新農(nóng)村建設(shè)投資支出對(duì)擴(kuò)大農(nóng)村消費(fèi)需求貢獻(xiàn)的區(qū)域差異分析——基于東、中、西部面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

王君萍,劉 莎

(1.西安石油大學(xué)油氣資源經(jīng)濟(jì)管理研究中心,陜西 西安 710065;2.西安石油大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,陜西 西安 710065)

一、引 言

我國(guó)很長(zhǎng)時(shí)間一直將高投資率、投資驅(qū)動(dòng)作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主旋律,與之相伴的是消費(fèi)率較低。然而自2000年以來,經(jīng)濟(jì)連續(xù)增長(zhǎng)在很大程度上依賴于擴(kuò)大內(nèi)需。不僅如此,占全國(guó)人口近70%的農(nóng)村居民是一個(gè)非常龐大的消費(fèi)群體,農(nóng)村消費(fèi)水平的增長(zhǎng)會(huì)大大增強(qiáng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用。但是由于我國(guó)農(nóng)村居民生活、生產(chǎn)條件長(zhǎng)期受到限制,導(dǎo)致農(nóng)民收入難以提高,進(jìn)而影響了消費(fèi)的增長(zhǎng),這就決定了政府財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的投資始終是政府支持農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要手段,也反映出政府介入經(jīng)濟(jì)生活和社會(huì)生活的規(guī)模和深度,因此對(duì)財(cái)政支出拉動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)進(jìn)行研究具有重要意義。

中國(guó)是一個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平極不平衡的發(fā)展中國(guó)家,城鄉(xiāng)及區(qū)域不平衡體現(xiàn)得尤為突出。目前,城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展已基本滿足居民的消費(fèi)需求,而農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展卻始終難以實(shí)現(xiàn)。加之我國(guó)地域遼闊、地理環(huán)境差異顯著,區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡成為本文關(guān)注的另一焦點(diǎn)。本文試圖比較研究我國(guó)東、中、西部地區(qū)加大新農(nóng)村建設(shè)投資支出對(duì)擴(kuò)大農(nóng)村消費(fèi)需求的貢獻(xiàn)差異。

二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

Bailey(1971)最先研究了政府支出和私人消費(fèi)之間的關(guān)系,得出政府支出擠占了私人消費(fèi),即存在擠出效應(yīng)。C.V.Brown and P.M.Jackson(1990)針對(duì)農(nóng)業(yè)的弱質(zhì)產(chǎn)業(yè)特征,WTO的 “黃箱”與 “綠箱”政策都規(guī)定了政府財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的投資與補(bǔ)貼政策。因此,包括農(nóng)業(yè)支出在內(nèi)的財(cái)政支出規(guī)模的不斷擴(kuò)大是一種必然趨勢(shì)。Karras(1994)研究了多國(guó)數(shù)據(jù),認(rèn)為政府支出同居民消費(fèi)之間存在一種互補(bǔ)關(guān)系,這種互補(bǔ)關(guān)系的強(qiáng)度與政府規(guī)模負(fù)相關(guān),政府支出增加將提高居民消費(fèi)的邊際效用水平,從而提高居民的消費(fèi)支出水平。

國(guó)內(nèi)學(xué)者也對(duì)財(cái)政支農(nóng)與消費(fèi)的關(guān)系做了大量研究。李燕凌、李立清從理論上分析農(nóng)村公共品供給對(duì)農(nóng)民消費(fèi)規(guī)模及結(jié)構(gòu)的影響,提出以農(nóng)民消費(fèi)結(jié)構(gòu)為基礎(chǔ)的評(píng)價(jià)公共產(chǎn)品供給水平的模型[1]。崔治文、石麗竹認(rèn)為農(nóng)村潛在消費(fèi)市場(chǎng)的啟動(dòng)有賴于農(nóng)村公共品供給力度的加大,并從農(nóng)民消費(fèi)傾向的角度探討對(duì)不同地區(qū)、不同群體應(yīng)供給的公共產(chǎn)品,使公共產(chǎn)品按照優(yōu)先序供給,以實(shí)現(xiàn)最有效率供給[2]。楚爾鳴、魯旭、楊光認(rèn)為,農(nóng)村公共品供給不僅給農(nóng)民帶來正向消費(fèi)效應(yīng),而且非生產(chǎn)性公共品供給的消費(fèi)邊際效應(yīng)大于生產(chǎn)性公共品[3]。黎東升、何蒲明經(jīng)研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)村公共品供給水平與農(nóng)民消費(fèi)存在高度相關(guān)性,農(nóng)村居民 “渴望”農(nóng)村公共品的有效供給[4]。朱建軍認(rèn)為我國(guó)農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)需求存在擠入效應(yīng),地方財(cái)政轉(zhuǎn)移支付與農(nóng)村居民消費(fèi)需求相關(guān)度不顯著[5]。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者大多涉及的是消費(fèi)和財(cái)政支農(nóng)方面的一般理論問題,且僅運(yùn)用消費(fèi)理論來說明財(cái)政支農(nóng)與消費(fèi)的關(guān)系,沒有從根本上說明消費(fèi)如何受到影響。因而新農(nóng)村建設(shè)投資支出對(duì)農(nóng)村消費(fèi)產(chǎn)生何種影響,并在東、中、西部地區(qū)上呈現(xiàn)何種差異,將是本文主要關(guān)注的問題。

