地方財政農業投入與農村居民消費增長——基于省級面板數據的實證分析

林 江 李普亮

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

“十二五”規劃綱要明確提出，要建立擴大消費需求的長效機制，把擴大消費需求作為擴大內需的戰略重點，進一步釋放城鄉居民消費潛力。相對于城鎮居民而言，農村是我國低收入群體的主要聚居地，農村居民消費明顯落后于城鎮居民消費，成為影響內需增長的“瓶頸”。為了加快農業發展，促進農民增收，各級政府正在不斷增加對農業的投入。那么，這種投入在促進農業發展和農民增收的同時對農村居民消費有何影響？科學客觀地回答上述問題對于優化財政支農安排、強化財政政策的針對性和有效性影響深遠，這是因為農村居民消費不僅直接關乎農民自身的福祉，而且它作為社會總需求的重要組成部分，對轉變經濟增長方式、實現國民經濟的持續、協調和自主發展具有戰略意義。不過，在我國聯邦制財政體制架構下，中央政府和地方政府對農業的投入責任并未得到清晰的劃分，在“財權上收、事權下放”的體制演進邏輯中，地方政府成為農業財政資金的絕對支出主體①據統計，1978年—2006年，地方財政投入占國家財政農業投入的份額約占90%。。因此，地方財政農業投入對農村居民消費的影響尤其值得關注。

一、理論模型

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

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

如果要最大化私人終生效用的期望值，則ct*應當滿足如下條件：

方程（4）表明，沿著最優消費路徑，消費的跨期替代率必須等于跨期轉換率。為了揭示模型的實證含義，我們借鑒了霍爾關于消費的隨機游走假說，因而方程（4）可以表達為如下形式：E（t）=［β（1+r）］σ·，其中，σ=（-U（'c*）/{c*U″（c*）}，是消費的跨期替代彈性，代表著風險規避系數，并被假定為不隨時間變化。因此，計量關系可近似表述為：

當ct和gt均為I（1）過程時，它們之間可能存在著以（1，α）為協整向量的協整關系，結合=ct+αgt，則方程（5）可以進一步線性化為如下形式①為了使模型更具一般性，方程（6）中包含了常數項。：

在上述設定中，如果α1<0，則表明政府支出與居民消費存在替代關系，如果α1>0則表明政府支出與居民消費存在互補關系。前述理論模型是在抽象掉其他因素的情況下得出的，但在具體實證分析時，如果其他經濟變量不滿足模型的隱含前提或遺漏其他重要的解釋變量，則估計的結果將會受到很大影響。對此，Hung-wu Ho（2001）指出，應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的影響的同時還可以得到一個一致估計，從而更真實地反映政府支出對消費的影響。同時，為了減少變量異方差的影響，可對模型中的相關變量進行對數化處理，由此得到如下理論表達式：

政府對農業的支出是我國財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村居民消費的影響提供了新思路。一般認為，財政農業投入對農村居民消費的影響是通過“財政農業投入增加——農村居民收入增加——農村居民消費增加”的路徑實現的，但財政農業投入對農村居民消費的作用機制并非如此簡單，圖1描述了財政農業投入對農村居民消費各種可能的作用機制。

