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1、农户对公共物品的需求偏好及 影响因素研究 以农田水利设施为例+ 孔祥智涂圣伟 一引言 农村税费是农村公共产品的总体补偿价格( 吴朝阳、万方。2 0 0 4 ) 。目 前，我国农村公共物品的供给主要是通过农民自愿或非自愿地自筹资金来实 现的( 孙立刚，2 0 0 0 ) 。虽然中央和省一级财政对县乡财政进行了转移支 付，但有限的转移支付大多为基层财政支出刚性消耗掉，大多数基层财政仅 仅能够维持自身的运转，根本谈不上能提供满足农村生产生活所需的公共物 品。同时，“一事一议”作为农村公共物品供给的另一种政策安排，虽然可 以为区域性农村公共物品提供资金，但实践表明，“一事一议”政策的可 操作性并不强，
2、作用的范围也很有限。在这种背景下，加大政府问转移支 付力度，增加农村公共财政支出已经成为政府部门和理论界的共识( 熊 巍，2 0 0 2 ；朱柏铭等，2 0 0 2 ；高新军，2 0 0 3 ；李秉龙等，2 0 0 3 ；财政部农 业司公共财政覆盖农村问题研究课题组，2 0 0 4 ) 。在政府财力仍然有 限的情况下，对农民需求偏好的了解是政府有效提供公共物品的前提。 二文献综述 估计家庭公共物品需求一直以来都是公共财政经济学家们关注的焦点 本研究为教育部“新世纪优秀人才支持计划”资助项目“公共财政支持与社会主义新农村建 设问题研究”的初步研究成果。 l8 00转型中的农村发展：城乡协调发展的
3、新战略 ( D a n i e lL R u b i n f e l d ，P e r r yS h a p i r oa n dJ u d i t hR o b e r t s ，l9 8 7 ) 。近年来，通 过或有估价法( C o n t i n g e n tV a l u a t i o nM e t h o d ，简称C V 法) 揭示偏好的方法 在国外已得到广泛应用。C V 法的核心思想是通过调查和问卷形式揭示出 居民对公共物品的真实支付意愿，这种意愿代表了偏好或需求，因此可以 用来估计居民对公共物品的需求函数，从而为公共物品决策或效率评估提 供依据。C i f i a c y
4、W a n t r u p 最早提出了这种方法，但他并没有将其付诸实践。 在实践应用方面，B e r g s t r o m ，R u b i n f e l d 和S h a p i r o ( 1 9 8 2 ) 作了开创性研 究。他们基于微观调查数据，利用单方程技术对地方公共教育支出的需求 函数进行估计，纳入估计的因素主要有税收价格、居民收入、年龄、种 族、性别、就业状态、是否乐观者、拥有小孩的个数等。随后，在 B e r g s t r o m 等人的研究基础上，R u b i n f e l d ，S h a p i r o 和R o b e a s ( 1 9 8 7 ) 舍弃 了
5、单方程技术，利用改进的似然估计法对地方公共教育需求进行了估计， 其研究也重点考察了税收价格、家庭收入对家庭需求的影响，并增加了一 些政治变量，试图排除蒂布特偏差( T i e b o u tB i a s ) ；A s aA h l i n 和E v a J o h a n s s o n ( 2 0 0 1 ) 采用类似B e r g s t r o m 等人的方法，利用瑞典数据分析了瑞 典居民对地方公共教育的需求。他们将就业类型、性别、年龄、政治偏 好、税收价格、拥有小孩个数等作为需求影响变量进行了显著性估计。此 外，P e r k i n s 对美国十种地方公共物品需求进行了估计，其估计