三、研究數(shù)據(jù)與樣本選擇

本文將樣本數(shù)據(jù)分為東、中、西部三個(gè)地區(qū),東部地區(qū)包括遼寧、河北、北京、天津、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南等11個(gè)省 (市),中部地區(qū)包括吉林、黑龍江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8個(gè)省 (市),西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、陜西、青海、寧夏、新疆、甘肅、四川、重慶、貴州、云南、西藏、廣西等12個(gè)省 (自治區(qū))。

表1 東、中、西部新農(nóng)村建設(shè)投資支出與農(nóng)村居民消費(fèi)的原始描述及年均增長(zhǎng)率

從表1可見,西部地區(qū)新農(nóng)村建設(shè)投資支出的增長(zhǎng)速度 (22.655%)較快,高于其他地區(qū),但其絕對(duì)數(shù)仍低于全國(guó)平均量 (33.497)?？梢?自實(shí)施西部大開發(fā)以來,中央政府雖然加大了對(duì)西部地區(qū)的財(cái)政扶持力度,但由于西部該值支出基數(shù)過低,以至于在高增長(zhǎng)前提下仍處于較低水平,特別是與東部地區(qū)仍有較大差距。另一方面,由1990年與2008年各地區(qū)比值看出,西部與東部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)差距呈擴(kuò)大化趨勢(shì),但與中部地區(qū)農(nóng)村居民的消費(fèi)差距基本維持不變?？傮w上來看,各地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)因地域差異性而呈現(xiàn) “東高西低”的格局。

四、模型構(gòu)建與計(jì)量檢驗(yàn)

(一)研究模型

在式 (1)、(2)中,F為新農(nóng)村建設(shè)投資支出,C為農(nóng)村消費(fèi),I為農(nóng)村居民收入。為消除可能存在的異方差,本文對(duì)模型中C、F和I進(jìn)行自然對(duì)數(shù)處理,記為lnC、lnF和lnI。

由于無法直接建立新農(nóng)村建設(shè)投資支出與農(nóng)村消費(fèi)需求的模型,考慮到農(nóng)村居民收入對(duì)兩者的影響,分別建立農(nóng)村居民收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)和新農(nóng)村建設(shè)投資支出對(duì)農(nóng)村居民收入影響的兩個(gè)模型,再用農(nóng)村居民收入做復(fù)合傳遞法,將兩者聯(lián)系。由式 (1)、(2)整理可得:

式 (3)中,β0=α0+α2,β1=α1-1,β2=α3,β1代表新農(nóng)村建設(shè)投資支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的彈性系數(shù)。對(duì)式 (3)求導(dǎo),離散化處理后可得:

其中,c、f分別是農(nóng)村消費(fèi)及新農(nóng)村建設(shè)投資支出的增長(zhǎng)率。將 (4)式兩邊同除以c,得:

即式 (5)右邊代表新農(nóng)村建設(shè)投資支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的貢獻(xiàn)率。

(二)單位根檢驗(yàn)

經(jīng)檢驗(yàn)知,上述變量只含有截距項(xiàng)而不具有時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng),因此在進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時(shí),應(yīng)選取只含截距項(xiàng)的序列。利用Eviews5.0對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn),其結(jié)果可從表2反映出來。

