均純收入的增長起正向推動作用，促進(jìn)作用最強(qiáng)的省是河北省，其次還有廣東、海南、內(nèi)蒙古和湖南等省區(qū)（見表2），這5個省的農(nóng)村教育經(jīng)費投入每提高1個百分點，會促進(jìn)本地區(qū)農(nóng)民人均純收入分別增長2.29、1.65、1.32、1.31和1.28個百分點。但是，還有6個省的農(nóng)村教育經(jīng)費投入的增加和農(nóng)民純收入增長率并不同步，其中西部地區(qū)有貴州和新疆，中部有吉林省，而東部有上海、江蘇和浙江3個省、市。上海、浙江和江蘇三省、市的農(nóng)村教育經(jīng)費投入的增長率對農(nóng)民人均純收入增長的效果不僅不同步而且在全國相對較差，表明這些地區(qū)更需要重視農(nóng)村初中、小學(xué)教育，提高資金使用效果。
3.3社會救濟(jì)資金的增長對農(nóng)民純收入的影響
所有省、區(qū)、市的財政用于農(nóng)村社會救濟(jì)資金的增長率對農(nóng)民純收入的提高有十分顯著的影響。其中，有10個省、區(qū)、市的財政用于農(nóng)村社會救濟(jì)資金的增長率顯著地促進(jìn)了當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入的提高，促進(jìn)作用最大的是內(nèi)蒙古自治區(qū)，還有廣西、陜西、重慶和遼寧等省、區(qū)，在其他條件不變的情況下，上述各省、區(qū)的農(nóng)村社會救濟(jì)資金投入每提高1個百分點，將分別促進(jìn)當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入提高0.18、0.11、0.10、0.06和0.05個百分點（見表2）。另外的20個省、區(qū)、市財政用于農(nóng)村社會救濟(jì)資金的增加，并不會促進(jìn)當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入的提高，其中，海南、貴州、天津、吉林和浙江等省、市農(nóng)村社會救濟(jì)資金的增長對農(nóng)民人均純收入提高的影響很不同步。這表明，在各種原因嚴(yán)重影響我國大部分地區(qū)農(nóng)民收入提高的情況下，有相當(dāng)多的省、區(qū)、市，即使增加了社會救濟(jì)資金，也難以改變農(nóng)民人均純收入增長率減弱的趨勢，最終使得農(nóng)村社會救濟(jì)資金的增加不能與農(nóng)民人均純收入同步提高。
3.4農(nóng)村自然災(zāi)害救濟(jì)資金的增長對農(nóng)民純收入的影響
除遼寧和陜西2個省外，其余28個省、區(qū)、市財政用于農(nóng)村自然災(zāi)害救濟(jì)資金的增長都顯著地影響當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入的提高。其中，有6個省、區(qū)農(nóng)村自然災(zāi)害救濟(jì)資金的增長和農(nóng)民人均純收入的提高并不同步，主要有廣西、內(nèi)蒙古、云南和重慶等區(qū)、市；另外的22個省、區(qū)、市的財政自然災(zāi)害救濟(jì)資金的增長顯著地提高了當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入，促進(jìn)作用最大的是海南省，其次是貴州、天津、安徽和新疆等省、區(qū)、市（見表2），在其他條件不變的情況下，上述各地區(qū)自然災(zāi)害救濟(jì)資金每增加1個百分點，會分別促進(jìn)當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入提高0.36、0.23、0.22、0.21和0.20個百分點。
3.5農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)對農(nóng)民純收入的影響
由于缺乏財政用于農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)資金的資料，同時考慮統(tǒng)計數(shù)據(jù)的連續(xù)性和可比性，本文以農(nóng)村醫(yī)療點數(shù)量代表農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)公共產(chǎn)品。與固定效應(yīng)變截距模型不同，固定效應(yīng)變系數(shù)模型中，除廣西壯族自治區(qū)外，其余29個省、區(qū)、市的農(nóng)村醫(yī)療點數(shù)量的增加對當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入都有顯著的影響。其中，有26個省、區(qū)、市增加農(nóng)村醫(yī)療點數(shù)量有利于提高農(nóng)民人均純收入，影響力最大的是黑龍江省，其次還有重慶、江蘇、安徽等省、市，在其他條件不變的情況下，如果農(nóng)村醫(yī)療點數(shù)量增加1個百分點，會分別影響當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入增加0.81、0.78、0.75和0.63個百分點。另外，還有13個省、市農(nóng)村醫(yī)療點數(shù)量的增加，與農(nóng)民純收入的提高并不同步，其中東部有5個省，中部有2個省，西部有6個省、區(qū)。吉林和遼寧農(nóng)村醫(yī)療點數(shù)量的增長率與農(nóng)民人均純收入的增長很不同步，在其他條件不變的情況下，如果農(nóng)村醫(yī)療點數(shù)量增長率減少1個百分點，反而可能分別提高農(nóng)民人均純收入1.39和0.95個百分點，說明這些地區(qū)應(yīng)不斷提高農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量，減少農(nóng)民醫(yī)療費用。
3.6農(nóng)村電力建設(shè)對農(nóng)民人均純收入的影響
