農(nóng)村公共設施建設體制改革效應
——基于皖省農(nóng)民“雙重收益”比較的視角

林 芳 劉振中

農(nóng)村公共設施建設體制改革效應
——基于皖省農(nóng)民“雙重收益”比較的視角

林 芳 劉振中

五年前，安徽省移民局對農(nóng)村公共建設管理體制的改革進行了重大探索，創(chuàng)造性地實踐了另一種公共設施建設體制——村民自建體制。本文利用安徽省調(diào)研數(shù)據(jù)對當前兩種體制為農(nóng)民帶來的“雙重收益”進行實證比較。研究發(fā)現(xiàn)，不同類型村出現(xiàn)不同收益的根本原因在于農(nóng)村公共設施建設體制機制的差異。移民村的自建體制較之非移民村的代建體制有更大的潛力，其體制優(yōu)勢在長期“較量”過程中不言而喻。

公共設施 自建體制 代建體制 農(nóng)民收入

一、引言

隨著強農(nóng)惠農(nóng)政策不斷的深入，國家用于農(nóng)村的投資不斷增加，而且數(shù)額巨大。特別是新世紀以來，涉及千家萬戶分散的小項目涉及面非常之寬。然而，在這些中小型項目實施中，建設的自主權(quán)仍由政府主管部門作為投資和建設主體包攬代建，由此引發(fā)的問題日益突出：管理環(huán)節(jié)多，截留挪用嚴重；建設方式一包了之，沒有農(nóng)民的直接參與，建設成本高；建管過程不對村民公開，缺乏民眾監(jiān)督，貪腐易發(fā)；項目選擇很少尊重農(nóng)民意愿，“政績”工程、“形象”工程時有發(fā)生。近年來，安徽省移民局對農(nóng)村公共建設管理體制的改革進行了重大探索，創(chuàng)造性地實踐了另一種公共設施建設體制——村民自建體制，即變政府代建制為村民自建制，實行村民“自選、自建、自管、自用”和政府監(jiān)管服務新機制，讓農(nóng)民擁有建設和管護自主權(quán)，產(chǎn)生了巨大的社會反響。顯然，對比當前農(nóng)村公共設施建設政府代建體制，產(chǎn)生了一個值得思索的問題：這種新興體制的出現(xiàn)如何促進農(nóng)民增收？自建體制是否比代政府代建體制更能提高農(nóng)民增收效率？

國外學者對公共設施建設體制的實證研究主要著眼于與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，研究結(jié)論莫衷一是。富塔加米（Futagami，1993）［2］認為公共設施投入是經(jīng)濟增長的內(nèi)生性因素，對經(jīng)濟增長的貢獻巨大?；魻柎摹ぐ＝穑℉oultz-Eakin，2006）［3］利用非線性函數(shù)預測了美國公共設施建設投資對經(jīng)濟增長的影響，研究結(jié)果表明，信息服務方面的公共設施投入對經(jīng)濟增長影響相對較大。同時，也有大量國外學者通過實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)公共設施建設投資對經(jīng)濟增長的效應并不顯著。布坎南（Buchanan，2000）［4］利用意大利1970—1994年的地區(qū)數(shù)據(jù)估算公共設施對產(chǎn)出的影響，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)出彈性很小，有些地區(qū)甚至為負。國內(nèi)學者對公共設施建設投資的實證研究較為充分，大多關(guān)注其與經(jīng)濟增長、消費、農(nóng)民增收等指標之間的關(guān)系。如彭代彥（2002）［5］指出不同的公共設施對農(nóng)民增收所起的作用截然不同。農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生設施和農(nóng)村道路對其有正向作用，而農(nóng)業(yè)科研及科技推廣服務卻與農(nóng)民收入呈負相關(guān)關(guān)系。劉曉昀（2003）［6］在對貴州農(nóng)戶進行實證分析的基礎(chǔ)上，指出鄉(xiāng)鎮(zhèn)公共設施投資對農(nóng)戶人均收入和家庭消費支出有著積極作用。朱國忱（2006）［7］指出農(nóng)村公共設施投資可以促進農(nóng)民增收，推動農(nóng)民消費。胡振虎和傅愛民（2007）［8］指出人力資本、政府公共投資和農(nóng)民投資比重等因素對農(nóng)村經(jīng)濟增長和農(nóng)民增收的影響力度較大，不同因素產(chǎn)生的貢獻率不同。張亦工和胡振虎（2008）［9］對中國農(nóng)村公共設施建設影響農(nóng)民增收的貢獻率進行了測算，檢驗了模型中財政支農(nóng)支出與農(nóng)民增收的因果關(guān)系，主張調(diào)整財政支農(nóng)總支出，重新構(gòu)建財政投入管理機制。

