財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)村居民消費影響的經(jīng)驗分析

張攀峰

(中南財經(jīng)政法大學工商管理學院，湖北 武漢 430073)

一、問題的提出

自2008年以來，受國際金融危機影響，美國次貸危機引發(fā)的出口產(chǎn)品受阻，我國長期出口導向型的經(jīng)濟結構面臨著嚴峻的挑戰(zhàn)。為了刺激內(nèi)需，國家啟動了四萬億元投資計劃。對農(nóng)村而言，一方面加大“三農(nóng)”支持力度，另一方面激活農(nóng)村消費市場，通過家電下鄉(xiāng)，摩托車和汽車下鄉(xiāng)等惠民政策拉動農(nóng)村民居消費。中國經(jīng)濟持續(xù)增長關鍵在于拉動內(nèi)需，而內(nèi)需的重要市場在農(nóng)村。根據(jù)凱恩斯的消費理論，收入是影響消費的一個重要因素。因此，要提高農(nóng)村居民的消費熱情，必須提高農(nóng)民的收入或賺錢的能力。增加農(nóng)民收入的一個重要途徑是加大財政用于農(nóng)業(yè)支出力度，通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性的投資和補貼支持等措施，改善農(nóng)業(yè)經(jīng)營條件，降低農(nóng)民務農(nóng)成本，進而提高人均農(nóng)業(yè)收入?；诖耍疚膶⑻接懾斦r(nóng)業(yè)支出和農(nóng)村居民消費之間的關系。

對于政府支出與居民消費關系探討，國外學者作了大量研究工作。Bailey最先提出一個理論分析框架，政府提供的一單位的公共產(chǎn)品和服務的價值相當于ν單位私人消費，根據(jù)這種假說，通過判斷ν的符號可以得出政府支出和私人消費的關系，可能是互補關系(ν小于0)或替代關系(ν大于0)[1]。隨后Barro在生命周期假說和永久收入假說邏輯基礎上擴展了Bailey的研究，將有效消費函數(shù)c*=c+νg引入政府支出的產(chǎn)出效應模型，分析政府支出的效應[2]。Feldstein將政府支出引入消費函數(shù)中，驗證了李嘉圖等價定理不成立，即政府支出對居民消費支出沒有影響[3]。有許多實證研究對參數(shù) ν進行了估計，如Kormendi和Aschauer對美國數(shù)據(jù)進行估計[4－5]，Ahmed 對英國數(shù)據(jù)進行分析，Ho 對OECD24個工業(yè)國家面板數(shù)據(jù)進行協(xié)整分析[6]，他們的經(jīng)驗估計結果都支持了政府支出與居民消費具有替代關系的觀點。而Karras通過多國數(shù)據(jù)經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)，總體上政府支出與居民消費之間存在互補關系，即政府消費增加傾向于提高私人消費的邊際效用，此外，還發(fā)現(xiàn)這種互補關系的強度與政府規(guī)模負相關[7]。以上研究基于不同方法和數(shù)據(jù)來源，得出了政府支出與居民消費間的關系或是替代，或是互補關系，甚至沒有關系，但最近的多數(shù)經(jīng)驗研究都認為政府支出對私人消費有擠入效應，即二者間是互補關系，如眾多學者基于向量自回歸方法的實證研究發(fā)現(xiàn)，公共支出的增加導致私人消費顯著和持續(xù)的增長。Hafedh和Nooman利用了一個簡單真實經(jīng)濟周期模型對美國數(shù)據(jù)進行估計，估計結果顯示私人消費與公共消費間存在較強的埃奇沃思互補性[8]。