農(nóng)村水利和電力建設(shè)對農(nóng)民收入具有重要影響。本文用農(nóng)村用電量表示農(nóng)村電力建設(shè)狀況?；貧w模型顯示，除遼寧省外，其余29個省、區(qū)、市的農(nóng)村用電量系數(shù)都非常顯著。有16個省的農(nóng)村用電量的增長率對農(nóng)民人均純收入具有正向促進(jìn)作用（見表2），寧夏農(nóng)村用電量的增加對當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入的影響最大，其次還有山西、重慶和湖北、河南等省、市，在其他條件不變的情況下，上述幾個省、市，如果農(nóng)村用電量分別增長1個百分點，將促使本地農(nóng)民人均純收入分別增長2.35、2.36、1.92、1.83和1.83個百分點。但是，也有13個省、區(qū)、市的農(nóng)村用電量的增加和農(nóng)民人均純收入的增長并不同步，其中內(nèi)蒙古、浙江和安徽等省、區(qū)更為明顯。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村用電量增多而農(nóng)民純收入減少的主要原因，一方面，這類省、市大部分在東部發(fā)達(dá)地區(qū)，如北京、廣東、浙江、江蘇、山東、河北等，用電量相對較多，2005年江蘇和廣東兩省農(nóng)村用電量分別達(dá)到825.1億千瓦小時和766.4億千瓦小時，合計占到當(dāng)年全國農(nóng)村總用電量的36.38%，導(dǎo)致其邊際收益率降低，農(nóng)產(chǎn)品成本的擴(kuò)大降低了產(chǎn)品的純收入；另一方面，至于少數(shù)牧區(qū)，如青海和內(nèi)蒙古用電量很少，2005年分別為3億千瓦時和29.3億千瓦時，即使增加用電量對牧民生產(chǎn)的影響也很微小，難以起到提高收入的效果。
4.研究結(jié)論和政策建議
以上運用Panel Data模型，重點研究了各地區(qū)農(nóng)村公共產(chǎn)品投入對本區(qū)農(nóng)民人均純收入的影響，還對全國公共產(chǎn)品對農(nóng)民人均純收入的平均作用以及各省、區(qū)、市的地區(qū)效應(yīng)對農(nóng)民純收入影響進(jìn)行了分析和比較。研究得到的主要結(jié)論和建議如下：
4.1我國地區(qū)主要農(nóng)村公共產(chǎn)品對提高農(nóng)民人均純收入具有顯著的促進(jìn)作用
我國地區(qū)財政支農(nóng)資金、農(nóng)村教育經(jīng)費投入、農(nóng)村社會救濟(jì)和自然災(zāi)害救濟(jì)資金投入以及農(nóng)村用電量等農(nóng)村公共產(chǎn)品投入的擴(kuò)大，對地區(qū)農(nóng)民人均純收入的增長率具有顯著的正向促進(jìn)作用。其中，農(nóng)村初中和小學(xué)教育經(jīng)費投入的增長對促進(jìn)農(nóng)民人均純收入提高的作用最大，其次是財政支農(nóng)資金，農(nóng)村用電量的促進(jìn)作用居第三位，農(nóng)村社會救濟(jì)和自然災(zāi)害救濟(jì)資金的增加對農(nóng)民純收入的影響力大體相同。但是，從30個省、區(qū)、市的平均水平來看，農(nóng)村醫(yī)療數(shù)量的增加對農(nóng)民人均純收入的影響很不顯著，主要原因，一方面是農(nóng)村醫(yī)療數(shù)量的平均增長水平較小，另一方面是從2002年以來，我國農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生統(tǒng)計指標(biāo)和內(nèi)容發(fā)生了變化，降低了數(shù)據(jù)的可比性。
4.2我國各地區(qū)不同的農(nóng)村公共產(chǎn)品對當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入的影響具有明顯差別
除少數(shù)地區(qū)外，我國大多數(shù)地區(qū)農(nóng)村公共產(chǎn)品的投入有助于增加當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入，但各地區(qū)不同農(nóng)村公共產(chǎn)品對農(nóng)民人均純收入的影響有別，差異顯著。大多數(shù)地區(qū)財政支農(nóng)資金的增長對提高農(nóng)民人均純收入具有明顯作用，影響程度最強(qiáng)的省是福建，其次是浙江、江蘇、上海、山東、吉林等省市；但是，還有1/3強(qiáng)的省財政支農(nóng)資金對農(nóng)民人均純收入的作用較弱，與農(nóng)民純收入增長不同步。絕大多數(shù)地區(qū)的農(nóng)村教育經(jīng)費投入對增加農(nóng)民純收入有著較強(qiáng)的作用，影響程度最強(qiáng)的是河北，其次還有廣東、海南、內(nèi)蒙古、湖南、湖北、云南、黑龍江。全國僅有近1/3的省農(nóng)村社會救濟(jì)資金的增加對提高農(nóng)民純收入具有較弱的促進(jìn)作用，對大多數(shù)地區(qū)而言，增加社會救濟(jì)對提高農(nóng)民人均純收入的影響不大。絕大多數(shù)地區(qū)增加農(nóng)村自然災(zāi)害救濟(jì)資金對提高農(nóng)民人均純收入具有促進(jìn)作用，但影響程度較弱。多數(shù)省農(nóng)村醫(yī)療點數(shù)量的增加有利于提高農(nóng)民人均純收入，還有少數(shù)地區(qū)醫(yī)療點的增加還難以提高農(nóng)民人均純收入。大多數(shù)地區(qū)農(nóng)村用電量的增加促進(jìn)了農(nóng)民人均純收入的提高，影響程度最強(qiáng)的是寧夏，其次是山西、重慶、湖北、河南、廣西等省、市，但是，還有少數(shù)地區(qū)，尤其在我國東部一些省、市存在邊際收益隨用電量的增加而遞減的現(xiàn)象。
4.3地區(qū)綜合效應(yīng)是影響農(nóng)民人均純收入的重要因素
除了上述各種農(nóng)村公共產(chǎn)品之外，還存在各地區(qū)所形成的影響農(nóng)民人均純收入增長的地區(qū)綜合效應(yīng)。這種地區(qū)綜合效應(yīng)是本地區(qū)各種因素長期作用而形成的比較穩(wěn)定的影響力。相對而言，全國只有1/3的地區(qū)對農(nóng)民人均純收入增長的綜合影響力高于全國平均水平，其余2/3的地區(qū)低于全國平均水平。其中天津、上海、北京和海南等省、市的地區(qū)綜合效應(yīng)對當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入增長的影響力最強(qiáng)，而影響力相對較小的是云南、四川、河南、山東和陜西等省。因此，在我國不僅國家和各地區(qū)要繼續(xù)增加對農(nóng)村公共產(chǎn)品的投入，提高其促進(jìn)農(nóng)民收入的效果，而且絕大多數(shù)地區(qū)還需要通過不斷加強(qiáng)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)、文化以及制度等多方面的發(fā)展
和建設(shè)，進(jìn)而逐步提高本地區(qū)對農(nóng)民收入的綜合影響力。
參考文獻(xiàn)：
［1］Chen Hsiao,Analysis of Panel Data.［M］.北京大學(xué)出版社，2005:14-26.