從國內(nèi)外文獻研究中可總結(jié)三點不足：一是調(diào)查樣本數(shù)量與質(zhì)量不夠。一些研究存在樣本代表性差、樣本量較小的問題，直接影響了模型估計結(jié)果的準確性和可靠性；二是許多相關(guān)實證研究僅停留在對調(diào)研樣本的直觀和表層問題的分析，沒有對樣本數(shù)據(jù)更深層的原因或影響進行挖掘；三是大量實證研究局限于對國外計量模型的借鑒，缺乏對中國農(nóng)村公共設施建設體制的現(xiàn)實探討，以致所構(gòu)建模型在理論層面沒有說服力。

本文將以農(nóng)民為研究主體，比較分析農(nóng)村公共設施建設體制的改革效應。從農(nóng)民收入的角度比較分析不同體制下投資對農(nóng)民收入的直接影響和間接影響。文章的創(chuàng)新點在于：一是在比較分析過程中，從改革試點地區(qū)周邊選取其他條件幾近相同的地區(qū)，并對兩類地區(qū)進行跟蹤調(diào)查和比較分析，以此發(fā)現(xiàn)改革試點效應，在國內(nèi)已有同類研究中并不多見；二是改變了以往研究僅對公共設施建設影響農(nóng)民收入進行籠統(tǒng)判斷的實證解釋，而是從公共設施的直接影響和間接影響兩個角度分別解釋了其對農(nóng)民收入的影響。

二、農(nóng)村公共設施建設不同體制影響農(nóng)民收入：理論解釋與研究假說

經(jīng)濟學認為，一種商品的價格發(fā)生變化時會引起該商品需求量的變化。對不同的農(nóng)村公共設施建設體制進行分析之前，提出兩個假定：第一，所有的農(nóng)村公共設施都是正常公共品①此處正常物品是指該物品需求量與財政支出水平呈同方向變化的物品。；第二，不考慮農(nóng)村公共設施建設決策機制的影響，即不考慮決策主體對公共設施建設的偏好，所建設的公共設施中，政府的供給項目和供給規(guī)模也為農(nóng)民所需求的需求項目和需求規(guī)模。

給定G1為一定規(guī)模農(nóng)村公共設施建設數(shù)量，G2為其他公共品數(shù)量。OG1代表橫軸（見圖1），OG2代表縱軸。在代建體制下，農(nóng)民面臨公共品的預算線為AB，該預算線與無差異曲線U1相切于a點，a點是消費者效用最大化的一個均衡點。在a均衡點上，相應的公共設施需求量為OX1?，F(xiàn)假定農(nóng)村公共設施建設體制發(fā)生變化，如果存在自建體制中的建設方式和建設程序使得公共設施建設的交易成本和投資成本大幅降低，則預算線AB的位置會移至AB′。新的預算線AB′與代表另一條更高效用水平的無差異曲線U2相切于b點，b點是體制變化后農(nóng)民作為公共品消費者的消費者效用最大化均衡等式。在b均衡點上，相應的公共設施需求量（供給量）為OX3，比較a、b兩個均衡點，因體制變化而導致公共設施供給增加為X1X3，這個效應可以分解為“替代效應”和“收入效應”。將二者劃分開來，需要借助補償預算線EF剔除收入的影響，在替代效應的影響下，均衡點由a點移到了c點，于是，替代效應使得G1的數(shù)量由OX1增加到了OX2，找到替代效應之后，不難發(fā)現(xiàn)，收入效應即為均衡點c點到b點的變化過程，此過程中，收入效應使得G1的數(shù)量由OX2增加到了OX3。此處主要討論的是收入效應，通過分析可以發(fā)現(xiàn)，如果體制的變化使得農(nóng)村公共設施建設從決策、投資、建設、監(jiān)督及管護環(huán)節(jié)都進行了根本性的改變，進而使得投資成本和體制運行成本較大地降低。也就是說，與原有體制相比，等量的投資可以建成更多的公共設施。而從另一個角度看，馬曉河和劉振中（2011）［10］認為，農(nóng)村公共設施的建設和完善對于農(nóng)民增收、農(nóng)業(yè)增效和農(nóng)村發(fā)展具有關(guān)鍵的基礎(chǔ)性作用；農(nóng)民收入的重要組成部分是農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入，它依賴于運行良好的公共設施，同時，公共設施建設為農(nóng)民提供非農(nóng)就業(yè)機會，良好的公共設施條件為農(nóng)民增收打下堅實基礎(chǔ)。可見，從理論上講，農(nóng)民能從直接參與建設中獲取“直接收益”，也能通過公共設施的效能發(fā)揮獲取“間接收益”。不同體制帶來公共設施供給的增加也會使得農(nóng)民“雙重收益”出現(xiàn)不同的增收效果。

