地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)村居民消費(fèi)增長——基于省級面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

林 江 李普亮

（1.中山大學(xué)嶺南學(xué)院，廣東 510275；2.惠州學(xué)院，廣東 516007）

“十二五”規(guī)劃綱要明確提出，要建立擴(kuò)大消費(fèi)需求的長效機(jī)制，把擴(kuò)大消費(fèi)需求作為擴(kuò)大內(nèi)需的戰(zhàn)略重點(diǎn)，進(jìn)一步釋放城鄉(xiāng)居民消費(fèi)潛力。相對于城鎮(zhèn)居民而言，農(nóng)村是我國低收入群體的主要聚居地，農(nóng)村居民消費(fèi)明顯落后于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)，成為影響內(nèi)需增長的“瓶頸”。為了加快農(nóng)業(yè)發(fā)展，促進(jìn)農(nóng)民增收，各級政府正在不斷增加對農(nóng)業(yè)的投入。那么，這種投入在促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)民增收的同時對農(nóng)村居民消費(fèi)有何影響？科學(xué)客觀地回答上述問題對于優(yōu)化財(cái)政支農(nóng)安排、強(qiáng)化財(cái)政政策的針對性和有效性影響深遠(yuǎn)，這是因?yàn)檗r(nóng)村居民消費(fèi)不僅直接關(guān)乎農(nóng)民自身的福祉，而且它作為社會總需求的重要組成部分，對轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式、實(shí)現(xiàn)國民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、協(xié)調(diào)和自主發(fā)展具有戰(zhàn)略意義。不過，在我國聯(lián)邦制財(cái)政體制架構(gòu)下，中央政府和地方政府對農(nóng)業(yè)的投入責(zé)任并未得到清晰的劃分，在“財(cái)權(quán)上收、事權(quán)下放”的體制演進(jìn)邏輯中，地方政府成為農(nóng)業(yè)財(cái)政資金的絕對支出主體①據(jù)統(tǒng)計(jì)，1978年—2006年，地方財(cái)政投入占國家財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的份額約占90%。。因此，地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響尤其值得關(guān)注。

一、理論模型

式中，at是指t時期初私人的金融財(cái)富，wt是指t時期勞動收入，Tt是t時期的凈一次性總額稅，r是指實(shí)際利率，并假定其保持不變。政府的預(yù)算約束為：

式中，bt是指t時期政府債務(wù)。將式（1）與式（2）相減，并利用等式ct*=ct+αgt可得整個經(jīng)濟(jì)的預(yù)算約束式：

如果要最大化私人終生效用的期望值，則ct*應(yīng)當(dāng)滿足如下條件：

方程（4）表明，沿著最優(yōu)消費(fèi)路徑，消費(fèi)的跨期替代率必須等于跨期轉(zhuǎn)換率。為了揭示模型的實(shí)證含義，我們借鑒了霍爾關(guān)于消費(fèi)的隨機(jī)游走假說，因而方程（4）可以表達(dá)為如下形式：E（t）=［β（1+r）］σ·，其中，σ=（-U（'c*）/{c*U″（c*）}，是消費(fèi)的跨期替代彈性，代表著風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)，并被假定為不隨時間變化。因此，計(jì)量關(guān)系可近似表述為：

當(dāng)ct和gt均為I（1）過程時，它們之間可能存在著以（1，α）為協(xié)整向量的協(xié)整關(guān)系，結(jié)合=ct+αgt，則方程（5）可以進(jìn)一步線性化為如下形式①為了使模型更具一般性，方程（6）中包含了常數(shù)項(xiàng)。：

在上述設(shè)定中，如果α1<0，則表明政府支出與居民消費(fèi)存在替代關(guān)系，如果α1>0則表明政府支出與居民消費(fèi)存在互補(bǔ)關(guān)系。前述理論模型是在抽象掉其他因素的情況下得出的，但在具體實(shí)證分析時，如果其他經(jīng)濟(jì)變量不滿足模型的隱含前提或遺漏其他重要的解釋變量，則估計(jì)的結(jié)果將會受到很大影響。對此，Hung-wu Ho（2001）指出，應(yīng)在解釋變量中增加居民可支配收入（inc），在有效分離出其它因素對消費(fèi)的影響的同時還可以得到一個一致估計(jì)，從而更真實(shí)地反映政府支出對消費(fèi)的影響。同時，為了減少變量異方差的影響，可對模型中的相關(guān)變量進(jìn)行對數(shù)化處理，由此得到如下理論表達(dá)式：

