吳明娥

（西南政法大學經(jīng)濟學院，重慶 401120）

0 引言

改革開放以來，中國農(nóng)村基礎設施建設取得了飛速發(fā)展，農(nóng)村的公路、電網(wǎng)、農(nóng)田水利、生活用水等經(jīng)濟基礎設施不斷得到補充和完善。但是，與城鎮(zhèn)相比，農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施投資仍相對短缺，發(fā)展不平衡不充分的問題更為突出，經(jīng)濟基礎設施往戶延伸、往村覆蓋仍存在明顯薄弱環(huán)節(jié)。隨著“三農(nóng)”工作重心向全面推進鄉(xiāng)村振興轉(zhuǎn)移，加大農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施建設成為促進農(nóng)業(yè)、農(nóng)村發(fā)展以及農(nóng)民增收的重要舉措，也是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的重要基礎。那么，當前全國以及各省份農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本投入處于何種水平？其發(fā)展趨勢和區(qū)域分布如何？其投資效率及資本回報率又如何？對以上問題的回答對于厘清農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施發(fā)展現(xiàn)狀、優(yōu)化農(nóng)村基礎設施投資策略具有重要的現(xiàn)實意義。

由于農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本投入數(shù)據(jù)獲取相對困難，因此現(xiàn)有文獻在實證分析中傾向于采用實物數(shù)據(jù)或投資流量數(shù)據(jù)作為其衡量指標[1,2]，但農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量作為存量數(shù)據(jù)更適合反映農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施的整體發(fā)展狀況[3]。目前，關于我國資本存量測算的文獻頗為豐富，在測算對象上，學者們對各區(qū)域、各產(chǎn)業(yè)、各行業(yè)的資本存量均展開了詳細估算，但鮮有文獻單獨、細致測算農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量。在測算方法上，學者們普遍運用Goldsmith開創(chuàng)的永續(xù)盤存法（PIM）測算資本存量，但大多局限于財富性資本存量的核算范疇。實際上，根據(jù)資本核算的理論研究以及國際實踐可以發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性資本存量更適合作為實證分析中使用的概念[4]。二者的區(qū)別在于，財富性資本存量反映參考年份市場價格下資產(chǎn)的全部價值，即按照價格單位進行折算，是編制資產(chǎn)負債表的重要內(nèi)容；而生產(chǎn)性資本存量反映資本投入生產(chǎn)過程中的實際價值和服務效率，即按照效率單位進行折算，是核算資本服務的重要基礎。現(xiàn)有文獻大多混淆資本屬性，嚴格區(qū)分財富性資本存量和生產(chǎn)性資本存量的文獻并不多見，且大多圍繞資本總量或特定資本類型展開[5,6]。因此，本文運用兼具財富和生產(chǎn)雙重屬性的非傳統(tǒng)途徑的PIM，綜合測算中國1981—2020年全國層面以及1996—2020年省級層面農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施的財富性資本存量總額、財富性資本存量凈額以及生產(chǎn)性資本存量，并利用空間杜賓模型對其資本回報率展開估計。

1 研究方法

1.1 財富性資本存量總額測算

根據(jù)PIM，財富性資本存量總額的測算公式為：

其中，Kit為財富性資本存量總額；Iit表示不變價的固定資產(chǎn)投資；δit為資本重置率；T表示資產(chǎn)的最大使用年限；Siτ為役齡為τ（τ=0，1，2，…，T）的固定資產(chǎn)殘存率；Rit為重置需求，他們的大小與資產(chǎn)退役模式的選擇有關。資產(chǎn)退役模式反映了資產(chǎn)在其使用年限內(nèi)退役的隨機分布過程，例如，某些資產(chǎn)可能因磨損和報廢提前退役，某些資產(chǎn)可能因維護良好延遲退役。目前，統(tǒng)計機構(gòu)、學者們選用的退役模式主要有同時退役、線性退役、延長線性退役、鐘形退役等。鐘形退役假定資產(chǎn)自安裝后某一時間逐漸開始退役，退役率在平均使用年限附近達到頂峰，并在平均使用年限之后逐漸下降。由于這一假定更為符合資產(chǎn)退役的現(xiàn)實情況，因此鐘形退役模式在資本核算的國際實踐中被廣泛采納，其正態(tài)分布的概率密度函數(shù)為：