在此基礎(chǔ)上，本文提出兩個假說：

假說一：公共建設體制改革試點地區(qū)因其改變了決策、投資、建設、監(jiān)督及管護等環(huán)節(jié)運行方式，投資成本和體制運行成本較大地降低，因此，此類地區(qū)相對其他地區(qū)將能建成更多的公共設施，農(nóng)民收入因其生產(chǎn)、生活設施得到更好的改善而有較高的提升。

假說二：在新體制機制的促進下，公共建設改革試點地區(qū)農(nóng)民相對其他地區(qū)農(nóng)民會獲得更多的勞務收益，因此，直接收益對其收入提升幅度也相對較大。

圖1 農(nóng)村公共設施建設自建體制的收入效應和替代效應

三、實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源與指標選取

數(shù)據(jù)主要來源于2008—2011年安徽省調(diào)研問卷。問卷設計及調(diào)研情況如下：問卷包括兩類，一類為安徽省水庫移民村村級調(diào)查問卷，另一類為安徽省非移民村（即一般地方農(nóng)村）村級調(diào)查問卷。截至2008年年底，安徽省實際登記的農(nóng)村移民人口為127.7萬人，分布于全省16個市、105個縣區(qū)、739個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、6607個村。考慮到移民村的實際分布情況，調(diào)研組擬在水庫移民村與非移民村按2011年收入水平①首先選取移民項目比較集中的目標縣，在縣中選取移民項目相對集中的鎮(zhèn)，通過對鎮(zhèn)政府有關(guān)部門對各村實際收入水平的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，選取收入偏上、中等及偏下的三類村莊，調(diào)研或訪談者持問卷到村中向村長或村支書了解情況。采取等距抽樣方法，兩類型村莊各隨機抽取30個村。調(diào)研人員選取了安徽省合肥市肥東縣和安徽省六安市裕安區(qū)，兩縣均有大量移民村②安徽省水庫移民區(qū)移民村并不是指近年來才移民過來的外鄉(xiāng)農(nóng)民，大部分都是20世紀六七十年代前隨祖輩移民過來的村民，其生產(chǎn)生活方式已經(jīng)完全融合于當?shù)兀舸逯幸泼袢藬?shù)達20%及以上，則政府將其劃為移民村，其村中項目實施自2008年起均采用村民自建體制。，都是移民項目村民自建體制試點最早（自2008年開始）、且項目比較集中的地區(qū)?？紤]到研究對象的可比性，需要選取的非移民村在地理條件、氣候條件、鄉(xiāng)村習俗、人口結(jié)構(gòu)及其流動狀況等方面都應趨于相似或相同，因此，調(diào)研組對移民村周邊的非移民村同樣按2011年收入水平進行了等距抽樣。根據(jù)問卷反饋信息，剔除損失或不可用樣本4個，最終獲得移民村樣本數(shù)27個，非移民村樣本數(shù)29個。