政府對農(nóng)業(yè)的支出是我國財(cái)政支出的重要組成部分，上述理論框架為分析這種支出對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響提供了新思路。一般認(rèn)為，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響是通過“財(cái)政農(nóng)業(yè)投入增加——農(nóng)村居民收入增加——農(nóng)村居民消費(fèi)增加”的路徑實(shí)現(xiàn)的，但財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)村居民消費(fèi)的作用機(jī)制并非如此簡單，圖1描述了財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)村居民消費(fèi)各種可能的作用機(jī)制。

從理論上講，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)村居民消費(fèi)既有可能產(chǎn)生“引致效應(yīng)”，也有可能產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，總效應(yīng)的方向和大小取決于哪種效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)，需要進(jìn)一步通過實(shí)證檢驗(yàn)得知。

二、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）數(shù)據(jù)來源及說明

本文實(shí)證分析所用數(shù)據(jù)來源如下：1996年之前的地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入數(shù)據(jù)源于《國家財(cái)政用于農(nóng)業(yè)支出統(tǒng)計(jì)資料》（1950—1999），1996年之后的支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出源于歷年《中國財(cái)政年鑒》，農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出和農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用源于相關(guān)年度《地方財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》，各省鄉(xiāng)村人口數(shù)量源于《改革開放30年農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)資料匯編》，各省農(nóng)村居民人均消費(fèi)和人均純收入源自中經(jīng)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。各省人均財(cái)政農(nóng)業(yè)投入額根據(jù)財(cái)政農(nóng)業(yè)投入總額與鄉(xiāng)村人口數(shù)量得到?？紤]到價(jià)格變動對相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的影響，筆者運(yùn)用相關(guān)價(jià)格指數(shù)（以1981年為基期）進(jìn)行了調(diào)整。其中，農(nóng)村居民人均財(cái)政農(nóng)業(yè)投入額利用各省農(nóng)村商品零售價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了調(diào)整，農(nóng)村居民人均純收入和人均消費(fèi)性支出利用各省農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。由于直轄市缺乏區(qū)分城鄉(xiāng)的價(jià)格指數(shù)，所以對各個直轄市的農(nóng)村居民人均財(cái)政農(nóng)業(yè)投入額利用全市的商品零售價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，農(nóng)村居民人均純收入和人均消費(fèi)性支出利用全市的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。由于海南省自1988年起從廣東省分離出來成為獨(dú)立省份，重慶市自1997年起從四川省分離出來成為直轄市，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)可比性，筆者分別將海南和重慶的數(shù)據(jù)融入了廣東和四川，西藏自治區(qū)因數(shù)據(jù)資料不全被剔除。各個省份樣本數(shù)據(jù)的時間跨度為1981—2006年。還需說明的是，本文分析的地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入包括支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出和農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用①自2003起改為“農(nóng)業(yè)支出、林業(yè)支出和農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)”，但根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)口徑，數(shù)據(jù)與以前年度具有可比性。，由于我國政府收支科目分類標(biāo)準(zhǔn)自2007年起發(fā)生了較大變化，使得2007年前后的財(cái)政農(nóng)業(yè)投入數(shù)據(jù)不可比，基于穩(wěn)健性考慮，筆者沒有將2007年及以后的數(shù)據(jù)納入分析范圍。各變量數(shù)值特征見表1。

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（二）實(shí)證分析

1.面板單位根和協(xié)整檢驗(yàn)

面板單位根檢驗(yàn)和面板協(xié)整檢驗(yàn)除考慮單截面時序數(shù)據(jù)的信息外，還綜合了截面間信息，從而有效地提高了相關(guān)檢驗(yàn)的“勢”值和穩(wěn)健性，也可以有效地克服時間序列分析中常見的多重共線性問題，得到更好的結(jié)論。為了增強(qiáng)單位根檢驗(yàn)的穩(wěn)健性，本文同時采用了LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)等多種方法，其中，LLC檢驗(yàn)為同質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)的代表性檢驗(yàn)，IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)為異質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)的代表性檢驗(yàn)。在進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)時，分別采用了 Kao、Pedroni以及 Fisher（combined Johanson）協(xié)整檢驗(yàn)方法，與Kao檢驗(yàn)相比，Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)不但考慮了異質(zhì)性，而且容許不同個體系數(shù)的差異性。