在國內(nèi)，學者對政府支出如何影響居民消費也做了大量研究工作，這些研究側重于經(jīng)驗分析。多數(shù)研究認為政府支出對消費有正向促進作用;也有學者考慮了政府支出與居民消費的動態(tài)效應，如李樹培和魏下海利用時變參數(shù)(TVP)模型，研究了財政支出對民間需求的動態(tài)影響，總體上財政支出對民間需求存在著擠入效應，且引致彈性系數(shù)表現(xiàn)出先遞減后遞增的倒V型的變化軌跡[9]。李曉嘉利用狀態(tài)空間模型分析了財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費的動態(tài)效應，結論表明財政支農(nóng)支出對農(nóng)民消費的擠入作用表現(xiàn)出逐漸增強的趨勢[10]。以上研究是基于對時間序列數(shù)據(jù)分析，也有研究注重面板數(shù)據(jù)分析，如李燕凌和曾福生用布朗－杰克遜模型(B－J模型)的一個擴展形式，分別對截面和面板數(shù)據(jù)進行分析，研究表明公共支出對農(nóng)民消費支出的影響，在東部地區(qū)較為明顯，而中西部地區(qū)不顯著;支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出和農(nóng)林水利氣象等部門的事業(yè)費支出對教育消費影響最為顯著，其次是其他享受消費支出，而衛(wèi)生消費與文化娛樂消費影響不明顯[11]。朱建國和常向陽的研究結果顯示:投入性財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民有顯著的正向影響，收入的增加有利于農(nóng)村居民消費水平提高，補貼性支出、支援不發(fā)達地區(qū)支出對農(nóng)村居民消費支出沒有明顯影響[12]。儲德銀和閆偉的研究表明，地方政府財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費具有顯著的促進作用，而轉移性支出與農(nóng)村居民消費沒有表現(xiàn)出明顯的相關性，農(nóng)村居民收入對消費有顯著拉動作用[13]。

也有部分研究認為政府支出對居民消費有擠出效應，如黃賾琳采用隨機動態(tài)一般均衡方法，將政府支出作為外生隨機沖擊變量，構建中國三部門經(jīng)濟周期模型(RBC)，實證結果顯示政府支出對居民消費產(chǎn)生擠出效應[14]。李永友和叢樹海采用二階滯后工具變量的廣義矩估計法，檢驗了居民消費與中國財政政策的有效性，計量結果顯示，自改革開放以來，財政政策對私人消費沒有產(chǎn)生擠出效應，中國財政政策與私人部門的消費決策呈現(xiàn)出互補關系[15]。

以上研究都表明政府支出(財政支出)對居民的消費產(chǎn)生影響，可能是促進效用或擠出效應，但最近多數(shù)研究支持政府支出對消費的促進作用。從現(xiàn)有文獻看，還未發(fā)現(xiàn)利用廣義最小二乘估計法對改革開放以來財政用于農(nóng)業(yè)支出及其分類支出對農(nóng)村居民消費影響的系統(tǒng)性實證研究，本文將采用對數(shù)回歸模型①這種模型的選擇在眾多類似研究中被廣泛采用[9－13]。對這一問題進行探究。

二、數(shù)據(jù)說明與變量指標檢驗

(一)變量指標界定與數(shù)據(jù)來源說明

財政支農(nóng)資金名目繁多，這里主要考察國家財政用于農(nóng)業(yè)支出，其包括支農(nóng)支出(或支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)林水利氣象等部門的事業(yè)費)、農(nóng)業(yè)基本建設支出、農(nóng)業(yè)科技三項費和農(nóng)村救濟費。用 G1、G2、G3、G4、G5分別表示財政用于農(nóng)業(yè)支出、支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設支出、農(nóng)業(yè)科研三項費和農(nóng)村救濟費，農(nóng)村居民總消費支出用C1代表。由于財政用于農(nóng)業(yè)支出的數(shù)據(jù)在2007年后的統(tǒng)計資料中沒有單獨列出來，因此本文數(shù)據(jù)時間界定在1978—2006年。農(nóng)業(yè)支出的數(shù)據(jù)都來自《中國財政年鑒》(2007)，農(nóng)村居民消費支出來自《中國統(tǒng)計年鑒》(2007)按支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值結構表，為剔除物價波動性影響，本文所有數(shù)據(jù)都除以以1978年為基期的商品零售價格總指數(shù)，并在此基礎上取對數(shù)，以降低異方差，從而提高估計精度。我們分別用 lnC1、lnG1、lnG2、lnG3、lnG4、lnG5表示對應數(shù)據(jù)的對數(shù)。

(二)指標單位根檢驗

很多時間序列是非平穩(wěn)的，當我們對這些時間序列變量做回歸模型分析時，易產(chǎn)生偽回歸，因此在做經(jīng)典回歸模型前需對各變量指標做ADF經(jīng)驗。相關變量指標的ADF檢驗結果如表1所示(本文應用的計量軟件為Eviews6.0)，可以看出，原時間序列都是非平穩(wěn)的，但經(jīng)一階差分后均變?yōu)槠椒€(wěn)，且都為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗前提，即 LnC1與 LnG1、LnG2、LnG3、LnG4、LnG5都可能存在長期均衡關系。