其中，fτ為資產(chǎn)在役齡為τ時的退役比例；s為正態(tài)分布的標準差，根據(jù)OECD（2001）[7]的建議，一般假定s=Tˉ/4，Tˉ表示資產(chǎn)的平均使用年限。由于正態(tài)分布下資產(chǎn)在最大使用年限處的退役比例接近但不會達到0，因此對其作截斷處理①具體做法是：假定資產(chǎn)的退役范圍是平均使用年限的50%～150%，并將此范圍外的分布概率平均分配至退役范圍之內(nèi)。。

至此，固定資產(chǎn)殘存率Sτ可表示為：

1.2 生產(chǎn)性資本存量測算

根據(jù)OECD的資本核算理論，生產(chǎn)性資本存量的測算公式為：

其中，KPit為生產(chǎn)性資本存量；dτ表示役齡-效率函數(shù)，反映了資產(chǎn)在其使用年限內(nèi)生產(chǎn)效率的變化。由于資產(chǎn)在投入生產(chǎn)過程中會存在物理上的有形磨損和新技術出現(xiàn)引致的無形磨損，因此其生產(chǎn)效率隨著役齡的增加而下降。目前，統(tǒng)計機構(gòu)和學者們選用的役齡-效率函數(shù)主要包括“單駕馬車”模式、線性遞減模式、幾何遞減模式和雙曲線遞減模式。由于雙曲線遞減模式關于資產(chǎn)效率在服役初期下降較慢、在達到使用年限后下降速度越來越快的假定更為符合資產(chǎn)效率變化的現(xiàn)實情況，因此得到了澳大利亞統(tǒng)計局（ABS）、美國勞工統(tǒng)計局（BLS）在資本核算實踐中的大力推廣，其役齡-效率函數(shù)可表示為：

其中，dτ為役齡為τ時資產(chǎn)的相對效率；d0表示初始年份相對效率，并假定d0=1；β表示效率衰減參數(shù)，且滿足β≤1，本文參照王開科等（2021）[8]的研究，設定為β=0.58。

1.3 財富性資本存量凈額測算

根據(jù)OECD的資本核算理論，財富性資本存量凈額的測算公式為：

其中，KNit表示財富性資本存量凈額；et為役齡-價格函數(shù)，反映了資產(chǎn)在其使用年限內(nèi)資產(chǎn)價值的變化。役齡-價格函數(shù)et可由資產(chǎn)價值公式Vt和役齡-效率函數(shù)dτ推導得出，三者之間的理論聯(lián)系在于：在不考慮殘值的假定下，資產(chǎn)在某一時期的價值等于其未來預期租金收入的貼現(xiàn)價值，而與資產(chǎn)的生產(chǎn)貢獻相關的役齡-效率函數(shù)則是影響資產(chǎn)未來預期租金收入的重要因素。由此，資產(chǎn)價值公式可表示為：

其中，Vt表示資產(chǎn)價值；r為貼現(xiàn)率，一般取值為5%；Ct+τ為資本租賃價格。由于本文假定Iit為不變價的固定資產(chǎn)投資序列，消除了價格變動的影響，因此Ct+τ可視為不變。資產(chǎn)的相對價值則可表示為役齡為τ的舊資產(chǎn)價值相對服役初期新資產(chǎn)價值的比率：

可見，役齡-價格函數(shù)與時間t無關，僅與役齡τ有關。當τ=0 時，新資產(chǎn)的價格為1；當τ=T時，達到最大使用年限資產(chǎn)的價格為0。

1.4 資本回報率測算

在完全競爭市場的假設下，若不考慮資產(chǎn)折舊和價格變動，則資本回報率可簡化為資本的邊際產(chǎn)出。借鑒胡李鵬等（2016）[9]的研究，本文將生產(chǎn)函數(shù)設定為Cobb-Douglas（簡稱C-D）形式：