從理論上講，財政農業投入對農村居民消費既有可能產生“引致效應”，也有可能產生“擠出效應”，總效應的方向和大小取決于哪種效應占據主導，需要進一步通過實證檢驗得知。

二、實證檢驗

（一）數據來源及說明

本文實證分析所用數據來源如下：1996年之前的地方財政農業投入數據源于《國家財政用于農業支出統計資料》（1950—1999），1996年之后的支援農村生產支出、農林水利氣象等部門事業費、農業綜合開發支出源于歷年《中國財政年鑒》，農業基本建設支出和農業科技三項費用源于相關年度《地方財政統計資料》，各省鄉村人口數量源于《改革開放30年農業統計資料匯編》，各省農村居民人均消費和人均純收入源自中經網經濟統計數據庫。各省人均財政農業投入額根據財政農業投入總額與鄉村人口數量得到?？紤]到價格變動對相關經濟指標的影響，筆者運用相關價格指數（以1981年為基期）進行了調整。其中，農村居民人均財政農業投入額利用各省農村商品零售價格指數進行了調整，農村居民人均純收入和人均消費性支出利用各省農村居民消費價格指數進行調整。由于直轄市缺乏區分城鄉的價格指數，所以對各個直轄市的農村居民人均財政農業投入額利用全市的商品零售價格指數進行調整，農村居民人均純收入和人均消費性支出利用全市的居民消費價格指數進行調整。由于海南省自1988年起從廣東省分離出來成為獨立省份，重慶市自1997年起從四川省分離出來成為直轄市，為了保持數據可比性，筆者分別將海南和重慶的數據融入了廣東和四川，西藏自治區因數據資料不全被剔除。各個省份樣本數據的時間跨度為1981—2006年。還需說明的是，本文分析的地方財政農業投入包括支援農村生產支出、農林水利氣象等部門事業費、農業綜合開發支出、農業基本建設支出和農業科技三項費用①自2003起改為“農業支出、林業支出和農林水利氣象等部門事業費”，但根據國家統計局的統計口徑，數據與以前年度具有可比性。，由于我國政府收支科目分類標準自2007年起發生了較大變化，使得2007年前后的財政農業投入數據不可比，基于穩健性考慮，筆者沒有將2007年及以后的數據納入分析范圍。各變量數值特征見表1。

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（二）實證分析

1.面板單位根和協整檢驗

面板單位根檢驗和面板協整檢驗除考慮單截面時序數據的信息外，還綜合了截面間信息，從而有效地提高了相關檢驗的“勢”值和穩健性，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，得到更好的結論。為了增強單位根檢驗的穩健性，本文同時采用了LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗等多種方法，其中，LLC檢驗為同質面板單位根檢驗的代表性檢驗，IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗為異質面板單位根檢驗的代表性檢驗。在進行面板協整檢驗時，分別采用了 Kao、Pedroni以及 Fisher（combined Johanson）協整檢驗方法，與Kao檢驗相比，Pedroni協整檢驗不但考慮了異質性，而且容許不同個體系數的差異性。

表2顯示了不同單位根檢驗方法下農村居民人均消費、人均純收入和人均財政農業投入額對數值②選取對數值主要是為了減少異方差影響。的單位根檢驗結果。

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

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

由表3看出，Kao協整檢驗的t統計量拒絕了無協整的零假設，而Pedroni協整檢驗的7個統計量中，6個統計量在1%的顯著水平下拒絕了無協整的零假設。根據Pedroni（1999）的證明，在小樣本中，Panel ADF-Statistic、Group ADF-Statistic檢驗效果最好，Panel v-Statistic、Group rho-Statistic 檢驗效果最差，當檢驗結果不一致時，以前兩個統計量為標準，因而通過 Pedroni協整檢驗可以確定lnc、lng和lninc之間存在協整關系。Fisher檢驗結果也證實了變量間存在協整關系。因此，通過建立面板回歸模型來估計參數不會產生虛假回歸。

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在對各個變量間的協整關系進行估計以前，首先計算變量間的Pearson和Spearman二元相關系數，對相互之間的關系進行初步判斷，見表4。

從變量的相關系數矩陣不難看出，lninc和lng均與lnc顯著正相關，初步判斷地方財政農業投入對農村居民消費很有可能產生了“引致”效應。

2.模型設定及估計結果

由于各省之間可能存在難以觀測的異質性，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，為保證估計結果的穩健性，本文采用了雙向固定效應估計方法，同時控制了個體效應和時間效應，并允許這些個體效應和時間效應與解釋變量相關。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，γt為時間效應，εit為系統的隨機擾動項。雙向固定效應估計允許式中 αi、γt與 lngit和lnincit相關。

為了消除可能存在的組間異方差或截面相關，筆者在進行普通雙向固定效應估計的同時，還運用PCSE估計方法得出了更加穩健的估計①Beck和Katz（1995）引入的PCSE估計方法是面板數據模型估計方法的一個創新，影響較大，在估計面板數據模型的文獻中得到了廣泛的應用。，如表5所示。