6、除了强调税 收价格和居民收入等对需求的影响外，还分析了其他公共物品价格对某种 公共物品需求的影响；R e x f o r dE S a n t e r r e ( 1 9 8 5 ) 注意到了地方公共物品 需求的空间差异性，在其对地方公共物品( L P G s ) 需求进行估计时，加入 了区位、人日密度等变量；S G r o s s k o p f 和K H a y e s ( 1 9 8 6 ) 也采用直接和 间接需求方程两种形式对地方治安、消防需求进行了估计。总体而言，国 外通过运用不同计量方法对公共物品需求影响因素进行识别的分析已经比 较成熟，其主要争议体现在一些变量的选择和数据的处理上
7、。但迄今为 止，国外对农村公共物品需求的定量研究仍比较少见。在国内，大部分有 关农村公共物品的研究都是从供给角度展开的，如农村公共物品供给制度 变迁( 张军等，1 9 9 6 、1 9 9 7 、1 9 9 8 ；林万龙，2 0 0 1 、2 0 0 3 ；吴朝阳、万 方，2 0 0 5 ，等) 、农村公共物品供给资本筹集( 孙潭镇、朱刚，1 9 9 3 ；樊 纲，1 9 9 5 ；叶兴庆，1 9 9 7 ；贾康等，2 0 0 0 ；林万龙，2 0 0 2 ；张林秀等， 2 0 0 5 ) 、农村公共物品供给主体确认( 张军、蒋琳琦，19 9 7 ；雷晓康， 2 0 0 3 ) 、农村公共物品
8、供给模式选择( 熊巍，2 0 0 2 ；雷晓康，2 0 0 3 ) 、农 农户对公共物品的需求偏好及影响因素研究0 1 8 l 村公共物品供给优先序( 廖清成，2 0 0 4 ；林柏强，2 0 0 5 ；胡豹、张晓山， 2 0 0 5 ) ；等等。国内对公共物品需求的研究文献很少见，有关公共物品需 求因素识别的文献则更少，而且大多数研究只是停留在定性描述上( 寿学 军，2 0 0 2 ；夏杰长，2 0 0 3 ；姚从容，2 0 0 5 ) ，缺乏微观数据基础上的定量 分析，对农村公共物品需求的定量研究还基本处于空白。本文以农业税取 消作为研究的基本环境假定，在此基础上，借助实践调查资料，对影响
9、农 户农村公共物品( 本文以农田水利基础设施为例) 需求的各因素进行识 别，以期为构建农村公共物品需求偏好表露机制提供依据。 本文以下部分的结构大致如下：第三部分构建了文章的理论框架；第四 部分进行了调查数据描述性分析；第五部分进行了计量分析，并对计量结果 做了解释；第六部分为文章的结语。 三理论框架 假定农户是预期效用最大化的行动者。A ；为社区i ( 本文以村为单位) 当 期在农田水利基础设施方面的支出存量；q o 为社区i 中第个农户对社区农田 水利基础设施的需求量( 本文用支出量代替实物单位) ，q 。为随机变量，有： E i = p o + x f i 8 + 8 i 1 1 1 其
10、中，E ，为q 。，的对数形式；石为个人和环境特征向量；卢。为截距参数， J B 为各变量的系数；占i 为独立同分布随机变量，服从均值为0 ，标准差为盯 的L o g i s t i c 分布。由于公共物品具有非竞争的整体消费特点，每一个消费者 消费的都是一个完整的公共产品( 许彬，2 0 0 3 ) 。因此，通过比较农户对社 区农田水利基础设施的需求q 。和实际的支出存量A 。，我们可以假定：当q ；， A 。，即社区内现有支出存量不能满足农户的需求时，农户会认为需要增加 该种公共物品的支出；当q ；，A ；，即农户认为社区内现有支出存量已能满足 其需求时，农户j 会认为不需要增加该种公共物
11、品的支出。结合方程 ( 1 ) ，我们可以确定被调查者认为有必要和没有必要增加该种公共物品支出 的条件分别为： 农田水利设施具有很强的区位性，村庄内部不同区域的水利设施条件可能存在一定差异， 而农民对现有支出状况的判断很可能是基于其耕地所处区位的水利设施状况作出的。 18 2 国转型中的农村发展：城乡协调发展的新战略 为了估计需要，我们进一步假定( 搿，A ，占) 服从( ( z ，A ，o ) ，) 分 2 良。纠 上式中，。为k k 矩阵，。和0 均为k 1 矩阵。结合方程( 2 ) 、 ，( 一尝+ 去- “；一_ ) c 4 ， 仃|仃仃8 j 一，( 一尝+ 古- n A ；一x ，