［2］姚蓮芳.我國農(nóng)村公共產(chǎn)品供給研究觀點綜述，經(jīng)濟(jì)縱橫［J］.2007，（5）：76-79.
［3］劉嗣明.“后農(nóng)業(yè)稅時代”農(nóng)村公共產(chǎn)品供給問題研究綜述［J］.社會主義研究，2007，（3）：139-141.
［4］曾福生等.農(nóng)村公共產(chǎn)品供給質(zhì)量的指標(biāo)體系構(gòu)建及實證研究［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2007，（9）12-19.
［5］李子奈，葉阿忠等.高等計量經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］.北京:清華大學(xué)出版社,2003:132-154.
［作者簡介］呂曉英（1976—），女，北京農(nóng)學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理系，碩士，講師，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)、數(shù)量經(jīng)濟(jì)。
呂勝利（1943—），男，甘肅省社會科學(xué)院經(jīng)濟(jì)所，研究員，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)，數(shù)量經(jīng)濟(jì)。
［收稿日期］2008-12-25
（責(zé)任編輯：梅文）
呂曉英 呂勝利
內(nèi)容提要：以1995～2006年期間，全國30個省、區(qū)、市（不包括西藏自治區(qū)）的財政支農(nóng)資金、農(nóng)村教育經(jīng)費投入、農(nóng)村社會救濟(jì)投入、農(nóng)村自然災(zāi)害救濟(jì)投入以及農(nóng)村醫(yī)療點和農(nóng)村用電量等數(shù)據(jù)，采用Panel Data模型，在分析地區(qū)農(nóng)村公共產(chǎn)品對農(nóng)民人均純收入增長的平均影響和各省、區(qū)、市地區(qū)效應(yīng)的同時，重點研究了各地區(qū)不同農(nóng)村公共產(chǎn)品投入對本區(qū)農(nóng)民人均純收入的影響，并進(jìn)行了全國比較。
關(guān)鍵詞：農(nóng)村公共產(chǎn)品；panel data模型；農(nóng)民人均純收入
中圖分類號：F304.8文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1003-4161(2009)01-0097-04
農(nóng)村公共產(chǎn)品對于增加農(nóng)民人均純收入具有重要意義。關(guān)于農(nóng)村公共產(chǎn)品的供給對農(nóng)民純收入的影響，國內(nèi)已開展了大量研究，取得了不少有價值的研究成果（姚蓮芳，2007；劉嗣明，2007；曾福生，2007）。但是，直到目前，國內(nèi)對農(nóng)村公共產(chǎn)品與農(nóng)民純收入關(guān)系的計量分析仍相對薄弱，尤其是采用Panel Data模型，即橫截面時間序列數(shù)據(jù)來同時分析在地區(qū)效應(yīng)的作用下，國內(nèi)各省、區(qū)、市農(nóng)村公共產(chǎn)品對該地區(qū)農(nóng)民純收入的影響問題，尚屬空白。
Panel Data模型具有可以同時對橫截面和時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析的優(yōu)勢。為此，本文以1995～2006年期間，全國30個省、區(qū)、市（不包括西藏自治區(qū)）的財政支農(nóng)資金、農(nóng)村教育經(jīng)費投入、農(nóng)村社會救濟(jì)投入、農(nóng)村自然災(zāi)害救濟(jì)投入以及農(nóng)村醫(yī)療點和農(nóng)村用電量等數(shù)據(jù)，采用Panel Data模型，在分析各省、區(qū)、市地區(qū)效應(yīng)對農(nóng)民純收入影響的同時，重點研究了各地區(qū)農(nóng)村公共產(chǎn)品投入對本區(qū)農(nóng)民人均純收入的影響，并進(jìn)行了全國比較。
1.Panel Data模型變量及模型設(shè)定
根據(jù)資料的連續(xù)性和可得性狀況，本文利用1995～2006年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和《中國教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》中全國30個省、區(qū)、市（不包括西藏自治區(qū)）歷年農(nóng)村居民人均純收入（元/人）作為被解釋變量，以各省、區(qū)、市財政農(nóng)業(yè)資金投入（包括財政用于支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、林業(yè)建設(shè)資金和農(nóng)林水利氣象部門事業(yè)費，億元）、農(nóng)村初中和小學(xué)教育經(jīng)費總投入（億元）、農(nóng)村社會救濟(jì)（萬元）和自然災(zāi)害救濟(jì)資金（萬元）以及農(nóng)村醫(yī)療點數(shù)量（個）、農(nóng)村用電量（億千瓦小時）等6個變量反映我國各地區(qū)農(nóng)村公共產(chǎn)品投入狀況，并作為解釋變量，以此建立我國地區(qū)農(nóng)村公共產(chǎn)品對農(nóng)民純收入影響的Panel Data模型。根據(jù)對樣本數(shù)據(jù)的單位根檢驗，在對數(shù)形式下各變量水平方程不存在單位根，樣本數(shù)據(jù)基本為平穩(wěn)狀態(tài)。為此，在建立Panel Data模型時，各變量均取對數(shù)形式。同時為消除不同時期價格影響，對農(nóng)民人均純收入、財政支農(nóng)資金、教育資金投入、社會救濟(jì)和自然災(zāi)害救濟(jì)資金都用當(dāng)年居民消費價格指數(shù)作了剔除。
