財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的經(jīng)驗(yàn)分析

張攀峰

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院，湖北 武漢 430073)

一、問題的提出

自2008年以來，受國際金融危機(jī)影響，美國次貸危機(jī)引發(fā)的出口產(chǎn)品受阻，我國長期出口導(dǎo)向型的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)面臨著嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。為了刺激內(nèi)需，國家啟動(dòng)了四萬億元投資計(jì)劃。對(duì)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(fèi)市場(chǎng)，通過家電下鄉(xiāng)，摩托車和汽車下鄉(xiāng)等惠民政策拉動(dòng)農(nóng)村民居消費(fèi)。中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長關(guān)鍵在于拉動(dòng)內(nèi)需，而內(nèi)需的重要市場(chǎng)在農(nóng)村。根據(jù)凱恩斯的消費(fèi)理論，收入是影響消費(fèi)的一個(gè)重要因素。因此，要提高農(nóng)村居民的消費(fèi)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(gè)重要途徑是加大財(cái)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(bǔ)貼支持等措施，改善農(nóng)業(yè)經(jīng)營條件，降低農(nóng)民務(wù)農(nóng)成本，進(jìn)而提高人均農(nóng)業(yè)收入?；诖?，本文將探討財(cái)政農(nóng)業(yè)支出和農(nóng)村居民消費(fèi)之間的關(guān)系。

對(duì)于政府支出與居民消費(fèi)關(guān)系探討，國外學(xué)者作了大量研究工作。Bailey最先提出一個(gè)理論分析框架，政府提供的一單位的公共產(chǎn)品和服務(wù)的價(jià)值相當(dāng)于ν單位私人消費(fèi)，根據(jù)這種假說，通過判斷ν的符號(hào)可以得出政府支出和私人消費(fèi)的關(guān)系，可能是互補(bǔ)關(guān)系(ν小于0)或替代關(guān)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(chǔ)上擴(kuò)展了Bailey的研究，將有效消費(fèi)函數(shù)c*=c+νg引入政府支出的產(chǎn)出效應(yīng)模型，分析政府支出的效應(yīng)[2]。Feldstein將政府支出引入消費(fèi)函數(shù)中，驗(yàn)證了李嘉圖等價(jià)定理不成立，即政府支出對(duì)居民消費(fèi)支出沒有影響[3]。有許多實(shí)證研究對(duì)參數(shù) ν進(jìn)行了估計(jì)，如Kormendi和Aschauer對(duì)美國數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)[4－5]，Ahmed 對(duì)英國數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，Ho 對(duì)OECD24個(gè)工業(yè)國家面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析[6]，他們的經(jīng)驗(yàn)估計(jì)結(jié)果都支持了政府支出與居民消費(fèi)具有替代關(guān)系的觀點(diǎn)。而Karras通過多國數(shù)據(jù)經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，總體上政府支出與居民消費(fèi)之間存在互補(bǔ)關(guān)系，即政府消費(fèi)增加傾向于提高私人消費(fèi)的邊際效用，此外，還發(fā)現(xiàn)這種互補(bǔ)關(guān)系的強(qiáng)度與政府規(guī)模負(fù)相關(guān)[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(fèi)間的關(guān)系或是替代，或是互補(bǔ)關(guān)系，甚至沒有關(guān)系，但最近的多數(shù)經(jīng)驗(yàn)研究都認(rèn)為政府支出對(duì)私人消費(fèi)有擠入效應(yīng)，即二者間是互補(bǔ)關(guān)系，如眾多學(xué)者基于向量自回歸方法的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，公共支出的增加導(dǎo)致私人消費(fèi)顯著和持續(xù)的增長。Hafedh和Nooman利用了一個(gè)簡(jiǎn)單真實(shí)經(jīng)濟(jì)周期模型對(duì)美國數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果顯示私人消費(fèi)與公共消費(fèi)間存在較強(qiáng)的埃奇沃思互補(bǔ)性[8]。