表2顯示了不同單位根檢驗(yàn)方法下農(nóng)村居民人均消費(fèi)、人均純收入和人均財(cái)政農(nóng)業(yè)投入額對數(shù)值②選取對數(shù)值主要是為了減少異方差影響。的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。

由于LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)的零假設(shè)為存在單位根，因此通過表2看出，lnc、lng和inc的水平值均不平穩(wěn)，而其一階差分都是平穩(wěn)的，也即本文關(guān)注的各個變量為非平穩(wěn)的I（1）過程。

通過面板單位根檢驗(yàn)可知，各變量均為一階單整，存在單位根，可以進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)。表3顯示了Kao、Pedroni以及Fisher（combined Johanson）檢驗(yàn)的結(jié)果。

由表3看出，Kao協(xié)整檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量拒絕了無協(xié)整的零假設(shè)，而Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)的7個統(tǒng)計(jì)量中，6個統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著水平下拒絕了無協(xié)整的零假設(shè)。根據(jù)Pedroni（1999）的證明，在小樣本中，Panel ADF-Statistic、Group ADF-Statistic檢驗(yàn)效果最好，Panel v-Statistic、Group rho-Statistic 檢驗(yàn)效果最差，當(dāng)檢驗(yàn)結(jié)果不一致時，以前兩個統(tǒng)計(jì)量為標(biāo)準(zhǔn)，因而通過 Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)可以確定lnc、lng和lninc之間存在協(xié)整關(guān)系。Fisher檢驗(yàn)結(jié)果也證實(shí)了變量間存在協(xié)整關(guān)系。因此，通過建立面板回歸模型來估計(jì)參數(shù)不會產(chǎn)生虛假回歸。

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在對各個變量間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行估計(jì)以前，首先計(jì)算變量間的Pearson和Spearman二元相關(guān)系數(shù)，對相互之間的關(guān)系進(jìn)行初步判斷，見表4。

從變量的相關(guān)系數(shù)矩陣不難看出，lninc和lng均與lnc顯著正相關(guān)，初步判斷地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)村居民消費(fèi)很有可能產(chǎn)生了“引致”效應(yīng)。

2.模型設(shè)定及估計(jì)結(jié)果

由于各省之間可能存在難以觀測的異質(zhì)性，而且本文采用的時間序列跨度較長，期間可能存在時變的難以觀測的因素，為保證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用了雙向固定效應(yīng)估計(jì)方法，同時控制了個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，并允許這些個體效應(yīng)和時間效應(yīng)與解釋變量相關(guān)。模型的基本形式如（8）式所示：

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式中，i代表各個省份，t代表各個時期，αi為個體效應(yīng)，γt為時間效應(yīng)，εit為系統(tǒng)的隨機(jī)擾動項(xiàng)。雙向固定效應(yīng)估計(jì)允許式中 αi、γt與 lngit和lnincit相關(guān)。

為了消除可能存在的組間異方差或截面相關(guān)，筆者在進(jìn)行普通雙向固定效應(yīng)估計(jì)的同時，還運(yùn)用PCSE估計(jì)方法得出了更加穩(wěn)健的估計(jì)①Beck和Katz（1995）引入的PCSE估計(jì)方法是面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)方法的一個創(chuàng)新，影響較大，在估計(jì)面板數(shù)據(jù)模型的文獻(xiàn)中得到了廣泛的應(yīng)用。，如表5所示。

由表5看出，無論采用普通雙向固定效應(yīng)還是穩(wěn)健雙向固定效應(yīng)估計(jì)，得出的基本結(jié)論是一致的，即地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)村居民消費(fèi)的彈性在統(tǒng)計(jì)上顯著為正，這意味著地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)村居民消費(fèi)產(chǎn)生了“引致”效應(yīng)。不過，需要注意的是，與農(nóng)村居民純收入對消費(fèi)的影響相比，地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響顯得非常微弱。