利用panel data模型形式設(shè)定的檢驗方法（李子奈等，2000；Cheng Hsiao,2003），計算得到的兩個F統(tǒng)計量分別為：
F2=5.350 F1=1.502
查F分布表，在給定5%的顯著性水平下，得到相應(yīng)的臨界值為：
F(203，150)=1.2 F(174，150)=1.2
由于F2>1.2，所以拒假設(shè)H2；又由于F1>1.2，因而也拒絕假設(shè)H1。因此，模型采取變系數(shù)第三類模型形式。同時由于研究重點在于分析全國30個省、區(qū)、市的農(nóng)村公共產(chǎn)品投入影響，因此選取固定影響的變系數(shù)模型進(jìn)行分析。模型形式為；
lsr璱t=α璱+β1ilcz璱t+β2iljy璱t+ β3ilsh璱t+β4ilzh璱t+β5ilyl璱t+β6ilyd璱t+u璱t（1）(i=1,2,…30；t=1,2,…,12)
式中，a璱為30個省、區(qū)、市的地區(qū)效應(yīng)，lsr璱t、lcz璱t、ljy璱t、lsh璱t、lzh璱t、lyl璱t、lydit分別為各省、區(qū)、市農(nóng)民人均純收入、財政支農(nóng)資金、農(nóng)村教育資金投入、農(nóng)村社會救濟(jì)、自然災(zāi)害救濟(jì)、農(nóng)村醫(yī)療點和農(nóng)村用電量（為滯后一年數(shù)據(jù)）的對數(shù)值，β1i、β2i、…、β6i，分別為上述6個自變量的全國30個省、區(qū)、市的不同系數(shù)，由于各變量值都用自然對數(shù)表示，因此估計的變量系數(shù)實際為農(nóng)民人均純收入的各種彈性值。采用GLM法（Cross-section weights）對模型進(jìn)行估計。
需要加以說明的是，由于估計的F1=1.502，僅略大于臨界值F(174，150)=1.2，因此，可以認(rèn)為本文的樣本數(shù)據(jù)同樣還可以建立第二類模型中的固定效應(yīng)變截距模型形式，分析在地區(qū)效應(yīng)不同的情況下，各地區(qū)采用相同變量系數(shù)時，即從全國30個省、區(qū)、市的平均狀況
去研究各種農(nóng)村公共產(chǎn)品對地區(qū)農(nóng)民純收入水平的平均影響程度。為此，下面將從固定效應(yīng)變截距模型和固定效應(yīng)變系數(shù)模型分別對模型估計結(jié)果進(jìn)行分析。
2.固定效應(yīng)變截距模型估計結(jié)果分析
2.1 農(nóng)村公共產(chǎn)品的平均效應(yīng)
使用Eviews5.0軟件，用GLS法（Cross-section weights）對模型進(jìn)行估計，加權(quán)方式為Cross-section weights(PCSE)，得到如下回歸方程：
LSR璱t=5.2999+a*璱+0.2123LCZ璱t+0.2656LJY璱t
(-0.00913)(2.1575)(3.3877)
+0.026LSH璱t+0.0267LZH璱t-0.000446LYLit
(9.5580)(5.2582) (5.3305)
+0.1131LYD璱t
(2.9005)（2）
式中，括號內(nèi)數(shù)字為相對應(yīng)的系數(shù)t檢驗值，可以看出，除農(nóng)村醫(yī)療點個數(shù)變量不顯著外，其他變量都通過了5%顯著水平的檢驗。方程修正后的可決系數(shù)為0.996，F(xiàn)值為2601.857，表明方程擬合很好。從回歸系數(shù)值可以看出，我國地區(qū)財政支農(nóng)資金、農(nóng)村教育經(jīng)費投入、農(nóng)村社會救濟(jì)和自然災(zāi)害救濟(jì)以及農(nóng)村用電量等農(nóng)村公共產(chǎn)品投入的增大，對地區(qū)農(nóng)民人均純收入的增加具有顯著的正向促進(jìn)作用。在其他條件不變的情況下，各省、區(qū)、市的平均財政支農(nóng)資金每增加1個百分點，都會影響本地區(qū)農(nóng)民純收入平均提高0.21個百分點；各地區(qū)平均農(nóng)村教育經(jīng)費投入每增加1個百分點，都會影響農(nóng)民純收入平均提高0.26個百分點；農(nóng)村社會救濟(jì)和自然災(zāi)害救濟(jì)經(jīng)費分別增加1個百分點，都會影響農(nóng)民純收入分別平均提高0.026和0.027個百分點；農(nóng)村平均用電量每增加1個百分點，都會影響農(nóng)民純收入平均提高0.11個百分點。方程中的常數(shù)為5.3，反映了1995～2006年期間我國30個省、區(qū)、市農(nóng)民人均純收入的平均增長率。
2.2地區(qū)效應(yīng)分析
在上述固定效應(yīng)回歸模型中，a*璱表示地區(qū)效應(yīng)，其數(shù)值大小反映了各地區(qū)對農(nóng)民純收入平均增長水平的偏離程度，它是除了模型中的6個變量對農(nóng)民人均純收入的影響之外，各地區(qū)還確實存在的由各種復(fù)雜要素所形成的、不可觀測與度量的對本地區(qū)農(nóng)民人均純收入起作用的一種綜合影響，而且這種綜合影響效應(yīng)對不同省、區(qū)、市來說是不同的，但又在時間上具有一定的穩(wěn)定性。由固定效應(yīng)模型計算出的各省、區(qū)、市地區(qū)效應(yīng)排序如（表1）所示。