在國內(nèi)，學(xué)者對(duì)政府支出如何影響居民消費(fèi)也做了大量研究工作，這些研究側(cè)重于經(jīng)驗(yàn)分析。多數(shù)研究認(rèn)為政府支出對(duì)消費(fèi)有正向促進(jìn)作用;也有學(xué)者考慮了政府支出與居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，如李樹培和魏下海利用時(shí)變參數(shù)(TVP)模型，研究了財(cái)政支出對(duì)民間需求的動(dòng)態(tài)影響，總體上財(cái)政支出對(duì)民間需求存在著擠入效應(yīng)，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(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，結(jié)論表明財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的擠入作用表現(xiàn)出逐漸增強(qiáng)的趨勢(shì)[10]。以上研究是基于對(duì)時(shí)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(gè)擴(kuò)展形式，分別對(duì)截面和面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，研究表明公共支出對(duì)農(nóng)民消費(fèi)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(fèi)支出對(duì)教育消費(fèi)影響最為顯著，其次是其他享受消費(fèi)支出，而衛(wèi)生消費(fèi)與文化娛樂消費(fèi)影響不明顯[11]。朱建國和常向陽的研究結(jié)果顯示:投入性財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)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(fèi)水平提高，補(bǔ)貼性支出、支援不發(fā)達(dá)地區(qū)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出沒有明顯影響[12]。儲(chǔ)德銀和閆偉的研究表明，地方政府財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有顯著的促進(jìn)作用，而轉(zhuǎn)移性支出與農(nóng)村居民消費(fèi)沒有表現(xiàn)出明顯的相關(guān)性，農(nóng)村居民收入對(duì)消費(fèi)有顯著拉動(dòng)作用[13]。

也有部分研究認(rèn)為政府支出對(duì)居民消費(fèi)有擠出效應(yīng)，如黃賾琳采用隨機(jī)動(dòng)態(tài)一般均衡方法，將政府支出作為外生隨機(jī)沖擊變量，構(gòu)建中國三部門經(jīng)濟(jì)周期模型(RBC)，實(shí)證結(jié)果顯示政府支出對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)[14]。李永友和叢樹海采用二階滯后工具變量的廣義矩估計(jì)法，檢驗(yàn)了居民消費(fèi)與中國財(cái)政政策的有效性，計(jì)量結(jié)果顯示，自改革開放以來，財(cái)政政策對(duì)私人消費(fèi)沒有產(chǎn)生擠出效應(yīng)，中國財(cái)政政策與私人部門的消費(fèi)決策呈現(xiàn)出互補(bǔ)關(guān)系[15]。

以上研究都表明政府支出(財(cái)政支出)對(duì)居民的消費(fèi)產(chǎn)生影響，可能是促進(jìn)效用或擠出效應(yīng)，但最近多數(shù)研究支持政府支出對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用。從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，還未發(fā)現(xiàn)利用廣義最小二乘估計(jì)法對(duì)改革開放以來財(cái)政用于農(nóng)業(yè)支出及其分類支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的系統(tǒng)性實(shí)證研究，本文將采用對(duì)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(duì)這一問題進(jìn)行探究。

二、數(shù)據(jù)說明與變量指標(biāo)檢驗(yàn)

(一)變量指標(biāo)界定與數(shù)據(jù)來源說明

財(cái)政支農(nóng)資金名目繁多，這里主要考察國家財(cái)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(fèi))、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)和農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)。用 G1、G2、G3、G4、G5分別表示財(cái)政用于農(nóng)業(yè)支出、支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科研三項(xiàng)費(fèi)和農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)，農(nóng)村居民總消費(fèi)支出用C1代表。由于財(cái)政用于農(nóng)業(yè)支出的數(shù)據(jù)在2007年后的統(tǒng)計(jì)資料中沒有單獨(dú)列出來，因此本文數(shù)據(jù)時(shí)間界定在1978—2006年。農(nóng)業(yè)支出的數(shù)據(jù)都來自《中國財(cái)政年鑒》(2007)，農(nóng)村居民消費(fèi)支出來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2007)按支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值結(jié)構(gòu)表，為剔除物價(jià)波動(dòng)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(jià)格總指數(shù)，并在此基礎(chǔ)上取對(duì)數(shù)，以降低異方差，從而提高估計(jì)精度。我們分別用 lnC1、lnG1、lnG2、lnG3、lnG4、lnG5表示對(duì)應(yīng)數(shù)據(jù)的對(duì)數(shù)。