由于中國疆域廣闊，不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)環(huán)境、社會環(huán)境和生態(tài)環(huán)境存在顯著差異，沒有理由認(rèn)為各地財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響完全相同。為此，筆者借鑒學(xué)界研究慣例，將我國大陸區(qū)域劃分為東、中、西三個經(jīng)濟(jì)地帶，進(jìn)一步分析不同經(jīng)濟(jì)地帶的財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，估計(jì)結(jié)果見表6。

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表6顯示，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響確實(shí)存在區(qū)域性差異，其中，東部地區(qū)的財(cái)政農(nóng)業(yè)投入顯著推動了農(nóng)村居民消費(fèi)的增長，而中西部地區(qū)的這種影響在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。李燕凌（2006）的研究表明，公共支出對農(nóng)民消費(fèi)支出的影響，在東部地區(qū)比較明顯，而在中部、西部地區(qū)不顯著，呂煒（2010）的實(shí)證分析也表明，西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對農(nóng)村居民消費(fèi)并無顯著影響，這與本文的研究結(jié)論是一致的。

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3.實(shí)證結(jié)果的解釋

事實(shí)上，影響財(cái)政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)村居民消費(fèi)關(guān)系的因素是多重的，不同因素的作用方向也往往不盡一致，因此，地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響在理論上具有較強(qiáng)的不確定性。前面的實(shí)證結(jié)果顯示，地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)村居民消費(fèi)的“引致”效應(yīng)十分微弱，雖然內(nèi)在機(jī)理比較復(fù)雜，但從地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入本身存在的問題來看，以下兩點(diǎn)值得關(guān)注：一是財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的強(qiáng)度；二是財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的效率。雖然各級政府對農(nóng)業(yè)投入的總額在不斷增加，但與農(nóng)業(yè)的實(shí)際需要相比仍有很大差距，農(nóng)業(yè)既是國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，同時又是一個弱質(zhì)產(chǎn)業(yè)，投資周期長，見效慢，短期內(nèi)難以為地方政府帶來顯赫政績和財(cái)稅收入，因此，地方政府缺乏加大財(cái)政農(nóng)業(yè)投入強(qiáng)度的內(nèi)在激勵。盡管《農(nóng)業(yè)法》明確規(guī)定，縣級以上各級政府每年對農(nóng)業(yè)總投入的增長幅度不得低于本級財(cái)政經(jīng)常性財(cái)政收入的增長幅度，但在實(shí)踐中，這一要求在多數(shù)年度并未達(dá)到，而且財(cái)政農(nóng)業(yè)投入占財(cái)政支出的比例也沒有明顯提高，甚至在不少年份出現(xiàn)了下降。財(cái)政農(nóng)業(yè)投入總量不足要么通過影響農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品或服務(wù)的供給而阻礙農(nóng)村居民消費(fèi)增長①一方面，農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品的有效供給有利于通過提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收，另一方面，農(nóng)村公共產(chǎn)品的有效供給是私人消費(fèi)的基本前提，比如，只有解決了農(nóng)村通水、通路、通電、通訊網(wǎng)絡(luò)等基本公共產(chǎn)品的供給問題，農(nóng)村居民才可能增加洗衣機(jī)、汽車、彩電、手機(jī)等私人物品的消費(fèi)。，要么通過加重農(nóng)村居民稅費(fèi)負(fù)擔(dān)增加農(nóng)村居民享受公共產(chǎn)品或服務(wù)的成本而減少可供消費(fèi)的收入。在財(cái)政農(nóng)業(yè)投入總額不足的條件下，財(cái)政支農(nóng)資金的配置和使用效率尤為重要。Musgrave（1997）指出，公共支出最重要的問題在于它的有效性。Ramon Lopez（2004）也認(rèn)為，問題的關(guān)鍵并不在于在農(nóng)村部門花了多少錢，而在于這些錢是如何花的。但近些年來，國家審計(jì)署對財(cái)政支農(nóng)資金的審計(jì)結(jié)果表明，我國財(cái)政支農(nóng)資金的配置和使用狀況不容樂觀，影響了財(cái)政投入對農(nóng)村居民收入的貢獻(xiàn)。