由（表1）可以看出，在我國各省、區(qū)、市中，所形成的農(nóng)民人均純收入增長水平的綜合影響力高于全國平均增長水平的共有
10個省、區(qū)、市，其中綜合影響力最大的是天津市，其農(nóng)民人均純收入增長率為6.56%（5.30+1.26），高出全國平均增長率1.26個百分點；其次是上海（6.52%）和北京（6.36%）分別高出全國平均增長率1.22和1.06個百分點。在農(nóng)民純收入地區(qū)綜合增長能力高于全國的10個省、區(qū)、市中，西部地區(qū)有3個，分別是青海、寧夏和重慶，分別比全國平均增長率高0.75、0.64和0.1個百分點。
地區(qū)農(nóng)民人均純收入增長水平的綜合影響力低于全國平均水平的共有20個省、區(qū)、市，其中綜合影響力相對最弱的是云南省，比全國平均增長水平低0.73個百分點，其次是四川、河南、山東和陜西等省，分別低0.66、0.63、0.54和0.53個百分點，可見農(nóng)民純收入綜合增長綜合影響力最弱的省中，除山東和河南省外，其余3個省都在西部。然而，像廣東、江蘇這兩個東部發(fā)達(dá)省份，本身所具有的影響農(nóng)民純收入綜合增長的影響力也分別低于全國平均水平0.40和0.21個百分點，應(yīng)引起高度重視。
以上分析表明，各地區(qū)對農(nóng)民人均純收入增長水平的綜合影響力最強(qiáng)的不一定都是東部省、市，東部個別省的綜合影響力也會低于全國平均水平；西部省份的綜合影響力也不是全都很弱而低于全國平均水平，也有個別省、市的綜合影響力高于全國水平，甚至比許多東、中部省份的綜合影響力還要強(qiáng)。
3.固定效應(yīng)變系數(shù)模型估計結(jié)果分析
固定效應(yīng)變系數(shù)模型估計結(jié)果包括兩大部分。一是變系數(shù)部分，即不同地區(qū)不同變量系數(shù)的估計結(jié)果，本文包括對每一個省、區(qū)、市的財政支農(nóng)資金等6個變量系數(shù)的估計結(jié)果；二是常數(shù)和30個省、區(qū)、市的地區(qū)效應(yīng)估計結(jié)果。由于本文重在分析農(nóng)村公共產(chǎn)品對農(nóng)民人均純收入的影響，所以不再對固定效應(yīng)變系數(shù)模型中的地區(qū)效應(yīng)進(jìn)行介紹。
3.1財政支農(nóng)資金對農(nóng)民純收入的影響
各地區(qū)財政支農(nóng)資金的增長率對當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入增長率的回歸結(jié)果中，除遼寧省不顯著外，其余29個省、區(qū)、市都通過了0.02%顯著水平的檢驗，表明這29個省、區(qū)、市的財政支農(nóng)資金對農(nóng)民人均純收入的影響都非常顯著。對回歸系數(shù)排序表明（見表2），有18個省、區(qū)、市的財政支農(nóng)資金的增長促進(jìn)了當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入的提高，其中既有東部省、市，也有中、西部省份。對農(nóng)民人均純收入影響最大的是福建、浙江、江蘇、上海等省、市，在其他條件不變的情況下，這4個省、市的財政支農(nóng)資金每提高1個百分點，將促進(jìn)本地區(qū)農(nóng)民人均純收入分別增長1.51、1.42、1.39和1.3個百分點。 另外， 還有12個省的財政支
表2 各地區(qū)農(nóng)村公共產(chǎn)品對農(nóng)民人均純收增長率影響效果排序
財政資金教育經(jīng)費社會救濟(jì)災(zāi)害救濟(jì)醫(yī)療點用電量
地區(qū)排序地區(qū)排序地區(qū)排序地區(qū)排序地區(qū)排序地區(qū)排序
福建1.51河北2.29內(nèi)蒙古0.18海南0.36黑龍江0.81寧夏2.55
浙江1.42廣東1.65廣西0.11貴州0.23重慶
山西2.36
江蘇1.39海南1.32陜西0.10天津0.22江蘇0.75重慶1.92
上海1.30內(nèi)蒙古1.31重慶0.06安徽0.21安徽0.63湖北1.83
山東1.16湖南1.28遼寧0.05新疆0.20天津0.54河南1.83
吉林1.03湖北1.14云南0.04浙江0.19上海0.54廣西1.80
安徽0.83云南1.13湖南0.04四川0.15貴州0.53四川1.42
天津0.65黑龍江1.13黑龍江0.03甘肅0.13云南0.41江西1.38
貴州0.41甘肅0.98廣東0.03吉林0.13廣東0.35新疆0.79
新疆0.38安徽0.72北京0.02江西0.12河南0.30天津0.78
陜西0.27遼寧0.63青海-0.01山西0.11湖北0.24貴州0.65
北京0.24廣西0.56河南-0.01江蘇0.08四川0.23吉林0.62
內(nèi)蒙古0.20青海0.54湖北-0.01河北0.08湖南0.20湖南0.37
廣東0.16北京0.40上海-0.01青海0.08甘肅0.19甘肅0.36
青海0.11四川0.35寧夏-0.01黑龍江0.06新疆0.18云南0.27
江西0.11河南0.30山東-0.02山東0.05河北0.10海南0.17
山西0.09天津0.26福建-0.03福建0.05北京0.06上海0.14
遼寧0.03山東0.20甘肅-0.05湖北0.03山東-0.04遼寧-0.03
寧夏-0.06江西0.17河北-0.07廣東0.03廣西-0.08北京-0.13
重慶-0.13山西0.16山西-0.07湖南0.03山西-0.10江蘇-0.16