(二)指標(biāo)單位根檢驗(yàn)

很多時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，當(dāng)我們對(duì)這些時(shí)間序列變量做回歸模型分析時(shí)，易產(chǎn)生偽回歸，因此在做經(jīng)典回歸模型前需對(duì)各變量指標(biāo)做ADF經(jīng)驗(yàn)。相關(guān)變量指標(biāo)的ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示(本文應(yīng)用的計(jì)量軟件為Eviews6.0)，可以看出，原時(shí)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(yàn)前提，即 LnC1與 LnG1、LnG2、LnG3、LnG4、LnG5都可能存在長期均衡關(guān)系。

表1 變量序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

三、模型估計(jì)與經(jīng)驗(yàn)分析

(一)財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的總體影響

1.經(jīng)典回歸模型的估計(jì)結(jié)果與模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

從現(xiàn)有的理論和文獻(xiàn)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(jìn)而促進(jìn)民間的投資需求和消費(fèi)需求，因此我們這里構(gòu)建了農(nóng)村居民消費(fèi)支出與財(cái)政用于農(nóng)業(yè)支出的對(duì)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(fèi)與財(cái)政用于農(nóng)業(yè)支出的估計(jì)結(jié)果如下所示:

括號(hào)是對(duì)應(yīng)估計(jì)系數(shù)的t值，R2=0.700，d=0.177，F(xiàn)的統(tǒng)計(jì)量約為63.130，對(duì)應(yīng)P值很小。可見估計(jì)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)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(yàn)，說明殘差序列存在自相關(guān)，使得方程估計(jì)量不再是有效的，需要采取補(bǔ)救措施，以解決自相關(guān)的問題。

2.補(bǔ)救措施

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

其中εt滿足經(jīng)典假設(shè)條件，我們估計(jì)原方程為:

如果(3)式在t時(shí)刻成立，則在t－1時(shí)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(xiàng)εt無自相關(guān)。

進(jìn)一步我們將(6)式表示為:

現(xiàn)在我們需要通過估計(jì)方程(7)式來獲得原方程最優(yōu)估計(jì)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(jìn)而得到廣義差分方程(6)式中估計(jì)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(jì)量ρ值，將其代入(6)式進(jìn)行經(jīng)典回歸方程估計(jì)，進(jìn)而獲得β1和β2的最優(yōu)估計(jì)量。殘差自回歸方程估計(jì)結(jié)果如下:

將得到的估計(jì)量ρ=0.778代入方程(6)式，估計(jì)廣義差分方程結(jié)果如下:

R2=0.572，d=1.300，F(xiàn)的統(tǒng)計(jì)量約為34.748，對(duì)應(yīng) 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(duì)于已對(duì)自相關(guān)調(diào)整過的數(shù)據(jù)，再用德賓－沃森表去檢驗(yàn)其序列相關(guān)性就未必合適。這里我們采取非參數(shù)檢驗(yàn)方法游程檢驗(yàn)，觀察方程(8)式的殘差序列得知，N1=16(正的殘差個(gè)數(shù))，N2=12(負(fù)的殘差個(gè)數(shù))，k=14(游程個(gè)數(shù))，查游程檢驗(yàn)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(guān)的假設(shè)。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(jì)結(jié)果如下:

LnC1=6.275+0.337LnG1

估計(jì)結(jié)果的經(jīng)濟(jì)含義是，財(cái)政用于農(nóng)業(yè)支出每增加1%，農(nóng)村居民消費(fèi)將增長0.337%。

(二)財(cái)政農(nóng)業(yè)支出結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民消費(fèi)