不過，由于回歸方程中已經(jīng)控制了農(nóng)村居民人均純收入，因而分析財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響時不能沿襲“財(cái)政農(nóng)業(yè)投入增加—農(nóng)民純收入提高—農(nóng)民消費(fèi)增長”的思路，分析的著力點(diǎn)在于財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)村居民純收入支配結(jié)構(gòu)的影響以及影響農(nóng)村居民消費(fèi)的非收入因素②我國農(nóng)村社會保障體系很不健全，教育、醫(yī)療成本高昂，嚴(yán)重影響了農(nóng)村居民的消費(fèi)能力和消費(fèi)信心。而且，農(nóng)村的消費(fèi)環(huán)境也不夠完善，多種非經(jīng)濟(jì)因素如消費(fèi)意識和消費(fèi)觀念、商業(yè)欺詐、信息不對稱、物流不順暢、產(chǎn)品不對路、供給質(zhì)量不高、服務(wù)不到位等也影響了農(nóng)村居民的消費(fèi)水平。。按照國家統(tǒng)計(jì)局的解釋，農(nóng)村居民人均純收入主要用于再生產(chǎn)投入和當(dāng)年生活消費(fèi)支出，也可用于儲蓄和各種非義務(wù)性支出。與中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)和農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施相對比較完善，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入額的增加有利于降低農(nóng)民再生產(chǎn)投入成本，在其他條件不變時，農(nóng)村居民可供消費(fèi)的收入增加，進(jìn)而提高了農(nóng)村居民潛在的消費(fèi)能力。東部地區(qū)的人均財(cái)政農(nóng)業(yè)投入絕對額遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于中西部地區(qū)，其對提高農(nóng)村居民消費(fèi)能力的作用大于中西部地區(qū)，再考慮到東部地區(qū)的消費(fèi)環(huán)境、消費(fèi)觀念、社會保障水平等總體上也優(yōu)于中西部地區(qū)，這便不難理解為何東部地區(qū)財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)村居民消費(fèi)的貢獻(xiàn)更加突出。相比之下，中西部地區(qū)的多數(shù)省份農(nóng)業(yè)產(chǎn)值和農(nóng)業(yè)人口占比仍然較大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件相對較差，許多農(nóng)業(yè)生產(chǎn)亟需的基礎(chǔ)設(shè)施供給滯后，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入額的增加雖然也可在一定程度上降低農(nóng)民再生產(chǎn)投入成本，但由于財(cái)政對農(nóng)業(yè)投入力度非常有限，面對農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)大量的資金需求，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對降低農(nóng)民再生產(chǎn)投入成本的作用并不明顯，再加上農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境以及社會保障體系建設(shè)的滯后，致使其對中西部地區(qū)農(nóng)村居民潛在消費(fèi)能力的影響弱于東部地區(qū)。

三、政策建議

（一）構(gòu)建財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的穩(wěn)定增長機(jī)制，提高支農(nóng)資金配置和管理效率

雖然本文的實(shí)證結(jié)果表明，地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)村居民消費(fèi)的效應(yīng)比較微弱，但這并沒有否定財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的重要作用，相反，地方財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對農(nóng)村居民消費(fèi)的促進(jìn)作用不明顯的重要原因之一正是由于財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的強(qiáng)度不足。應(yīng)盡快出臺《農(nóng)業(yè)投入法》，明確界定財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的口徑，通過法律的形式對各級政府的投入責(zé)任予以明確，將政府對農(nóng)業(yè)的投入列入政府官員的政績考核體系，建立“一票否決”的硬性約束機(jī)制。與此同時，盡快健全財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的配置和管理制度，完善制度有效運(yùn)作的配套措施，強(qiáng)化支農(nóng)資金的績效管理，避免支農(nóng)資金的無效、低效使用，確保有限的財(cái)政資金發(fā)揮最大使用效益。

