財政支農(nóng)支出對我國農(nóng)村居民消費影響的實證研究

(西南大學經(jīng)濟管理學院　重慶　400000)

一、引言

三農(nóng)問題是關(guān)系國計民生的根本性問題。十九大報告指出，要全面實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。促進鄉(xiāng)村振興，首先就是要擴大農(nóng)村內(nèi)需，尤其是帶動農(nóng)村居民消費的增長，從而帶動整個國民經(jīng)濟的增長。消費作為生產(chǎn)活動的最終目的，居民消費水平的提高是保障經(jīng)濟持續(xù)、穩(wěn)定增長的重要手段。我國是一個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)村人口占我國總?cè)丝诘谋戎剌^大，農(nóng)民消費水平的提高將直接拉動我國整體消費水平的提高。

現(xiàn)階段，我國農(nóng)村居民消費嚴重不足。究其根本，最深層的原因在于農(nóng)民增收困難、農(nóng)村社會保障體系不完善和農(nóng)村消費環(huán)境惡劣等。財政支農(nóng)支出政策作為財政政策的一部分，應該在促進農(nóng)民收入增長、擴大農(nóng)村居民消費需求、完善農(nóng)村社會保障體系、優(yōu)化農(nóng)村消費環(huán)境等方面有所作為。因此，研究財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費的影響，不僅有利于檢驗財政支農(nóng)資金的使用效果，為財政支農(nóng)政策的制定、調(diào)整提供現(xiàn)實支撐，而且有利于為國家充分利用財政支農(nóng)的杠桿作用撬動農(nóng)村居民消費提供有效的政策建議。

對于財政支農(nóng)支出對居民消費的影響，西方國家針對此項的研究早于我國。Bailey(1971)最早將財政支出與居民消費聯(lián)系起來，他通過對財政支出與消費者決策的研究分析，發(fā)現(xiàn)財政支出對居民消費具有明顯的擠出效應。此后，Barro(1990)在Bailey的研究基礎(chǔ)上對模型進行擴展，建立了在一般均衡基礎(chǔ)上的宏觀經(jīng)濟模型，并據(jù)此分別從短期和長期研究了財政支出對居民消費的影響。他認為在短期范圍內(nèi)，財政支出的增加會促進居民消費的增長，但從長期看來，財政支出的增加則會抑制居民消費的增長。此外，Komendi(1983)利用美國的經(jīng)濟數(shù)據(jù)同時借助長期收入決定模型進行了深入分析，發(fā)現(xiàn)財政支出對于居民消費的擠出系數(shù)達到了0.2，擠出效應非常明顯。

而關(guān)于財政支出對居民消費的具體影響在國內(nèi)同樣受到了重視。從居民消費總體層面上來看，國內(nèi)大部分學者認為我國財政支出對居民消費具有積極影響。陳翔(2003)采用1980-2001年我國財政支出及居民消費總量數(shù)據(jù)進行研究分析后，我國政府的財政支出和居民消費從整體上看是互補關(guān)系，財政支出的增加對居民消費具有擠入效應。劉宛晨、袁闖(2006)通過我國1978-2004年數(shù)據(jù)進行回歸分析，得出總體上財政支出對居民消費存在明顯的擠入效應的結(jié)論。張攀峰(2012)采用1978-2006年數(shù)據(jù)，運用廣義最小二乘法對該問題進行研究的結(jié)果表明，我國財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費具有一定的擠入效應，且在財政支出的具體項目中，支農(nóng)支出及農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出對農(nóng)村居民消費的擠入效應要大于農(nóng)業(yè)科研及農(nóng)業(yè)救濟費用支出所帶來的效應。但當分別從短期影響、長期影響兩個角度進行財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費影響效果分析時，不同的學者得出了不同的結(jié)論。王文平(2009)根據(jù)1983-2007年數(shù)據(jù)進行分析,發(fā)現(xiàn)在長期范圍內(nèi)財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費具有擠出效應，但從短期來看，財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費具有擠入效應。王曉潤、尹宗成和孫鑫(2011)通過對1978-2009年的數(shù)據(jù)進行分析，得出了不同結(jié)論，認為在短期內(nèi)財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費具有擠出效應，而在長期的效果恰好相反。羅志紅、朱青(2012)通過對1980-2010年數(shù)據(jù)分析，認為優(yōu)化我國財政支出結(jié)構(gòu)，可以實現(xiàn)消費公平。