其中，Y表示農(nóng)村總產(chǎn)出，KP和GP分別表示農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施和非經(jīng)濟基礎設施的資本投入，L表示農(nóng)村勞動投入，βkp、βgp和βl則分別表示農(nóng)村各類資本投入和勞動投入的產(chǎn)出彈性。

考慮到農(nóng)村產(chǎn)出的增長是一個極其復雜的過程，其不僅受資本投入和勞動投入的影響，而且可能還受城鎮(zhèn)化發(fā)展、人力資本積累等新經(jīng)濟增長因素的影響。因此，本文在式（9）的基礎上進一步構(gòu)建計量模型：

其中，Xmit表示影響農(nóng)村產(chǎn)出的其他控制變量。已有研究表明，以交通基礎設施為代表的經(jīng)濟基礎設施具有明顯的空間效應[10]，采用空間計量模型估計農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施的產(chǎn)出彈性可能更為適宜。為檢驗各地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本投入和農(nóng)村產(chǎn)出是否存在空間依賴性，本文對其進行了全域空間相關性檢驗。結(jié)果顯示，農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本投入和農(nóng)村產(chǎn)出的Moran’s I均為正值且通過了顯著性檢驗。這說明，各地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本投入和農(nóng)村產(chǎn)出在分布上存在顯著的空間依賴性和空間相關性。進一步地，LR檢驗和Wald檢驗均拒絕了空間杜賓模型（SDM）能退化為空間滯后模型（SLR）或空間誤差模型（SEM）的原假設，因此選擇SDM進行估計：

其中，W表示空間權重矩陣。為規(guī)避因空間權重矩陣設定不一對回歸結(jié)果帶來的影響，本文構(gòu)建了三類空間權重矩陣，包括地理鄰接空間權重矩陣（Wgp）、地理距離空間權重矩陣（Wgd）和經(jīng)濟-地理復合距離空間權重矩陣（Wegd），三者的元素值計算公式可分別表示為：

其中，dij表示兩個地區(qū)之間的歐氏距離，表示各地區(qū)人均實際GDP的平均值。

在求得產(chǎn)出彈性后，對式（9）中農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本投入KP求一階導數(shù)，則其資本回報率Rkp可表示為：

若進一步考慮農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本折舊率δkp和宏觀稅負ω的影響，則其凈資本回報率rkp可表示為：

2 統(tǒng)計范圍、變量與數(shù)據(jù)說明

2.1 統(tǒng)計范圍

本文參照1994 年世界銀行的權威定義和金戈（2016）[11]的具體界定方法，將農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施的統(tǒng)計范圍界定為電力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應業(yè)，交通運輸、倉儲和郵政業(yè)，信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)，水利、環(huán)境和公共設施管理業(yè)四個行業(yè)的農(nóng)村固定資產(chǎn)投資。由于2002 年國家統(tǒng)計局對《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》展開了修訂，農(nóng)村基礎設施固定資產(chǎn)投資在2003 年及以后的統(tǒng)計口徑大于2003 年以前的統(tǒng)計口徑。因此，將2003 年以前的行業(yè)分類拆分至與2003 年及以后保持一致，根據(jù)2003 年及以后各行業(yè)固定資產(chǎn)投資額的平均比重求得2003 年以前各行業(yè)的固定資產(chǎn)投資額，以保證統(tǒng)計口徑的一致性。

2.2 變量選取

針對資本存量估算，受限于基礎數(shù)據(jù)的可獲得性，將全國測算基期定為1981年、省級測算基期定為1996年，并采用基期的農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施固定資產(chǎn)投資額除以資本折舊率與投資增長率之和作為全國基期資本存量。其中，假定農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本折舊率為9.21%[11]；投資增長率采用1981—1991年中國農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施固定資產(chǎn)投資額的幾何平均增長率來衡量[12]。至于省級基期資本存量，考慮到基期選擇越早，基期資本存量估算的誤差對后續(xù)年份的影響越小[13]，本文將測算的1996年全國農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量（1981 年價格）換算為1996 年價格，然后將其按照當年各地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施固定資產(chǎn)投資額占全國農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施固定資產(chǎn)投資總額的比重分配至各個省份，作為1996年省級基期資本存量。同時，由于官方統(tǒng)計資料未公布分行業(yè)的固定資本形成額數(shù)據(jù)，因此本文選擇歷年農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施固定資產(chǎn)投資額作為固定資產(chǎn)投資序列，并利用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對其進行平減。針對資產(chǎn)的使用年限，本文借鑒吳明娥等（2016）[4]的研究，假定資產(chǎn)綜合使用年限為20年。