表1 變量序列平穩(wěn)性檢驗

三、模型估計與經(jīng)驗分析

(一)財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)村居民消費的總體影響

1.經(jīng)典回歸模型的估計結果與模型穩(wěn)定性檢驗

從現(xiàn)有的理論和文獻資料，我們得知政府支出增加能夠以乘數(shù)方式影響居民收入，進而促進民間的投資需求和消費需求，因此我們這里構建了農(nóng)村居民消費支出與財政用于農(nóng)業(yè)支出的對數(shù)回歸模型。通過經(jīng)典的OLS線性回歸，得出農(nóng)村居民消費與財政用于農(nóng)業(yè)支出的估計結果如下所示:

括號是對應估計系數(shù)的t值，R2=0.700，d=0.177，F(xiàn)的統(tǒng)計量約為63.130，對應P值很小?？梢姽烙嬒禂?shù)在統(tǒng)計上顯著不為零，且方程擬合優(yōu)度較高，整體上很顯著，但d值過小，無法通過德賓－沃森d檢驗，說明殘差序列存在自相關，使得方程估計量不再是有效的，需要采取補救措施，以解決自相關的問題。

2.補救措施

這里我們采取廣義差分方程來獲取最優(yōu)估計量。假定干擾項遵循一階自回歸方式，如下所示。

其中εt滿足經(jīng)典假設條件，我們估計原方程為:

如果(3)式在t時刻成立，則在t－1時刻也成立，從而得到方程:

用ρ乘(4)式兩邊，得:

用(3)式減去(5)式經(jīng)整理便得到我們需要的廣義差分方程:

其中，εt=ut－ρut－1，則方程(6)式干擾項εt無自相關。

進一步我們將(6)式表示為:

現(xiàn)在我們需要通過估計方程(7)式來獲得原方程最優(yōu)估計量β1和β2。這里我們采用科克倫－奧克特兩步法來獲取ρ值，進而得到廣義差分方程(6)式中估計系數(shù)。第一步我們利用原方程(3)式獲得殘差ut，第二歩用殘差自回歸方程(2)式獲取估計量ρ值，將其代入(6)式進行經(jīng)典回歸方程估計，進而獲得β1和β2的最優(yōu)估計量。殘差自回歸方程估計結果如下:

將得到的估計量ρ=0.778代入方程(6)式，估計廣義差分方程結果如下:

R2=0.572，d=1.300，F(xiàn)的統(tǒng)計量約為34.748，對應 P值為0.000，自變量顯著不為零，方程擬合優(yōu)度較高，且整體上顯著。對于已對自相關調(diào)整過的數(shù)據(jù)，再用德賓－沃森表去檢驗其序列相關性就未必合適。這里我們采取非參數(shù)檢驗方法游程檢驗，觀察方程(8)式的殘差序列得知，N1=16(正的殘差個數(shù))，N2=12(負的殘差個數(shù))，k=14(游程個數(shù))，查游程檢驗表知在0.05顯著水平的游程臨界值是12和16，根據(jù)決策規(guī)則，不能拒絕該回歸的殘差中無序列相關的假設。由β*1=β1(1－ρ)=1.393解出β1=6.275，β2=β*2=0.337，則調(diào)整后的原方程最優(yōu)估計結果如下:

LnC1=6.275+0.337LnG1

估計結果的經(jīng)濟含義是，財政用于農(nóng)業(yè)支出每增加1%，農(nóng)村居民消費將增長0.337%。

(二)財政農(nóng)業(yè)支出結構與農(nóng)村居民消費

利用上面分析的方法，我們繼續(xù)用C1分別對G2、G3、G4、G5做對數(shù)回歸，得到的估計結果如表2所示。由表2可以看出，支農(nóng)支出、基本建設支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用、農(nóng)村救濟費對農(nóng)村居民消費的影響是遞減的，解釋程度也是下降的。對廣義差分方程殘差的游程檢驗發(fā)現(xiàn)，lnG4*與lnG5*的參數(shù)的估計不再有效，說明農(nóng)業(yè)科技三項費、農(nóng)村救濟費與居民消費支出間可能沒有顯著關系，可能的原因是這兩項投資過小，尤其是和農(nóng)業(yè)發(fā)展相關度較高的農(nóng)業(yè)科研。對有效的估計結果，我們得出的經(jīng)濟含義是，支農(nóng)支出每增加1%，農(nóng)村居民消費會增長0.318%;而農(nóng)村基本建設支出每增加1%，農(nóng)村居民消費相應增長0177%，低于支農(nóng)支出約0.15個百分點。