一些學者的研究表明，農(nóng)村公共設施投資增加使得農(nóng)村公共設施供給增加，進而對農(nóng)民收入的提高起到了很大的促進作用［11，12］。從安徽省水庫移民區(qū)自建機制的試點情況來看，農(nóng)村公共設施不僅間接地促進了農(nóng)民收入的提高，而且，農(nóng)民還因能參與農(nóng)村公共設施建設而直接獲得可觀的勞務報酬［10］。因此，分析不同體制下農(nóng)村公共設施投資對農(nóng)民收入的直接影響和間接影響是比較兩種體制優(yōu)勢的關(guān)鍵所在。為測算不同時期、不同體制下農(nóng)村公共設施投資量對人均收入增長的貢獻，并明確農(nóng)村公共設施的直接影響與間接影響，主要選取的解釋變量是各村不同時期的公共設施建設項目的投資量（INV）和從事公共設施的各村勞務費支出（LWF）；被解釋變量是各村不同時期的人均收入（REV）。分析所采用的樣本指標取自2008—2011年安徽省上述調(diào)研數(shù)據(jù)。

（二）模型基本思想

1.Panel Data模型

面板數(shù)據(jù)（Panel Data）是指對不同時刻的截面?zhèn)€體進行連續(xù)觀測所得到的多維時間序列數(shù)據(jù)。這類數(shù)據(jù)有獨特的優(yōu)點是可以整合更多的信息，Panel Data模型的基本形式為：

如果僅從時間出發(fā)建立模型，截距可以寫成αit＝μ＋λt，μ表示所有截面單位在所有時間上的均值；λt是不同時間截距與總平均的差異，亦可稱之為時間效應。模型見式3。

固定效應模型中，無論是參數(shù)向量βit，還是截面效應αi或時間效應λt，一旦估計出來都是固定的常數(shù)。

2.模型運用思路

由于兩類樣本村在經(jīng)濟資源、自然環(huán)境、地理環(huán)境、人口因素、社會習俗和國家政策等方面均具備相同的條件，模型先利用2008—2011年56個樣本村數(shù)據(jù)對前面三個平穩(wěn)序列數(shù)據(jù)進行回歸分析，判斷其擬合效果，如果擬合效果不好，則引入虛擬變量——體制環(huán)境，再對所有樣本村進行整體估計，進而判斷公共設施建設投資對農(nóng)民人均收入的影響是否存在建設體制上的差異。如果存在差異，則需要進一步利用面板數(shù)據(jù)模型分別對兩類村莊進行時間序列分析，以此發(fā)現(xiàn)其影響差異表現(xiàn)以及差異的大小。

（三）模型運用及結(jié)果分析

1.模型判別

根據(jù)前面提到的模型思路，選取被解釋變量各村人均收入（REV），解釋變量中，考慮到公共設施投資本身在當期不會對人均收入造成影響，故而選取其滯后1期和滯后2期為解釋變量，即INV（－1），INV（－2），由務工所帶來的直接勞務收益則選取當期勞務費。

對2008—2011年56個樣本村進行整體估計，直接進行OLS回歸，從數(shù)據(jù)運行結(jié)果發(fā)現(xiàn)，模型擬合效果不佳，考慮模型可能存在遺漏重大變量的問題，因此，有必要引入虛擬變量I，以此表示不同農(nóng)村公共設施建設體制。

構(gòu)造模型：

模型結(jié)果由表1顯示，加入了虛擬變量之后，各變量系數(shù)檢驗值變得顯著，DW值較好，擬合效果明顯變好。因此，可以判斷兩個地區(qū)存在顯著的制度差異，有必要對不同制度下的解釋變量如何影響被解釋變量作出解釋。

2.Panel Data模型分析

格蘭杰（Granger，1969）［13］率先對經(jīng)濟變量之間的關(guān)系進行了定義和檢驗。后來，希姆斯（Sims，1972）［14］對其定義和檢驗進行了重新表述，并經(jīng)過后來學者的發(fā)展和完善，這種統(tǒng)計工具開始為學者們廣泛應用于經(jīng)濟實證研究。格蘭杰指出，因果關(guān)系有可能出現(xiàn)虛假的推理，因為信息集內(nèi)無法窮盡所有相關(guān)指標，重要變量很有可能被遺漏。因此，變量的選擇需要重要依據(jù)支撐，以避免虛假因果關(guān)系的可能。本文為了控制影響農(nóng)民純收入和勞務收入的其他關(guān)鍵性變量，特引入公共設施投資額變量。本文的計量模型設定為如下形式：