針對資本回報率測算，本文以各地區(qū)的第一產(chǎn)業(yè)增加值作為農(nóng)村總產(chǎn)出Y的代理變量，并利用各地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)將其平減為以1996 年為基期的實際值；農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本投入KP利用上文估算的省級農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施的生產(chǎn)性資本存量（1996 年價格）表示；勞動投入L則以各地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員年末人數(shù)表示。至于農(nóng)村非經(jīng)濟基礎設施資本投入，本文將農(nóng)村非經(jīng)濟基礎設施固定資產(chǎn)投資的統(tǒng)計范圍界定為歷年去除農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施固定資產(chǎn)投資行業(yè)以外的其他行業(yè)的固定資產(chǎn)投資，并利用上文的資本核算框架測算了農(nóng)村非經(jīng)濟基礎設施的生產(chǎn)性資本存量GP（1996 年價格）。借鑒現(xiàn)有研究，本文選取了農(nóng)村人力資本水平（edu）、對外開放度（open）、城鎮(zhèn)化水平（urb）、農(nóng)村人均耕地面積（land）作為控制變量。其中，農(nóng)村人力資本水平采用各地區(qū)鄉(xiāng)村人口平均受教育年限表示，其中大專及以上、高中、初中、小學、未上過學分別按照16年、12年、9年、6年、0年的受教育年限計算；對外開放度采用各地區(qū)進出口總額占GDP 的比重表示；城鎮(zhèn)化水平采用各地區(qū)年末城鎮(zhèn)人口所占比重表示；農(nóng)村人均耕地面積采用各地區(qū)人均農(nóng)作物播種面積表示。另外，宏觀稅負ω采用農(nóng)業(yè)各稅占第一產(chǎn)業(yè)增加值的比重表示①2006年以前，農(nóng)業(yè)各稅包括農(nóng)業(yè)稅、牧業(yè)稅、耕地占用稅、農(nóng)業(yè)特產(chǎn)稅、契稅和煙葉稅；從2006年起，農(nóng)業(yè)各稅只包括耕地占用稅、契稅和煙葉稅。。鑒于折舊率的設定會顯著影響資本回報率的測算結(jié)果，本文未通過經(jīng)驗假定或綜合計算一個固定折舊率，而是基于非傳統(tǒng)途徑的PIM 中役齡-效率函數(shù)和役齡-價格函數(shù)之間的內(nèi)在聯(lián)系推導出時變折舊率。具體做法是：通過役齡-價格函數(shù)將財富性資本存量總額轉(zhuǎn)換為標準價值單位下的財富性資本存量凈額后，即可倒推得到固定資本消耗=當期固定資本形成額+上期資本存量凈額-當期資本存量凈額，折舊率則為歷年固定資本消耗與財富性資本存量凈額的比值。

2.3 數(shù)據(jù)說明

本文對中國1981—2020年全國層面以及1996—2020年省級層面農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施的財富性資本存量總額、財富性資本存量凈額和生產(chǎn)性資本存量展開測算。由于西藏的農(nóng)村固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)不全，因此省級層面的估算樣本僅包括30個省份（不含西藏和港澳臺）。基礎數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《新中國60 年統(tǒng)計資料匯編》以及各省份統(tǒng)計年鑒。

3 測算結(jié)果與分析

3.1 資本存量估算結(jié)果與分析

基于以上核算框架，1981—2020 年全國層面的農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量估算結(jié)果如表1所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，中國農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量自1981 年以來持續(xù)攀升，K、KN、KP分別從1981 年的76.03 億元、76.03 億元、74.46億元增加到2020年的14830.48億元、11048.35億元、12968.17 億元，年均增長率分別達到14.48%、13.62%、14.15%。