表2 農(nóng)村居民消費與財政農(nóng)業(yè)支出結構的估計結果

四、結論與政策建議

本文的實證分析顯示:自1978年以來，我國財政用于農(nóng)業(yè)的支出對農(nóng)村居民消費具有一定拉動效應。總體上平均而言，用于農(nóng)業(yè)的支出每增加1%能帶動農(nóng)村居民消費支出增加約0.337%。在財政用于農(nóng)業(yè)支出的分類分析中，我們還發(fā)現(xiàn)支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設支出都對消費有促進效應，而農(nóng)業(yè)科研三項費用和農(nóng)村救濟費對消費沒有顯著影響。

雖然農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)村消費有促進作用，但我國農(nóng)業(yè)投入比重長期趨于不穩(wěn)定性，投入結構傾向于非生產(chǎn)性領域。自“一五”計劃實施以來，國家財政用于農(nóng)業(yè)的支出一直保持著上升的趨勢，從1953年的2.74億元增加到2006年的3 173億元。但從農(nóng)業(yè)支出占財政支出的比重走勢圖看，表現(xiàn)出階段性的不穩(wěn)定性(見圖1所示)。1953—1964年，財政農(nóng)業(yè)投入比重一直保持著強勁的上升勢頭，從5.96%增至17.01%。此后開始迅速下滑，一直延續(xù)到1970年的最低值7.61%，下降幅度接近10%。從1971年又開始緩慢上升，到1979年增加到13.60%。然后又開始下降趨勢，到1986年后才轉為上升，上漲至1991年的10.3%，余下年份總體上保持著徘徊下降的變化軌跡，基本維持在8%左右的水平?？梢姡瑖邑斦糜谵r(nóng)業(yè)支出的比重具有很強的波動性，凸顯農(nóng)業(yè)投入增長長效機制的缺失。

圖1 財政農(nóng)業(yè)投入比重變化趨勢圖(1953—2005年)

在農(nóng)業(yè)投入結構中，與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)直接相關的一個重要部分是支農(nóng)支出(也稱支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和各項農(nóng)業(yè)事業(yè)費支出)。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，1978年以來，財政用于農(nóng)業(yè)支出中，支農(nóng)支出比重基本維持70%左右的水平。然而在這一比重較大的支出中，支援農(nóng)村生產(chǎn)支出少，各項農(nóng)業(yè)事業(yè)費支出增長過快。近年來，中央財政和地方財政支農(nóng)支出中用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性的投入呈現(xiàn)下降趨勢，尤其是地方財政這一比重下滑迅速。也有類似觀點認同，在這一項比重過大的支出中，絕大多數(shù)是行政事業(yè)費的增長，而支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的支出比重較小[16]。

同樣，農(nóng)業(yè)基本建設大多用于大江大河的治理，而和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)直接相關小型農(nóng)田水利建設投資薄弱。統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，農(nóng)業(yè)基本建設支出占農(nóng)業(yè)支出的比重呈現(xiàn)出下降的趨勢，基本維持20%%左右的水平，農(nóng)業(yè)基本建設支出中還有很大一部分用于治理大江大河等水利建設投資，水利基本建設投資占農(nóng)業(yè)基本建設支出的比重一直占到70%左右。也有研究表明，在農(nóng)業(yè)基本建設投資中，用于水利和生態(tài)等大型工程項目的投資多，用于改善農(nóng)村生產(chǎn)生活條件、促進農(nóng)民增收的中小型公益項目投資少[16]。根據(jù)我們下鄉(xiāng)訪村的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民急需的與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)直接相關的小型水利設施投資少，比如田間溝渠、排水灌溉和鄉(xiāng)村小道等，這些設施大多年久失修，基本上是在“人民公社”時期建造的。

對此，筆者認為，為了有效拉動農(nóng)村消費市場，應繼續(xù)加大財政用于農(nóng)業(yè)支出力度，建立同財政收入增長同步的穩(wěn)定農(nóng)業(yè)投入的長效機制;在支出結構上，要偏向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資，尤其是農(nóng)民急需的小型農(nóng)田水利投資建設，以改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件;要保證農(nóng)民持續(xù)增收能力，同時，我們不應忽視農(nóng)業(yè)科研作用，從長期來看，農(nóng)業(yè)科研水平關乎農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高，對于經(jīng)歷著人口爆炸性增長，又面臨嚴厲的自然資源稟賦約束的廣大發(fā)展中國家尤為重要。

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