表1 引入虛擬變量之后的估計結(jié)果

其中，ln REV為各樣本村村級人均收入（REV）的對數(shù)值，代表各村收入增長；ln INV為各樣本村各年公共設施投資（INV）的對數(shù)值；ln LWF為各樣本村歷年公共設施建設中村民勞務費支出（LWF）的對數(shù)值。i代表各個單位村，t代表年份，ε1、ε2是隨機干擾項。式（4）主要是為了考察公共設施投資和村民勞務費支出對人均收入的影響，式（5）主要是為了考察公共設施投資和人均收入對村民勞務費支出的影響。本文所采用的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)為2008—2011年安徽省合肥市和六安市移民村和非移民村調(diào)研所獲面板數(shù)據(jù)。

（1）面板單位根檢驗

首先分別對兩種類型村三個變量，即移民村和非移民村的人均收入（ln REV）、公共設施建設投資（ln INV）、村民勞務費支出（ln LWF）及其一階差分進行面板單位根檢驗，以判斷指標是否具有平穩(wěn)性。

初次檢驗結(jié)果表明，兩種類型村的ln REV、ln INV、ln LWF均未能拒絕“存在單位根”的原假設，也就是說，各變量均未通過平穩(wěn)性檢驗。因此，有必要對各變量的一階差分Δln REV、Δln INV和Δln LWF進行檢驗。檢驗結(jié)果顯示兩種類型村的各變量指標均拒絕了原假設，即各變量的一階差分不存在單位根，通過了平穩(wěn)性檢驗，只是非移民村中部分變量一階差分后顯示出弱平穩(wěn)。因此，總體上可以認為，兩種類型村中，各村人均收入（ln REV）、公共設施建設投資（ln INV）和公共設施建設勞務費支出（ln LWF）均為一階單整I（1）序列。

（2）面板協(xié)整檢驗

通過單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)兩種類型村的各變量總體上趨于平穩(wěn)，因此，有必要檢驗其是否具有協(xié)整關(guān)系。佩德羅尼（Pedroni，2000）［15］和高（Kao，1999）［16］提出了多種協(xié)整檢驗方法，此處在檢驗ln REV、ln INV、ln LWF的協(xié)整關(guān)系時擬采用佩德羅尼協(xié)整檢驗。從表2中可以看出，兩種類型村莊中，對于三個變量協(xié)整關(guān)系的各種佩德羅尼協(xié)整檢驗都不接受“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設，也就是說，移民村和非移民村的人均收入、農(nóng)村公共設施建設投資與公共設施建設勞務費支出均存在長期的協(xié)整均衡關(guān)系。

表2 兩種類型村莊面板協(xié)整檢驗結(jié)果

（3）完全修正普通最小二乘法（FMOLS）估計

根據(jù)檢驗，兩種類型村莊的各個變量指標均具有協(xié)整關(guān)系。為了避免面板數(shù)據(jù)條件下回歸變量間存在的序列相關(guān)或內(nèi)生性問題導致明顯偏誤而造成的“偽回歸”問題，本文采用佩德羅尼（Pedroni，2000）［15］所提出的估計異質(zhì)性面板協(xié)整方程的全面修正估計量（Fully Modify OLS），其結(jié)果如式5和式6所示。

a.移民村。式（5）的結(jié)論顯示，移民村公共設施建設投資和村民勞務費支出對人均收入有正向的促進作用，農(nóng)村公共設施建設投資每增加1%，人均收入增長0.16%；勞務費每增加1%，人均收入增長0.05%。式（6）結(jié)論顯示，人均收入和公共設施投資對村民勞務費支出都呈正相關(guān)關(guān)系，但方程擬合效果不佳，ln INV指標沒有通過t檢驗。