表2 東、中、西部地區(qū)面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可知,在水平序列上,lnC與lnF的單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示,兩變量存在單位根。進(jìn)一步對(duì)兩變量的一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn),結(jié)果顯示兩變量不存在單位根。由此認(rèn)定中、東、西部的lnC和lnF序列均為一階單整I(1)。故可對(duì)這兩個(gè)變量進(jìn)行下一步的協(xié)整檢驗(yàn)。

(三)面板數(shù)據(jù)協(xié)整分析及長(zhǎng)期因果關(guān)系檢驗(yàn)

為研究新農(nóng)村建設(shè)投資支出與農(nóng)村居民消費(fèi)間是否存在長(zhǎng)期因果關(guān)系,本文用EG法 (Engle-Granger兩步法)對(duì)三個(gè)地區(qū)變量間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整分析。

在進(jìn)行協(xié)整分析之前,經(jīng)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果選擇固定效應(yīng)模型對(duì)式 (3)進(jìn)行回歸,回歸后再對(duì)得到的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),最終得到東、中、西部的協(xié)整殘差檢驗(yàn)結(jié)果見表3所示。

表3 東、中、西部地區(qū)面板協(xié)整殘差檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)兩步法檢驗(yàn)結(jié)果表明,除了中部地區(qū)的β檢驗(yàn)沒有拒絕兩變量存在單位根的原假設(shè)外,東、西部地區(qū)的檢驗(yàn)都拒絕其存在單位根的原假設(shè)。綜合來看,殘差序列ε是平穩(wěn)的。因此,東、中、西部地區(qū)的新農(nóng)村建設(shè)投資支出均是消費(fèi)需求的長(zhǎng)期原因。

(四)面板數(shù)據(jù)的誤差修正模型

通過面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)知,各地區(qū)新農(nóng)村建設(shè)投資支出均是消費(fèi)需求的長(zhǎng)期原因。但由于時(shí)間跨度較短,需用面板數(shù)據(jù)誤差修正模型對(duì)這些結(jié)果穩(wěn)定性的短期因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

表4 東、中、西部地區(qū)面板數(shù)據(jù)的誤差修正模型

由表4可知,對(duì)東、中、西部地區(qū)而言,回歸中 ECMt-1系數(shù)為負(fù),說明符合反向修復(fù)機(jī)制,并且通過1%的顯著性檢驗(yàn),因此東、中、西部地區(qū)新農(nóng)村建設(shè)投資支出是農(nóng)村消費(fèi)的長(zhǎng)期原因這一結(jié)論得到證實(shí)。通過考察該地區(qū)其他變量的符號(hào)和顯著性,發(fā)現(xiàn)除中部地區(qū)外,東、西部地區(qū)新農(nóng)村建設(shè)投資支出均是農(nóng)村消費(fèi)的短期原因。

ECMt-1系數(shù)值反映對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度。西部地區(qū)ECMt-1系數(shù)絕對(duì)值最小,表明長(zhǎng)期均衡對(duì)短期波動(dòng)的影響不大,說明西部上一年的非均衡誤差以0.209的比率對(duì)本年的被解釋變量進(jìn)行反向修正,使新農(nóng)村建設(shè)投資與農(nóng)村消費(fèi)不會(huì)過多偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)[6]。

(五)貢獻(xiàn)率的計(jì)算

表5 模型估計(jì)結(jié)果

本文采用加權(quán)最小二乘法,得出模型的估計(jì)結(jié)果 (見表5所示)。在模型中,各變量的t檢驗(yàn)均通過10%的顯著性檢驗(yàn),且整個(gè)方程的擬合度較好 (R2=0.969),F與D.W.值也均符合要求。從表5可見,中部地區(qū)的截距明顯小于東、西部地區(qū),即中部新農(nóng)村建設(shè)投資支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)的波動(dòng)最小。此外,農(nóng)村居民收入每增長(zhǎng)1%,農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)0.085%,即當(dāng)前農(nóng)村居民消費(fèi)需求的拉動(dòng)主要還是依靠農(nóng)村居民收入的增長(zhǎng)。新農(nóng)村建設(shè)投資支出的拉動(dòng)作用不是所有影響因素中最大的,但其每增加1%仍可拉動(dòng)農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)0.068%。