綜合國內(nèi)外相關(guān)研究結(jié)果，雖然國外學者對于財政支出對居民消費影響的研究較早，但其得出的結(jié)論各不相同，而且針對農(nóng)村居民消費的研究相對較少;國內(nèi)研究方面，當前我國學者對于財政支出與居民消費以及更具針對性的財政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民消費之間關(guān)系的研究比較多，但由于采用方法、數(shù)據(jù)選擇等方面的原因，對于不同時期財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費的影響并未得出一致結(jié)論。據(jù)此，本文擬在通過協(xié)整檢驗、誤差修正模型分別從長期、短期兩個方面對我國1985-2015年財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費的影響進行實證分析檢驗，以此得到能充分反映兩者之間關(guān)系的結(jié)果。

二、實證研究

(一)變量說明及數(shù)據(jù)來源

被解釋變量：本文選取農(nóng)村居民家庭人均消費支出C作為衡量農(nóng)村居民消費支出的指標。

解釋變量：本文選取農(nóng)村居民家庭人均純收人I作為衡量農(nóng)村居民可支配收人的指標。農(nóng)村居民家庭人均純收人指農(nóng)村居民當年從各個來源得到的總收人中相應地扣除所發(fā)生的各項費用后所持有的收人；政府財政支農(nóng)支出G；

數(shù)據(jù)來源：本文選取1985-2015年我國財政支農(nóng)支出和農(nóng)村居民消費相關(guān)數(shù)據(jù)。為了消除價格波動因素的影響，本文以1985年為基期按照農(nóng)村商品零售價格指數(shù)對人均財政支出數(shù)據(jù)進行了調(diào)整，并以1985年為基期按照農(nóng)村居民消費價格指數(shù)對農(nóng)村居民家庭人均消費支出和農(nóng)村居民家庭人均純收人所有數(shù)據(jù)進行了平減處理。

(二)計量方法說明

本文采用1985-2015年時間序列數(shù)據(jù)進行計量分析，在對經(jīng)濟現(xiàn)象進行時間序列分析時，一般要求所用的時序資料必須是平穩(wěn)的，力求避免模型出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，鑒于此，本文首先利用ADF單位根檢驗法，檢驗變量的平穩(wěn)性，對于非平穩(wěn)的變量進行處理使之成為平穩(wěn)時間序列。如果變量是同階單整的非平穩(wěn)時間序列，則可以對相關(guān)變量進行協(xié)整檢驗，以確定政府財政支農(nóng)支出和居民消費支出的長期均衡關(guān)系。為了避免產(chǎn)生偽回歸，傳統(tǒng)的處理問題的方法總是先對這些變量進行差分，然后對差分序列進行回歸，這樣做可能會導致所研究變量間長期關(guān)系信息的損失，而這些信息對分析問題又是必要的。為此，Engle和Granger(1987)提出的協(xié)整理論和誤差修正模型，為非平穩(wěn)序列的建模提供了另一種解決思路。本文將運用本文用Engle & Granger兩步法進行協(xié)整檢驗，并得出相應的檢驗結(jié)果，在此基礎(chǔ)上，找出變量間長期均衡關(guān)系的短期調(diào)整機制，即運用誤差修正模型分析財政支農(nóng)支出對居民消費的短期效應。(注：所有數(shù)據(jù)均為年度人均指標；由于經(jīng)過對數(shù)處理后的數(shù)據(jù)不會改變變量間的關(guān)系，而且還能有效消除時間序列數(shù)據(jù)存在的異方差，提高模型的擬合程度，因此，本文將對所有的數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理。)

(三)實證分析

1.單位根檢驗

因為財政支農(nóng)支出和農(nóng)村居民消費都是時間序列數(shù)據(jù)，如果直接采取最小二乘法進行回歸，可能會出現(xiàn)偽回歸，為避免非平穩(wěn)數(shù)據(jù)建模出現(xiàn)偽回歸的問題，本文利用ADF檢驗方法事先對上述1985-2015年農(nóng)村居民人均消費、人均財政支農(nóng)支出以及農(nóng)村居民人均純收入對數(shù)序列LNC、LNG、LNI進行了單位根檢驗，檢驗結(jié)果如下：

表1　序列的單位根檢驗

注：△LNC,△LNG以及△LNI分別表示序列1nC,1nG和1nI的一階差分。(C,T,K)中C和T分別表示ADF檢驗式中是否包含截距項和時間趨勢項，1表示包含，0表示不包含，K表示ADF檢驗式中解釋變量滯后項的滯后階數(shù)，滯后階數(shù)按照AIC信息準則自動選取。

從表一的單位根檢驗結(jié)果可以看出，上述三個序列的水平值在10%的顯著性水平下都不能拒絕序列存在單位根的原假設(shè)，表明上述序列的水平值均是不平穩(wěn)的。進一步對上述三個序列的一階差分進行單位根檢驗則表明上述三個序列均能在1%的顯著性水平下拒絕模型存在單位根的原假設(shè)，表明上述三個序列的一階差分是平穩(wěn)的。