由此可見，移民村中，農(nóng)村公共設施投資對人均收入總的影響系數(shù)是0.16。由于村民勞務費支出是農(nóng)村公共設施建設中為村民創(chuàng)造的直接收益，故而村民勞務費支出為農(nóng)民的直接收入。直接收入的影響系數(shù)為0.05，因此，可以認為，農(nóng)村公共設施建設投資的間接影響相對較大。

b.非移民村。式（7）顯示，非移民村中農(nóng)村公共設施建設投資與人均收入呈負相關(guān)關(guān)系，即農(nóng)村公共設施建設投資每增加1%，人均收入下降2.14%。相反，村民勞務費支出對人均收入有較大的促進作用，村民勞務費支出每增加1%，人均收入增加0.1%；式（8）結(jié)論顯示，人均收入與農(nóng)村公共設施投資均對村民勞務費支出有正向影響，人均收入每增加1%，勞務費支出增加0.49%，公共設施建設投資每增加1%，勞務費增加7.62%。

由此可見，非移民村中，農(nóng)村公共設施建設投資對人均收入總的影響系數(shù)為－2.14，而作為間接影響因子的村民勞務費支出對人均收入的影響系數(shù)卻為0.1。這說明非移民村農(nóng)村公共建設投資給農(nóng)民人均收入帶來的間接的負面影響是相當大的。造成這種極大的間接性負面影響的原因可能有三個方面：一是非移民村公共設施建設項目并不為農(nóng)民當前所需要或者迫切需要，反而，這些非必要設施建設投資必定會擠占其他必要性設施的建設投資，生產(chǎn)生活沒有得到合理和及時的設施配套而導致收益受損，因此，有可能出現(xiàn)公共設施投資越多，而農(nóng)民人均收入反而降低的現(xiàn)象；二是非移民村公共設施投入產(chǎn)出極不合理，農(nóng)村公共設施建設投資成本過高，而這些公共設施發(fā)揮的作用卻微乎其微，有可能近幾年內(nèi)都無法對農(nóng)民收入產(chǎn)生較大影響，而本文調(diào)查面板數(shù)據(jù)因樣本年份跨度不大，故而看不到正向效果；三是非移民村的公共設施可能在建成后因無法使用、抑或樣本時期內(nèi)就出現(xiàn)了失修或者遭到破壞等問題，造成農(nóng)民收益下降，因此，二者有可能會出現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。

（4）面板數(shù)據(jù)因果關(guān)系檢驗

本文的格蘭杰因果檢驗基于如下誤差修正模型：

其中，Δ表示一階差分，n為滯后期，∑符號表示各指標滯后各期之和。如果差分項顯著，則代表短期格蘭杰因果關(guān)系成立；如果誤差修正項ECMt－1顯著，代表長期格蘭杰因果關(guān)系成立。格蘭杰因果檢驗結(jié)果如表3和表4所示，可以得出如下的結(jié)論：

表3 移民村面板數(shù)據(jù)格蘭杰因果檢驗

表4 非移民村面板數(shù)據(jù)格蘭杰因果檢驗表

一是誤差修正項ECMt－1在移民村和非移民村表現(xiàn)各異。移民村中，ECMt－1僅在第一行中顯示為負值，且比較顯著，而在后兩行中表現(xiàn)為正值，說明在長期內(nèi)，移民村公共設施建設投資和村民勞務費支出是農(nóng)民人均收入增長變動的格蘭杰原因，而農(nóng)民人均收入增長卻不是移民村公共設施建設投資和村民勞務費支出增長變動的格蘭杰原因?？梢?，農(nóng)村公共設施建設投資和勞務費支出在移民村投資是合理的，也是十分必要的；非移民村中，ECMt－1值均顯示為負，且相對顯著，說明在長期內(nèi)，非移民村公共設施建設投資和村民勞務費支出是農(nóng)民人均收入變化的格蘭杰原因，但變化方向是相反的。同時，農(nóng)民人均收入和公共設施建設投資也是村民勞務費支出增長變化的格蘭杰原因?？梢姡且泼翊骞苍O施建設過程中，勞務費支出對農(nóng)民人均收入產(chǎn)生了較好的影響，但在建設前、建設中以及建設后都可能存在較多的不合理環(huán)節(jié)，以致非移民村公共設施建設目標出現(xiàn)嚴重偏差。