由表5看出，無論采用普通雙向固定效應還是穩健雙向固定效應估計，得出的基本結論是一致的，即地方財政農業投入對農村居民消費的彈性在統計上顯著為正，這意味著地方財政農業投入對農村居民消費產生了“引致”效應。不過，需要注意的是，與農村居民純收入對消費的影響相比，地方財政農業投入對農村居民消費的影響顯得非常微弱。

由于中國疆域廣闊，不同地區的經濟環境、社會環境和生態環境存在顯著差異，沒有理由認為各地財政農業投入對農村居民消費的影響完全相同。為此，筆者借鑒學界研究慣例，將我國大陸區域劃分為東、中、西三個經濟地帶，進一步分析不同經濟地帶的財政農業投入對農村居民消費的影響，估計結果見表6。

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表6顯示，財政農業投入對農村居民消費的影響確實存在區域性差異，其中，東部地區的財政農業投入顯著推動了農村居民消費的增長，而中西部地區的這種影響在統計上并不顯著。李燕凌（2006）的研究表明，公共支出對農民消費支出的影響，在東部地區比較明顯，而在中部、西部地區不顯著，呂煒（2010）的實證分析也表明，西部地區的農業財政支出對農村居民消費并無顯著影響，這與本文的研究結論是一致的。

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3.實證結果的解釋

事實上，影響財政農業投入與農村居民消費關系的因素是多重的，不同因素的作用方向也往往不盡一致，因此，地方財政農業投入對農村居民消費的影響在理論上具有較強的不確定性。前面的實證結果顯示，地方財政農業投入對農村居民消費的“引致”效應十分微弱，雖然內在機理比較復雜，但從地方財政農業投入本身存在的問題來看，以下兩點值得關注：一是財政農業投入的強度；二是財政農業投入的效率。雖然各級政府對農業投入的總額在不斷增加，但與農業的實際需要相比仍有很大差距，農業既是國民經濟的基礎產業，同時又是一個弱質產業，投資周期長，見效慢，短期內難以為地方政府帶來顯赫政績和財稅收入，因此，地方政府缺乏加大財政農業投入強度的內在激勵。盡管《農業法》明確規定，縣級以上各級政府每年對農業總投入的增長幅度不得低于本級財政經常性財政收入的增長幅度，但在實踐中，這一要求在多數年度并未達到，而且財政農業投入占財政支出的比例也沒有明顯提高，甚至在不少年份出現了下降。財政農業投入總量不足要么通過影響農業公共產品或服務的供給而阻礙農村居民消費增長①一方面，農業公共產品的有效供給有利于通過提高農業生產率實現農民增收，另一方面，農村公共產品的有效供給是私人消費的基本前提，比如，只有解決了農村通水、通路、通電、通訊網絡等基本公共產品的供給問題，農村居民才可能增加洗衣機、汽車、彩電、手機等私人物品的消費。，要么通過加重農村居民稅費負擔增加農村居民享受公共產品或服務的成本而減少可供消費的收入。在財政農業投入總額不足的條件下，財政支農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）也認為，問題的關鍵并不在于在農村部門花了多少錢，而在于這些錢是如何花的。但近些年來，國家審計署對財政支農資金的審計結果表明，我國財政支農資金的配置和使用狀況不容樂觀，影響了財政投入對農村居民收入的貢獻。