（二）調(diào)整財(cái)政農(nóng)業(yè)投入的區(qū)域結(jié)構(gòu)，進(jìn)一步加大對中西部地區(qū)的投入力度

與東部地區(qū)相比，我國中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件以及農(nóng)村公共產(chǎn)品供給更加薄弱，財(cái)政對農(nóng)業(yè)的投入也非常有限，其對農(nóng)村居民消費(fèi)增長的貢獻(xiàn)并不突出。為此，一方面采取有效激勵和約束舉措促使中西部各級地方政府增加本級財(cái)政對農(nóng)業(yè)的投入，另一方面，強(qiáng)化中央財(cái)政對中西部地區(qū)各省農(nóng)業(yè)投入的轉(zhuǎn)移支付力度，盡快完善農(nóng)業(yè)和農(nóng)村生產(chǎn)生活所需的基礎(chǔ)設(shè)施，實(shí)現(xiàn)財(cái)政投入促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)民增收和農(nóng)村消費(fèi)增長的多元化目標(biāo)。

（三）完善農(nóng)村居民對公共產(chǎn)品的需求意愿表達(dá)機(jī)制，實(shí)現(xiàn)公共產(chǎn)品供求的有效匹配

傳統(tǒng)的“自上而下”的公共產(chǎn)品供給決策機(jī)制容易導(dǎo)致農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品無效供給過剩和有效供給不足的矛盾，盡管各級政府花費(fèi)了大量財(cái)力提供了不同類型的農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品，但這些公共產(chǎn)品的供給與農(nóng)村居民的真實(shí)需要可能并不匹配，農(nóng)村居民為了得到切合自身利益的農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品，將不得不額外追加對農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品的投入，從而減少了可供消費(fèi)的收入。為此，應(yīng)盡快建立農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品的需求意愿表達(dá)機(jī)制，提高農(nóng)村居民參與農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品供給決策的能力，減少需求信息傳遞過程中的各種扭曲，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)公共產(chǎn)品供給與需求的有效匹配，增強(qiáng)農(nóng)村居民消費(fèi)私人產(chǎn)品的能力。

（四）健全農(nóng)村社會保障體系，減少農(nóng)村居民消費(fèi)的后顧之憂

現(xiàn)階段，上學(xué)難、就醫(yī)難、養(yǎng)老難在廣大農(nóng)村地區(qū)（尤其是貧困落后的農(nóng)村地區(qū)）比較普遍，不僅削弱了農(nóng)村居民當(dāng)前的消費(fèi)能力，而且強(qiáng)化了消費(fèi)的后顧之憂，降低了消費(fèi)信心。因此，政府必須在涉及民生的重要領(lǐng)域加大投入力度，盡可能消除制約農(nóng)村居民消費(fèi)信心的“瓶頸”因素，穩(wěn)定農(nóng)村居民心理預(yù)期和降低對未來生活的顧慮，從而達(dá)到減少儲蓄、增加消費(fèi)和刺激經(jīng)濟(jì)增長的目的。

（五）優(yōu)化農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境，引導(dǎo)農(nóng)村居民合理消費(fèi)

農(nóng)村居民消費(fèi)不僅受制于收入水平、消費(fèi)信心等關(guān)鍵變量的影響，而且與農(nóng)村的消費(fèi)環(huán)境也有著緊密聯(lián)系。良好的農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境，可以增加農(nóng)村居民可供選擇的消費(fèi)空間，降低農(nóng)村居民消費(fèi)的成本，刺激農(nóng)村居民的消費(fèi)意識和消費(fèi)觀念。為此，一要加快市場機(jī)制建設(shè)，完善農(nóng)村商品流通體系，加強(qiáng)農(nóng)村市場管理，完善農(nóng)村商品銷售的售后服務(wù)體系，為農(nóng)村居民提供質(zhì)優(yōu)價(jià)廉的商品和服務(wù)，保護(hù)農(nóng)村消費(fèi)者的合法權(quán)益，解決農(nóng)村居民消費(fèi)的后顧之憂。二要加強(qiáng)對農(nóng)村居民的消費(fèi)教育，引導(dǎo)他們科學(xué)消費(fèi)。三要重視與農(nóng)村居民消費(fèi)配套的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，為農(nóng)村居民消費(fèi)塑造良好的硬件環(huán)境。四要推出適銷對路的商品和服務(wù)，注重產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，滿足農(nóng)村居民消費(fèi)的多樣化需求。

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