二是差分項結(jié)果在移民村和非移民村表現(xiàn)各異。根據(jù)差分項的顯著性可以看出，在短期內(nèi)，對于移民村而言，公共設施建設投資和村民勞務費支出是農(nóng)民人均收入增長變化的格蘭杰原因，村民人均收入的增加也是公共設施投資增長的格蘭杰原因。此外，還可以發(fā)現(xiàn)差分項對自身受前期影響較大；對于非移民村而言，公共設施建設投資和村民勞務費支出不是農(nóng)民人均收入增長變化的格蘭杰原因，短期公共設施建設投資和農(nóng)民人均收入也不是村民勞務費變動的格蘭杰原因。由此可知，短期內(nèi)非移民村各指標相互作用并不明顯，農(nóng)村公共設施投資效能發(fā)揮相比移民村更加遲緩，效率也更低。

（四）結(jié)論

利用2008—2011年安徽省部分移民村和非移民村的村級面板數(shù)據(jù)，對農(nóng)民人均收入與農(nóng)村公共設施建設投資及村民勞務費支出進行了實證檢驗，總結(jié)如下：

長期內(nèi)，移民村與非移民村公共設施建設投資、村民勞務費支出均與村民人均收入存在長期的協(xié)整關(guān)系，但是影響方式不同。對于移民村而言，公共設施建設投資每增加1%，村民人均收入增長0.16%，村民勞務費支出每增加1%，村民人均收入增長0.05%；對于非移民村而言，公共設施建設投資每增加1%，村民人均收入下降2.14%，村民勞務費支出每增加1%，人均收入增加0.1%。短期內(nèi)，移民村公共設施建設投資是村民收入增長的重大原因，村民勞務費支出也較大程度地促進了村民收入的直接增長。此外，村民人均收入的變化短期內(nèi)也會引起公共設施投資的變化，可見，對移民的財政投入存在某種“相機抉擇”的情況，與“格瓦納法則”①“瓦格納法則”是著名的財政理論。該理論認為，一國的公共部門，特別是政府部門的規(guī)模將隨經(jīng)濟的增長而擴大。根據(jù)瓦格納法則，隨著人均收入的提高，財政支出的相對規(guī)模也隨之提高，經(jīng)濟增長是財政支出增長的原因?；疽恢?；反觀非移民村，其公共設施建設投資、村民勞務費支出以及村民人均收入均不存在短期影響。

受樣本數(shù)據(jù)時間跨度的限制，后續(xù)影響趨勢尚不能明顯判別，但通過分析發(fā)現(xiàn)，公共設施建設投資量、村民人均收入與村民勞務費支出之間關(guān)系在不同的樣本區(qū)顯示出很大的偏差，在勞動力人口、基本地理氣候條件、生產(chǎn)生活條件、科技水平、經(jīng)濟發(fā)展初始水平等都幾近一致的前提下，可以將原因歸于三點：其一，對比移民村，非移民村公共設施建設項目未能反映農(nóng)民的真實需求，相反，這些非必要設施建設投資必定會擠占其他必要性設施的建設投資，生產(chǎn)生活沒有得到合理和及時的設施配套而導致收益受損，進而使得農(nóng)民人均收入反而降低；其二，對比移民村，非移民村公共設施投入產(chǎn)出比例失衡，農(nóng)村公共設施建設投資成本過高，而這些公共設施發(fā)揮的作用卻微乎其微，有可能近幾年內(nèi)都無法對農(nóng)民收入產(chǎn)生較大影響；其三，非移民村的公共設施可能在建成后因無法使用、抑或樣本期內(nèi)就出現(xiàn)了失修或者遭到破壞等問題，造成農(nóng)民收益下降。

總結(jié)上述實證分析結(jié)論可以發(fā)現(xiàn)，其根本的影響因素在于農(nóng)村公共設施建設體制機制，農(nóng)村公共設施建設體制的決策機制、籌資機制、建設機制、監(jiān)督機制和管護機制等環(huán)節(jié)的巨大差異造成了農(nóng)村公共設施建設投資對移民村與非移民村人均收入截然不同的效能影響。

四、政策啟示

（一）充分發(fā)揮公共設施建設對農(nóng)民增收的雙重效應

農(nóng)村各項公共設施建設歷來均由政府代建，項目建設方式只有發(fā)包這一種形式，建設過程中所雇勞動工人往往由承包商決定，該機制可能產(chǎn)生的問題有兩個方面：一則可能由于承包商追求利潤造成公共設施用料粗糙，質(zhì)量得不到保證，不利于設施建成后長期效應的發(fā)揮；二則可能由于承包商僅雇傭外來固定工人而造成當?shù)貏趧恿Ρ缓鲆?，不利于當?shù)卮迕袷杖朐黾?。要解決好這個問題，需充分發(fā)揮公共設施建設對農(nóng)民收入增加的雙重效應。