不過，由于回歸方程中已經控制了農村居民人均純收入，因而分析財政農業投入對農村居民消費的影響時不能沿襲“財政農業投入增加—農民純收入提高—農民消費增長”的思路，分析的著力點在于財政農業投入對農村居民純收入支配結構的影響以及影響農村居民消費的非收入因素②我國農村社會保障體系很不健全，教育、醫療成本高昂，嚴重影響了農村居民的消費能力和消費信心。而且，農村的消費環境也不夠完善，多種非經濟因素如消費意識和消費觀念、商業欺詐、信息不對稱、物流不順暢、產品不對路、供給質量不高、服務不到位等也影響了農村居民的消費水平。。按照國家統計局的解釋，農村居民人均純收入主要用于再生產投入和當年生活消費支出，也可用于儲蓄和各種非義務性支出。與中西部地區相比，東部地區的農業和農村基礎設施相對比較完善，財政農業投入額的增加有利于降低農民再生產投入成本，在其他條件不變時，農村居民可供消費的收入增加，進而提高了農村居民潛在的消費能力。東部地區的人均財政農業投入絕對額遠遠大于中西部地區，其對提高農村居民消費能力的作用大于中西部地區，再考慮到東部地區的消費環境、消費觀念、社會保障水平等總體上也優于中西部地區，這便不難理解為何東部地區財政農業投入對農村居民消費的貢獻更加突出。相比之下，中西部地區的多數省份農業產值和農業人口占比仍然較大，農業生產條件相對較差，許多農業生產亟需的基礎設施供給滯后，財政農業投入額的增加雖然也可在一定程度上降低農民再生產投入成本，但由于財政對農業投入力度非常有限，面對農業基礎設施和公共服務大量的資金需求，財政農業投入對降低農民再生產投入成本的作用并不明顯，再加上農村消費環境以及社會保障體系建設的滯后，致使其對中西部地區農村居民潛在消費能力的影響弱于東部地區。

三、政策建議

（一）構建財政農業投入的穩定增長機制，提高支農資金配置和管理效率

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

（二）調整財政農業投入的區域結構，進一步加大對中西部地區的投入力度

與東部地區相比，我國中西部地區農業生產條件以及農村公共產品供給更加薄弱，財政對農業的投入也非常有限，其對農村居民消費增長的貢獻并不突出。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政對農業的投入，另一方面，強化中央財政對中西部地區各省農業投入的轉移支付力度，盡快完善農業和農村生產生活所需的基礎設施，實現財政投入促進農業發展、農民增收和農村消費增長的多元化目標。

（三）完善農村居民對公共產品的需求意愿表達機制，實現公共產品供求的有效匹配

傳統的“自上而下”的公共產品供給決策機制容易導致農業公共產品無效供給過剩和有效供給不足的矛盾，盡管各級政府花費了大量財力提供了不同類型的農業公共產品，但這些公共產品的供給與農村居民的真實需要可能并不匹配，農村居民為了得到切合自身利益的農業公共產品，將不得不額外追加對農業公共產品的投入，從而減少了可供消費的收入。為此，應盡快建立農業公共產品的需求意愿表達機制，提高農村居民參與農業公共產品供給決策的能力，減少需求信息傳遞過程中的各種扭曲，實現農業公共產品供給與需求的有效匹配，增強農村居民消費私人產品的能力。

（四）健全農村社會保障體系，減少農村居民消費的后顧之憂

現階段，上學難、就醫難、養老難在廣大農村地區（尤其是貧困落后的農村地區）比較普遍，不僅削弱了農村居民當前的消費能力，而且強化了消費的后顧之憂，降低了消費信心。因此，政府必須在涉及民生的重要領域加大投入力度，盡可能消除制約農村居民消費信心的“瓶頸”因素，穩定農村居民心理預期和降低對未來生活的顧慮，從而達到減少儲蓄、增加消費和刺激經濟增長的目的。

（五）優化農村消費環境，引導農村居民合理消費

農村居民消費不僅受制于收入水平、消費信心等關鍵變量的影響，而且與農村的消費環境也有著緊密聯系。良好的農村消費環境，可以增加農村居民可供選擇的消費空間，降低農村居民消費的成本，刺激農村居民的消費意識和消費觀念。為此，一要加快市場機制建設，完善農村商品流通體系，加強農村市場管理，完善農村商品銷售的售后服務體系，為農村居民提供質優價廉的商品和服務，保護農村消費者的合法權益，解決農村居民消費的后顧之憂。二要加強對農村居民的消費教育，引導他們科學消費。三要重視與農村居民消費配套的基礎設施建設，為農村居民消費塑造良好的硬件環境。四要推出適銷對路的商品和服務，注重產品結構的優化升級，滿足農村居民消費的多樣化需求。

〔1〕Bailey，M.1971.National Income and the Price Level：A Study in Macroeconomic Theory[M].Second Edition.McGraw Hill，New York，1971.

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