根據(jù)整理計(jì)算出各年新農(nóng)村建設(shè)投資支出及農(nóng)村居民消費(fèi)的增長(zhǎng)率 (見表4所示)及其彈性系數(shù),得到各地區(qū)新農(nóng)村建設(shè)投資支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的貢獻(xiàn)率 (見表6所示)。

表6 東、中、西部地區(qū)新農(nóng)村建設(shè)投資支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的貢獻(xiàn)率計(jì)算結(jié)果

從表6可以發(fā)現(xiàn),新農(nóng)村建設(shè)投資支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的貢獻(xiàn)率因地區(qū)不同而呈現(xiàn)差異,其中西部地區(qū)的貢獻(xiàn)率最大。新農(nóng)村建設(shè)投資支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的貢獻(xiàn)率在西部各省相對(duì)穩(wěn)定是一項(xiàng)不可忽略的要素,這與該地區(qū)各省政府較重視財(cái)政支農(nóng)支出有關(guān)。由于中部地區(qū)新農(nóng)村建設(shè)投資支出在短期內(nèi)難以對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)產(chǎn)生明顯的拉動(dòng)作用,再加上政府對(duì)該地區(qū)的新農(nóng)村建設(shè)投資支出過緩,其地區(qū)的貢獻(xiàn)率最小。

五、結(jié) 語(yǔ)

上述實(shí)證分析表明,新農(nóng)村建設(shè)投資支出在一定程度上影響并拉動(dòng)農(nóng)村居民消費(fèi),但沒有產(chǎn)生理想的效果。東部地區(qū)的新農(nóng)村建設(shè)投資支出力度一直較大,其產(chǎn)生的效益呈邊際效用遞減,即新農(nóng)村建設(shè)投資支出拉動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)由正增長(zhǎng)轉(zhuǎn)到負(fù)增長(zhǎng);相反地,西部地區(qū)由于長(zhǎng)期自然經(jīng)濟(jì)落后、弱質(zhì)農(nóng)業(yè)、基礎(chǔ)設(shè)施薄弱等原因,導(dǎo)致政府財(cái)政資金的投入較易對(duì)農(nóng)村消費(fèi)產(chǎn)生明顯效果。

基于上述分析結(jié)論,本文提出如下的政策建議:首先,政府應(yīng)繼續(xù)加大支農(nóng)投資力度,選擇均衡化的發(fā)展路徑,加強(qiáng)對(duì)農(nóng)業(yè)的支持和保護(hù),保證建立社會(huì)主義新農(nóng)村的物質(zhì)基礎(chǔ)。其次,結(jié)合我國(guó)新農(nóng)村建設(shè)投資支出與農(nóng)村消費(fèi)需求的地區(qū)性差異現(xiàn)狀,因地制宜。東部地區(qū)重在調(diào)整及優(yōu)化新農(nóng)村建設(shè)投資支出的結(jié)構(gòu),進(jìn)一步刺激其各行業(yè)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的作用和影響,從而提高支農(nóng)投資效率、增加農(nóng)業(yè)收益和拉動(dòng)農(nóng)民消費(fèi)水平。由于輕視基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)帶來的長(zhǎng)期效用造成的貢獻(xiàn)率最低,中部地區(qū)需要建立一種能調(diào)動(dòng)地方政府支農(nóng)積極性的機(jī)制。因此,務(wù)必確保地方政府新農(nóng)村建設(shè)投資支出的增長(zhǎng)呈連續(xù)穩(wěn)定性,避免人為因素帶來的波動(dòng)影響,增加農(nóng)業(yè)財(cái)政投入并實(shí)行長(zhǎng)期作用的支農(nóng)機(jī)制。西部地區(qū)應(yīng)著手于眼前,繼續(xù)加強(qiáng)政府財(cái)政支農(nóng)的效率。此外,對(duì)西部地區(qū)而言,還應(yīng)學(xué)習(xí)東、中部的經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn),促進(jìn)新農(nóng)村建設(shè)投資支出帶動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)同步發(fā)展,避免忽略投資支出對(duì)消費(fèi)帶來的影響。最后,政府引導(dǎo)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,推進(jìn)生產(chǎn)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)。根據(jù)地區(qū)比較優(yōu)勢(shì),實(shí)行區(qū)域化、規(guī)?；_發(fā),注意避免農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)雷同,著力打造有區(qū)域特色的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)帶和關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)群[7]。

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