2.人均財政支農(nóng)支出與農(nóng)村人均消費的協(xié)整檢驗

經(jīng)上述單位根檢驗可知，財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費影響的總量模型中各變量均為一階單整，可以進行協(xié)整檢驗，以檢驗各變量之間是否存在長期均衡關(guān)系，如果存在，同時殘差是平穩(wěn)的，那么被解釋變量可以用各解釋變量的線性組合予以解釋。本文用Engle & Granger兩步法進行協(xié)整檢驗，

先利用ADF對殘差e進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表2所示，殘差在1%的顯著性水平下拒絕模型存在單位根的原假設(shè)，即上述兩個公式殘差均平穩(wěn)，因此可以斷定人均財政支農(nóng)支出總額、農(nóng)村居民人均純收入與農(nóng)村居民人均消費之間均存在長期均衡關(guān)系。

表2　殘差的單位根檢驗

注：(C,T,K〕中C和T分別表示AI1F檢驗式中是否包含截距項和時間趨勢項，1表示包含，0表示不包含，K表示ADF檢驗式中解釋變量的滯后階數(shù)，滯后階數(shù)按照AIC信息準則自動迭取。

在上面檢驗的基礎(chǔ)上，通過回歸得出二者的均衡關(guān)系可以表示為：

LNC=0.028LNG+0.960LNI

(0.60)(9.52)

從協(xié)整方程的估計結(jié)果可以看出，在長期，若人均財政支農(nóng)支出增加1 %，則農(nóng)村人均消費增加0.028 %，表明在長期范圍內(nèi)，財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費具有微弱的擠入效應。因此，當前財政政策對緩解國際金融危機對我國經(jīng)濟特別是農(nóng)村經(jīng)濟帶來的危害具有一定的積極作用。

3.誤差修正模型

由于LNC與LNG,LNI之間存在協(xié)整關(guān)系且殘差e平穩(wěn)，現(xiàn)將滯后一期的殘差引入到解釋變量，構(gòu)建誤差修正模型，如下所示:

△LNC=α0+α1△LNG+α2△LNI+α3e+μ

進行回歸分析，得出結(jié)果：

△LNC=8.17+0.22△LNG+0.82△LNI+88.86E+μ

0.720.170.000.32

R^2=0.99DW=1.76F=3116

4.結(jié)論

根據(jù)協(xié)整檢驗結(jié)果來看，在長期范圍內(nèi)，我國人均財政支農(nóng)支出對農(nóng)村人均居民消費具有擠入效應，但擠入效應極其微弱，其長期彈性系數(shù)僅為0.028。即從長期來看，若人均財政支農(nóng)支出增加1%，農(nóng)村人均居民消費只會增加0.028%。在短期范圍內(nèi)，人均財政支出與人均消費之間存在著關(guān)系。

三、政策建議

收入是影響農(nóng)村居民消費的最直接因素。提高農(nóng)民收入是為進一步促進農(nóng)村居民消費水平提高的重中之重。由IS-LM模型可知，在其他條件不變的情況下，財政支農(nóng)支出增加，將直接促進農(nóng)村居民收入的增加。因此，在農(nóng)村居民處于弱勢地位的今天，政府增加財政支農(nóng)力度、優(yōu)化財政支農(nóng)結(jié)構(gòu)對于農(nóng)村居民收入水平的提高起著至關(guān)重要的作用。

首先，應加大財政支農(nóng)力度。穩(wěn)步提高財政支農(nóng)支出占國家財政支出比例，在支農(nóng)總量上保證農(nóng)業(yè)事業(yè)持續(xù)健康發(fā)展，為提高農(nóng)村居民收入打好基礎(chǔ);積極運用轉(zhuǎn)移支付手段，進一步提高財政支農(nóng)支出力度，縮小城鄉(xiāng)差距，提高農(nóng)村居民收入。

其次，優(yōu)化財政支農(nóng)支出結(jié)構(gòu)。將財政支農(nóng)支出重點向提高農(nóng)民收入及生活質(zhì)量方面傾斜，為提高農(nóng)村居民收入提供源動力;加大農(nóng)業(yè)科技投入，保證農(nóng)業(yè)高效發(fā)展，促進農(nóng)村居民收入水平的提高;完善農(nóng)業(yè)補貼制度，加大重大項目補貼力度，增加保障農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及農(nóng)民收入的補貼范圍，用最直接的方法增加農(nóng)村居民收入。

第三，拓寬農(nóng)村居民收入渠道。利用財政手段，積極協(xié)調(diào)促進農(nóng)村第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，為農(nóng)村居民提供更多就業(yè)機會，增加農(nóng)產(chǎn)品附加值，促進農(nóng)村居民收入的提高。