四川-0.21陜西0.09四川-0.07北京0.02海南-0.13黑龍江-0.22
河南-0.27福建0.02江蘇-0.09上海0.01江西-0.16陜西-0.38
甘肅-0.32寧夏0.02安徽-0.09河南0.01浙江-0.29河北-0.39
湖南-0.33重慶0.02江西-0.12陜西0.00寧夏-0.30福建-0.45
黑龍江-0.37新疆-0.05新疆-0.13遼寧-0.01陜西-0.52青海-0.56
海南-0.42浙江-0.06浙江-0.18寧夏-0.01內(nèi)蒙古-0.54廣東-0.72
河北-0.45貴州-0.14吉林-0.18重慶-0.02福建-0.55山東-0.92
廣西-0.47江蘇-0.21天津-0.20云南-0.02青海-0.72安徽-1.08
湖北-0.51吉林-0.68貴州-0.21內(nèi)蒙古-0.08遼寧-0.95浙江-1.08
云南-0.59上海-0.77海南-0.28廣西-0.10吉林-1.39內(nèi)蒙古-2.94 農(nóng)資金的增長率與當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入的提高并不同步，其中
西部有5個省，中部有4個省，東部有3個省。表明這些省、區(qū)今后需要采取多種有力措施，改善財政支農(nóng)資金的使用效果，提高政支農(nóng)資金對農(nóng)民收入的促進(jìn)作用。
3.2 農(nóng)村教育投入對農(nóng)民純收入的影響
計算結(jié)果表明，除福建、重慶和寧夏3個省、區(qū)、市以外，其余27個省、區(qū)、市的農(nóng)村教育經(jīng)費投入的增長都十分顯著地影響當(dāng)?shù)剞r(nóng)民純收入的提高。其中，有21個省、區(qū)、市的農(nóng)村教育經(jīng)費投入的增長率對本地區(qū)農(nóng)民人均純收入的增長起正向推動作用，促進(jìn)作用最強(qiáng)的省是河北省，其次還有廣東、海南、內(nèi)蒙古和湖南等省區(qū)（見表2），這5個省的農(nóng)村教育經(jīng)費投入每提高1個百分點，會促進(jìn)本地區(qū)農(nóng)民人均純收入分別增長2.29、1.65、1.32、1.31和1.28個百分點。但是，還有6個省的農(nóng)村教育經(jīng)費投入的增加和農(nóng)民純收入增長率并不同步，其中西部地區(qū)有貴州和新疆，中部有吉林省，而東部有上海、江蘇和浙江3個省、市。上海、浙江和江蘇三省、市的農(nóng)村教育經(jīng)費投入的增長率對農(nóng)民人均純收入增長的效果不僅不同步而且在全國相對較差，表明這些地區(qū)更需要重視農(nóng)村初中、小學(xué)教育，提高資金使用效果。
3.3社會救濟(jì)資金的增長對農(nóng)民純收入的影響
所有省、區(qū)、市的財政用于農(nóng)村社會救濟(jì)資金的增長率對農(nóng)民純收入的提高有十分顯著的影響。其中，有10個省、區(qū)、市的財政用于農(nóng)村社會救濟(jì)資金的增長率顯著地促進(jìn)了當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入的提高，促進(jìn)作用最大的是內(nèi)蒙古自治區(qū)，還有廣西、陜西、重慶和遼寧等省、區(qū)，在其他條件不變的情況下，上述各省、區(qū)的農(nóng)村社會救濟(jì)資金投入每提高1個百分點，將分別促進(jìn)當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入提高0.18、0.11、0.10、0.06和0.05個百分點（見表2）。另外的20個省、區(qū)、市財政用于農(nóng)村社會救濟(jì)資金的增加，并不會促進(jìn)當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入的提高，其中，海南、貴州、天津、吉林和浙江等省、市農(nóng)村社會救濟(jì)資金的增長對農(nóng)民人均純收入提高的影響很不同步。這表明，在各種原因嚴(yán)重影響我國大部分地區(qū)農(nóng)民收入提高的情況下，有相當(dāng)多的省、區(qū)、市，即使增加了社會救濟(jì)資金，也難以改變農(nóng)民人均純收入增長率減弱的趨勢，最終使得農(nóng)村社會救濟(jì)資金的增加不能與農(nóng)民人均純收入同步提高。
3.4農(nóng)村自然災(zāi)害救濟(jì)資金的增長對農(nóng)民純收入的影響
除遼寧和陜西2個省外，其余28個省、區(qū)、市財政用于農(nóng)村自然災(zāi)害救濟(jì)資金的增長都顯著地影響當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入的提高。其中，有6個省、區(qū)農(nóng)村自然災(zāi)害救濟(jì)資金的增長和農(nóng)民人均純收入的提高并不同步，主要有廣西、內(nèi)蒙古、云南和重慶等區(qū)、市；另外的22個省、區(qū)、市的財政自然災(zāi)害救濟(jì)資金的增長顯著地提高了當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入，促進(jìn)作用最大的是海南省，其次是貴州、天津、安徽和新疆等省、區(qū)、市（見表2），在其他條件不變的情況下，上述各地區(qū)自然災(zāi)害救濟(jì)資金每增加1個百分點，會分別促進(jìn)當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入提高0.36、0.23、0.22、0.21和0.20個百分點。