表1 中國農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量估算結(jié)果（1981年價格）（單位：億元）

同時，由圖1 可知，農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量呈現(xiàn)K＞KP＞KN的趨勢特征，并且三者之間的差距不斷擴大。這一估算結(jié)果不僅反映了財富性資本存量總額、財富性資本存量凈額以及生產(chǎn)性資本存量之間的現(xiàn)實差異，而且也驗證了基于財富和生產(chǎn)雙重屬性測算農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量的必要性。其中，財富性資本存量總額K既未考慮資產(chǎn)效率損失，又未考慮資產(chǎn)價值損失，因此數(shù)值最大；生產(chǎn)性資本存量KP考慮了資產(chǎn)的效率損失，財富性資本存量凈額KN考慮了資產(chǎn)的價值損失，但由于資產(chǎn)效率損失速度慢于資產(chǎn)價值損失速度，因此KN的數(shù)值最小。

圖1 中國農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量發(fā)展趨勢

1996—2020 年省級層面的農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量估算結(jié)果如表2所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，各個省份的農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量差異明顯。截至2020 年，廣東、山東、江蘇的農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量處于全國領先水平，KP分別達到6065.52億元、4456.82億元、4429.89億元；而黑龍江、內(nèi)蒙古、海南的農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量則處于落后地位，KP僅分別為180.86 億元、95.47 億元、77.18億元。在農(nóng)村人均資本存量方面，截至2020 年，北京、上海、浙江的農(nóng)村人均經(jīng)濟基礎設施資本存量處于全國領先水平，人均KP分別達到77710.98元、32748.35元、24280.35元；而海南、黑龍江、內(nèi)蒙古的農(nóng)村人均經(jīng)濟基礎設施資本存量則處于落后地位，人均KP僅分別為1920.32元、1658.51元、1221.82元。

由下頁圖2 可知，從區(qū)域上看，農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量由東向西呈現(xiàn)階梯式分布，表現(xiàn)出東部＞中部＞西部的趨勢特征①東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。。截至2020年，東、中、西部地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量占全國的比重分別為61.14%、21.13%、17.73%，農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施在分布上存在明顯的區(qū)域集聚現(xiàn)象。在資本存量增速上，東、中、西部地區(qū)表現(xiàn)較為一致，在樣本期內(nèi)均呈現(xiàn)“倒U”型發(fā)展趨勢。具體而言，農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量增速自1996年以來在不斷波動中有所增長，尤其是在2010 年達到最大增速。但2010 年以后，各地區(qū)的農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本投入增速又不斷下降。

圖2 各地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量均值及其增速

3.2 資本回報率測算結(jié)果與分析

在不考慮農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本投入的空間影響的條件下，對模型（10）展開Hausman 檢驗，結(jié)果顯示固定效應模型更優(yōu)，其回歸結(jié)果報告于表3 的列（1）。進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，固定效應模型存在明顯的截面相關性、自相關性和異方差性問題，因此采用面板修正標準誤方法（PCSE）重新展開估計，回歸結(jié)果報告于表3的列（2）。結(jié)果顯示，農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本投入、非經(jīng)濟基礎設施資本投入、勞動投入的產(chǎn)出彈性分別為0.1080、0.1029、0.7633，可見，農(nóng)村總產(chǎn)出的增加更多依賴于農(nóng)村勞動投入，農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施和非經(jīng)濟基礎設施也發(fā)揮著重要作用。進一步考慮農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本投入的空間影響，基于三類空間權重矩陣，利用極大似然估計（MLE）方法對模型（11）展開估計，回歸結(jié)果報告于表3 的列（3）至列（5）。結(jié)果顯示，當考慮空間影響時，農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本投入的產(chǎn)出彈性介于0.0770～0.0977，低于不考慮空間影響時的產(chǎn)出彈性值，且具有顯著的正向空間溢出效應。這說明，在探討農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本投入的經(jīng)濟增長效應時，應充分考慮其空間影響，否則存在高估其產(chǎn)出彈性值的可能性。