12、) c s ， 我们通过两个问题来考察农户的实际需求意愿：“村里的农田水利设施您认为有必要藿 修吗? ”，对应选项是有必要、没必要；“如果需要重修，您愿意出钱吗? ”对应的选项 是愿意、看别人态度和不愿意。 农户对公共物品的需求偏好及影响因素研究口1 8 3 该种公共物品的支出；乃= 1 表示农户认为需要增加该种公共物品支出。依 据上述分析，我们建立实证模型如下： e x p ( 风+ 凤x j k ) P i = P ( y j = l x j l ，K ，) = l _ 一= E ( y j ) ( 7 ) 1 + e x P ( 3 0 + 成) = l 根据相关研究和对需求影响因素的一
13、般性认识，本文认为受访者个人特 征、家庭特征以及所在村村庄特征都会对农户农田水利设施支出需求意愿产 生影响，并对这些因素在回归函数中的系数符号做如下假设( 见表1 ) ： 表1自变量系数符号假设 变量代号变量简称部分封闭型答案( 以0 为基组)系数符号 受访者个人特征变量 X l年龄 + X 2受教育年数 + X 3有无特殊经历0 无：1 有 + X 当前是否务农0 否；1 是 + X 5 当前是否还从事其他职业0 否；1 是 一 农户家庭特征变量 X 6家庭劳动力人数 + X 7家庭劳动力中非农就业比率一 X s可灌溉面积 + X 9水稻播种面积 + X l o家庭灌溉交费 一 X I l2
14、 0 0 4 年家庭总收入 + X 1 2农业物资投入 + 村庄特征变量 X 1 3村亩均农田水利设施建设投入存量 一 X 1 4户均水田面积 + 四数据来源及描述性统计分析 本文使用的数据来源于2 0 0 5 年8 月份对江苏淮安的实地调查。调查依 风 。 风 南 _ 曼 得可式由 1 8 40 转型中的农村发展：城乡协调发展的新战略 据典型抽样原则选择了淮阴区和盱眙县两个样本县，每个县选取4 个乡镇， 然后依据随机抽样原则在这8 个乡镇共选择了1 2 个村，在1 2 个村中随机调 查了1 1 7 个农户，其中有效样本数为1 1 3 个。 ( 一) 受访者个人社会人口统计变量描述 国外相关研
15、究表明，受访者社会人口统计变量( 是否户主、年龄、受 教育程度、经历等) 会对农户需求偏好产生显著的影响。本文试图将农户 个人特征变量纳入分析，并对受访者个人情况进行了调查( 见表2 ) ，其中， 受访者是户主的占8 8 5 ，年龄主要集中在5 0 5 9 岁，受教育程度初中文 化程度的为3 8 9 ，当前仍然务农的占到9 4 7 。 表2 受访者个人特征描述 变量 样本数有效百分比变量样本数有效百分比 受访人年龄受教育年数 3 0 岁以下 21 8o 正 1 8 1 5 9 3 0 3 9 岁 1 61 4 2 o 一6 年( 不包括o ) 2 01 7 7 4 0 4 9 岁 2 42 1
16、 2 6 9 年( 不包括6 ) 4 4 3 8 9 5 0 5 9 岁 4 53 9 8 9 1 2 年( 不包括9 ) 2 9 2 6 5 6 0 岁以上 2 62 3 O 1 2 1 5 ( 不包括1 2 ) 1O 9 当前是否务农 1 5 年以上 OO 是 1 0 79 4 7 经历 否 65 3 曾担任村干部 2 42 1 2 当前其他职业 外出打工 2 l1 8 6 短期农工 1 23 6 4 在外工作 43 5 为农产品经销商打工 13 0 经商 32 7 企业工人 2 6 1 退伍军人 21 8 外出打工 61 8 2 离退休教师 lo 9 自营工商业 72 1 2 其他特殊经历 5 4 4 村干部 26 1 无特殊经历 5 3 4 6 9 教师 39 1 资料来源：本研究调查数据，下同。 在有效样本中，受教育年数在0 6 年( 不包括0 ) 、6 9 年( 不包括 6 )