3.5農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)對農(nóng)民純收入的影響
由于缺乏財政用于農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)資金的資料，同時考慮統(tǒng)計數(shù)據(jù)的連續(xù)性和可比性，本文以農(nóng)村醫(yī)療點數(shù)量代表農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)公共產(chǎn)品。與固定效應(yīng)變截距模型不同，固定效應(yīng)變系數(shù)模型中，除廣西壯族自治區(qū)外，其余29個省、區(qū)、市的農(nóng)村醫(yī)療點數(shù)量的增加對當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入都有顯著的影響。其中，有26個省、區(qū)、市增加農(nóng)村醫(yī)療點數(shù)量有利于提高農(nóng)民人均純收入，影響力最大的是黑龍江省，其次還有重慶、江蘇、安徽等省、市，在其他條件不變的情況下，如果農(nóng)村醫(yī)療點數(shù)量增加1個百分點，會分別影響當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入增加0.81、0.78、0.75和0.63個百分點。另外，還有13個省、市農(nóng)村醫(yī)療點數(shù)量的增加，與農(nóng)民純收入的提高并不同步，其中東部有5個省，中部有2個省，西部有6個省、區(qū)。吉林和遼寧農(nóng)村醫(yī)療點數(shù)量的增長率與農(nóng)民人均純收入的增長很不同步，在其他條件不變的情況下，如果農(nóng)村醫(yī)療點數(shù)量增長率減少1個百分點，反而可能分別提高農(nóng)民人均純收入1.39和0.95個百分點，說明這些地區(qū)應(yīng)不斷提高農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量，減少農(nóng)民醫(yī)療費用。
3.6農(nóng)村電力建設(shè)對農(nóng)民人均純收入的影響
農(nóng)村水利和電力建設(shè)對農(nóng)民收入具有重要影響。本文用農(nóng)村用電量表示農(nóng)村電力建設(shè)狀況?；貧w模型顯示，除遼寧省外，其余29個省、區(qū)、市的農(nóng)村用電量系數(shù)都非常顯著。有16個省的農(nóng)村用電量的增長率對農(nóng)民人均純收入具有正向促進(jìn)作用（見表2），寧夏農(nóng)村用電量的增加對當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入的影響最大，其次還有山西、重慶和湖北、河南等省、市，在其他條件不變的情況下，上述幾個省、市，如果農(nóng)村用電量分別增長1個百分點，將促使本地農(nóng)民人均純收入分別增長2.35、2.36、1.92、1.83和1.83個百分點。但是，也有13個省、區(qū)、市的農(nóng)村用電量的增加和農(nóng)民人均純收入的增長并不同步，其中內(nèi)蒙古、浙江和安徽等省、區(qū)更為明顯。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村用電量增多而農(nóng)民純收入減少的主要原因，一方面，這類省、市大部分在東部發(fā)達(dá)地區(qū)，如北京、廣東、浙江、江蘇、山東、河北等，用電量相對較多，2005年江蘇和廣東兩省農(nóng)村用電量分別達(dá)到825.1億千瓦小時和766.4億千瓦小時，合計占到當(dāng)年全國農(nóng)村總用電量的36.38%，導(dǎo)致其邊際收益率降低，農(nóng)產(chǎn)品成本的擴(kuò)大降低了產(chǎn)品的純收入；另一方面，至于少數(shù)牧區(qū)，如青海和內(nèi)蒙古用電量很少，2005年分別為3億千瓦時和29.3億千瓦時，即使增加用電量對牧民生產(chǎn)的影響也很微小，難以起到提高收入的效果。
4.研究結(jié)論和政策建議
以上運用Panel Data模型，重點研究了各地區(qū)農(nóng)村公共產(chǎn)品投入對本區(qū)農(nóng)民人均純收入的影響，還對全國公共產(chǎn)品對農(nóng)民人均純收入的平均作用以及各省、區(qū)、市的地區(qū)效應(yīng)對農(nóng)民純收入影響進(jìn)行了分析和比較。研究得到的主要結(jié)論和建議如下：
4.1我國地區(qū)主要農(nóng)村公共產(chǎn)品對提高農(nóng)民人均純收入具有顯著的促進(jìn)作用
我國地區(qū)財政支農(nóng)資金、農(nóng)村教育經(jīng)費投入、農(nóng)村社會救濟(jì)和自然災(zāi)害救濟(jì)資金投入以及農(nóng)村用電量等農(nóng)村公共產(chǎn)品投入的擴(kuò)大，對地區(qū)農(nóng)民人均純收入的增長率具有顯著的正向促進(jìn)作用。其中，農(nóng)村初中和小學(xué)教育經(jīng)費投入的增長對促進(jìn)農(nóng)民人均純收入提高的作用最大，其次是財政支農(nóng)資金，農(nóng)村用電量的促進(jìn)作用居第三位，農(nóng)村社會救濟(jì)和自然災(zāi)害救濟(jì)資金的增加對農(nóng)民純收入的影響力大體相同。但是，從30個省、區(qū)、市的平均水平來看，農(nóng)村醫(yī)療數(shù)量的增加對農(nóng)民人均純收入的影響很不顯著，主要原因，一方面是農(nóng)村醫(yī)療數(shù)量的平均增長水平較小，另一方面是從2002年以來，我國農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生統(tǒng)計指標(biāo)和內(nèi)容發(fā)生了變化，降低了數(shù)據(jù)的可比性。