表3 農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量的產(chǎn)出彈性估計結(jié)果

在求得農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施的生產(chǎn)性資本存量、時變折舊率以及產(chǎn)出彈性值后，基于式（15）和式（16），本文對1981—2020年全國層面以及1996—2020年省級層面農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施的資本回報率展開測算②由于經(jīng)濟-地理復合距離空間權重矩陣下模型的擬合優(yōu)度更高，因此利用表3列（5）中估計的產(chǎn)出彈性值展開資本回報率的測算。。圖3報告了基準模型、考慮稅率、考慮折舊率、同時考慮稅率和折舊率四種形式下的全國農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本回報率。與基準模型相比，考慮資本折舊率后，農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本回報率的整體演變趨勢未發(fā)生明顯變化，但在數(shù)值上明顯低于基準模型，而稅率對農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本回報率的影響不大。同時，農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本回報率在樣本期內(nèi)呈現(xiàn)“下降—上升—下降”的演變趨勢。可能的解釋是，改革開放初期，農(nóng)業(yè)是我國的主導產(chǎn)業(yè)，農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施的持續(xù)投資導致其資本回報率不斷下降。1992年鄧小平南方談話將改革開放和現(xiàn)代化建設推向新階段，經(jīng)濟發(fā)展重心由農(nóng)村逐漸轉(zhuǎn)向城鎮(zhèn)，農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本回報率有所提升。但是，隨著第一產(chǎn)業(yè)增加值在GDP 中的比重不斷縮小以及農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本投入的不斷增加，農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本回報率逐漸減小。因此，為全面推進鄉(xiāng)村振興，既要加大農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施的投資規(guī)模，又要注重農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施的投資效率，實現(xiàn)規(guī)模與效率的均衡。

圖3 全國農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本回報率演變趨勢

下頁圖4 報告了分地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本回報率（同時考慮稅率和折舊率）的演變趨勢?？梢园l(fā)現(xiàn)，各地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本回報率均呈明顯的下降趨勢。其中，中西部地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本回報率差異不大，分別由1997 年的85.90%、87.14%下降至2020 年的-0.55%、1.16%，而東部地區(qū)的農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本回報率明顯低于中西部地區(qū)，由1997 年的86.83%下降至2020 年的-8.15%。究其原因，東部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)比重明顯低于中西部地區(qū)，而其農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量卻遠高于中西部地區(qū)，農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施配置過多導致其資本回報率不斷下降并低于中西部地區(qū)。因此，東部地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施未來的投資重點不在于投資規(guī)模的增加，而在于投資效率的提高。加大中西部地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施投資力度，可以實現(xiàn)平等和效率的兼顧，進而促進區(qū)域的均衡發(fā)展。

圖4 各地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本回報率演變趨勢

4 結(jié)論

本文根據(jù)資本核算的最新國際實踐，運用兼具財富和生產(chǎn)雙重屬性的非傳統(tǒng)途徑的PIM，綜合測算中國1981—2020年全國層面以及1996—2020年省級層面農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施的財富性資本存量總額、財富性資本存量凈額以及生產(chǎn)性資本存量，并利用空間杜賓模型對四種形式下的資本回報率展開估計。研究發(fā)現(xiàn)：（1）中國農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量自1981年以來持續(xù)攀升，并呈現(xiàn)K＞KP＞KN的典型特征，驗證了基于財富和生產(chǎn)雙重屬性測算農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量的必要性。（2）各地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本存量由東向西呈現(xiàn)階梯式分布，表現(xiàn)出東部＞中部＞西部的趨勢特征，而資本存量增速呈現(xiàn)“倒U”型發(fā)展趨勢。（3）農(nóng)村總產(chǎn)出的增加更多依賴于農(nóng)村勞動投入，農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施和非經(jīng)濟基礎設施也發(fā)揮著重要作用，且農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本投入具有顯著的正向空間溢出效應。（4）農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本回報率在樣本期內(nèi)呈現(xiàn)“下降—上升—下降”的演變趨勢，東部地區(qū)的農(nóng)村經(jīng)濟基礎設施資本回報率明顯低于中西部地區(qū)。