第一，建立嚴格的質(zhì)量監(jiān)督和審查機制。農(nóng)村公共設施項目建成后，需經(jīng)村、鎮(zhèn)、縣逐級審核，避免建設主體和監(jiān)督主體同體現(xiàn)象，建立必要的防腐制衡機制，保證公共設施對農(nóng)民生產(chǎn)生活的作用最大限度地發(fā)揮。

第二，實行村民有償勞務。實行當?shù)剞r(nóng)民優(yōu)先參與工程建設，提供勞務，按照當?shù)孛窆すべY水平領(lǐng)取勞務報酬，再次從項目建設中受益。

（二）建立長效穩(wěn)定的農(nóng)村公共設施建設投入增加機制

建立長效穩(wěn)定的財政支農(nóng)增長機制是解決中國農(nóng)業(yè)農(nóng)村公共設施的有效保障，今后國家對農(nóng)業(yè)農(nóng)村公共設施建設投入，總量規(guī)模要增加，結(jié)構(gòu)要調(diào)整，應嚴格按照“多予少取、靈活多變”的方針政策制定一系列支持和保障措施，改善農(nóng)村生產(chǎn)生活環(huán)境，降低農(nóng)民生存發(fā)展成本，促進農(nóng)民增收。

第一，積極調(diào)整宏觀政策趨向。應及時地把積極的財政政策重點調(diào)整到農(nóng)業(yè)農(nóng)村公共設施建設方面來，通過制定一套切實可行的政策框架，穩(wěn)定財政支農(nóng)現(xiàn)有渠道，開辟新渠道，千方百計增加農(nóng)業(yè)農(nóng)村公共設施建設投入。

第二，減免農(nóng)村居民負擔，鞏固農(nóng)村稅費改革的成果。各級財政部門貫徹執(zhí)行中央的部署計劃，調(diào)整農(nóng)村公共設施建設支出結(jié)構(gòu)，取消大中小型公共設施農(nóng)民配套投入，通過多種方式擴大中央財政對農(nóng)村的轉(zhuǎn)移支付，重點向中西部地區(qū)傾斜，確保農(nóng)村居民的負擔不會反彈。支持農(nóng)村金融服務的發(fā)展，鼓勵農(nóng)村金融機構(gòu)加大對農(nóng)村公共設施建設的支持力度。進一步調(diào)動和保護農(nóng)民參與公共設施建設的積極性，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平的提高。

第三，必須明確規(guī)定對直接用于農(nóng)村生活生產(chǎn)的投入持續(xù)增加，用于農(nóng)村公共設施建設投資的預算規(guī)模要逐年擴大?？梢造`活地采取政府貸款、發(fā)行國債等各種積極有效的方式增加資金來源。

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Effects of the Reform in the Construction of Public Facilities in Rural Areas——From Comparative View of“Farmers’Double Return”in Anhui Province

LIN Fang1，LIU Zhen-zhong2
（1.Institute of Population and Labor Economics，CASS，Beijing 100028；2.Research Institute of Forestry Policy and Information，Chinese Academy of Forestry，Beijing 100091）

Five years ago，Anhui reservoir immigrants’areas creatively practiced another public facilities construction system named villagers self-build system.Through collection and analysis of the data in Anhui，the study found that the fundamental factor affecting different types of village is the structuralmechanism of rural public infrastructure construction.Compared with the self-built system of immigrant village and the agent construction system of non-immigrant village，the former hasmore potential，with its system advantage in the process of long term“contest”.

Public Facilities；Self-construction System；Agent-construction System；Farmers’Income

F321

A

1000－7636（2014）11－0032－09

責任編輯：宛恬伊

2014－06－09

林 芳 中國社會科學院人口與勞動經(jīng)濟研究所博士后，北京，100028；

劉振中 中國林業(yè)科學研究院林業(yè)科技信息研究所助理研究員，北京，100091。