4.2我國各地區(qū)不同的農(nóng)村公共產(chǎn)品對當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入的影響具有明顯差別
除少數(shù)地區(qū)外，我國大多數(shù)地區(qū)農(nóng)村公共產(chǎn)品的投入有助于增加當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入，但各地區(qū)不同農(nóng)村公共產(chǎn)品對農(nóng)民人均純收入的影響有別，差異顯著。大多數(shù)地區(qū)財政支農(nóng)資金的增長對提高農(nóng)民人均純收入具有明顯作用，影響程度最強(qiáng)的省是福建，其次是浙江、江蘇、上海、山東、吉林等省市；但是，還有1/3強(qiáng)的省財政支農(nóng)資金對農(nóng)民人均純收入的作用較弱，與農(nóng)民純收入增長不同步。絕大多數(shù)地區(qū)的農(nóng)村教育經(jīng)費投入對增加農(nóng)民純收入有著較強(qiáng)的作用，影響程度最強(qiáng)的是河北，其次還有廣東、海南、內(nèi)蒙古、湖南、湖北、云南、黑龍江。全國僅有近1/3的省農(nóng)村社會救濟(jì)資金的增加對提高農(nóng)民純收入具有較弱的促進(jìn)作用，對大多數(shù)地區(qū)而言，增加社會救濟(jì)對提高農(nóng)民人均純收入的影響不大。絕大多數(shù)地區(qū)增加農(nóng)村自然災(zāi)害救濟(jì)資金對提高農(nóng)民人均純收入具有促進(jìn)作用，但影響程度較弱。多數(shù)省農(nóng)村醫(yī)療點數(shù)量的增加有利于提高農(nóng)民人均純收入，還有少數(shù)地區(qū)醫(yī)療點的增加還難以提高農(nóng)民人均純收入。大多數(shù)地區(qū)農(nóng)村用電量的增加促進(jìn)了農(nóng)民人均純收入的提高，影響程度最強(qiáng)的是寧夏，其次是山西、重慶、湖北、河南、廣西等省、市，但是，還有少數(shù)地區(qū)，尤其在我國東部一些省、市存在邊際收益隨用電量的增加而遞減的現(xiàn)象。
4.3地區(qū)綜合效應(yīng)是影響農(nóng)民人均純收入的重要因素
除了上述各種農(nóng)村公共產(chǎn)品之外，還存在各地區(qū)所形成的影響農(nóng)民人均純收入增長的地區(qū)綜合效應(yīng)。這種地區(qū)綜合效應(yīng)是本地區(qū)各種因素長期作用而形成的比較穩(wěn)定的影響力。相對而言，全國只有1/3的地區(qū)對農(nóng)民人均純收入增長的綜合影響力高于全國平均水平，其余2/3的地區(qū)低于全國平均水平。其中天津、上海、北京和海南等省、市的地區(qū)綜合效應(yīng)對當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入增長的影響力最強(qiáng)，而影響力相對較小的是云南、四川、河南、山東和陜西等省。因此，在我國不僅國家和各地區(qū)要繼續(xù)增加對農(nóng)村公共產(chǎn)品的投入，提高其促進(jìn)農(nóng)民收入的效果，而且絕大多數(shù)地區(qū)還需要通過不斷加強(qiáng)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)、文化以及制度等多方面的發(fā)展
和建設(shè)，進(jìn)而逐步提高本地區(qū)對農(nóng)民收入的綜合影響力。
參考文獻(xiàn)：
［1］Chen Hsiao,Analysis of Panel Data.［M］.北京大學(xué)出版社，2005:14-26.
［2］姚蓮芳.我國農(nóng)村公共產(chǎn)品供給研究觀點綜述，經(jīng)濟(jì)縱橫［J］.2007，（5）：76-79.
［3］劉嗣明.“后農(nóng)業(yè)稅時代”農(nóng)村公共產(chǎn)品供給問題研究綜述［J］.社會主義研究，2007，（3）：139-141.
［4］曾福生等.農(nóng)村公共產(chǎn)品供給質(zhì)量的指標(biāo)體系構(gòu)建及實證研究［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2007，（9）12-19.
［5］李子奈，葉阿忠等.高等計量經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］.北京:清華大學(xué)出版社,2003:132-154.
［作者簡介］呂曉英（1976—），女，北京農(nóng)學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理系，碩士，講師，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)、數(shù)量經(jīng)濟(jì)。
呂勝利（1943—），男，甘肅省社會科學(xué)院經(jīng)濟(jì)所，研究員，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)，數(shù)量經(jīng)濟(jì)。
［收稿日期］2008-12-25
（責(zé)任編輯：梅文）