利用上面分析的方法，我們繼續(xù)用C1分別對(duì)G2、G3、G4、G5做對(duì)數(shù)回歸，得到的估計(jì)結(jié)果如表2所示。由表2可以看出，支農(nóng)支出、基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用、農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響是遞減的，解釋程度也是下降的。對(duì)廣義差分方程殘差的游程檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，lnG4*與lnG5*的參數(shù)的估計(jì)不再有效，說明農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)、農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)與居民消費(fèi)支出間可能沒有顯著關(guān)系，可能的原因是這兩項(xiàng)投資過小，尤其是和農(nóng)業(yè)發(fā)展相關(guān)度較高的農(nóng)業(yè)科研。對(duì)有效的估計(jì)結(jié)果，我們得出的經(jīng)濟(jì)含義是，支農(nóng)支出每增加1%，農(nóng)村居民消費(fèi)會(huì)增長0.318%;而農(nóng)村基本建設(shè)支出每增加1%，農(nóng)村居民消費(fèi)相應(yīng)增長0177%，低于支農(nóng)支出約0.15個(gè)百分點(diǎn)。

表2 農(nóng)村居民消費(fèi)與財(cái)政農(nóng)業(yè)支出結(jié)構(gòu)的估計(jì)結(jié)果

四、結(jié)論與政策建議

本文的實(shí)證分析顯示:自1978年以來，我國財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有一定拉動(dòng)效應(yīng)?？傮w上平均而言，用于農(nóng)業(yè)的支出每增加1%能帶動(dòng)農(nóng)村居民消費(fèi)支出增加約0.337%。在財(cái)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(shè)支出都對(duì)消費(fèi)有促進(jìn)效應(yīng)，而農(nóng)業(yè)科研三項(xiàng)費(fèi)用和農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)對(duì)消費(fèi)沒有顯著影響。

雖然農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)村消費(fèi)有促進(jìn)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(jié)構(gòu)傾向于非生產(chǎn)性領(lǐng)域。自“一五”計(jì)劃實(shí)施以來，國家財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的支出一直保持著上升的趨勢(shì)，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(cái)政支出的比重走勢(shì)圖看，表現(xiàn)出階段性的不穩(wěn)定性(見圖1所示)。1953—1964年，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入比重一直保持著強(qiáng)勁的上升勢(shì)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(shì)，到1986年后才轉(zhuǎn)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?cái)政用于農(nóng)業(yè)支出的比重具有很強(qiáng)的波動(dòng)性，凸顯農(nóng)業(yè)投入增長長效機(jī)制的缺失。

圖1 財(cái)政農(nóng)業(yè)投入比重變化趨勢(shì)圖(1953—2005年)

在農(nóng)業(yè)投入結(jié)構(gòu)中，與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)直接相關(guān)的一個(gè)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(xiàng)農(nóng)業(yè)事業(yè)費(fèi)支出)。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，1978年以來，財(cái)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(xiàng)農(nóng)業(yè)事業(yè)費(fèi)支出增長過快。近年來，中央財(cái)政和地方財(cái)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(shì)，尤其是地方財(cái)政這一比重下滑迅速。也有類似觀點(diǎn)認(rèn)同，在這一項(xiàng)比重過大的支出中，絕大多數(shù)是行政事業(yè)費(fèi)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(shè)大多用于大江大河的治理，而和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)直接相關(guān)小型農(nóng)田水利建設(shè)投資薄弱。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出占農(nóng)業(yè)支出的比重呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，基本維持20%%左右的水平，農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出中還有很大一部分用于治理大江大河等水利建設(shè)投資，水利基本建設(shè)投資占農(nóng)業(yè)基本建設(shè)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(shè)投資中，用于水利和生態(tài)等大型工程項(xiàng)目的投資多，用于改善農(nóng)村生產(chǎn)生活條件、促進(jìn)農(nóng)民增收的中小型公益項(xiàng)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(guān)的小型水利設(shè)施投資少，比如田間溝渠、排水灌溉和鄉(xiāng)村小道等，這些設(shè)施大多年久失修，基本上是在“人民公社”時(shí)期建造的。

對(duì)此，筆者認(rèn)為，為了有效拉動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)，應(yīng)繼續(xù)加大財(cái)政用于農(nóng)業(yè)支出力度，建立同財(cái)政收入增長同步的穩(wěn)定農(nóng)業(yè)投入的長效機(jī)制;在支出結(jié)構(gòu)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(shè)，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(shí)，我們不應(yīng)忽視農(nóng)業(yè)科研作用，從長期來看，農(nóng)業(yè)科研水平關(guān)乎農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高，對(duì)于經(jīng)歷著人口爆炸性增長，又面臨嚴(yán)厲的自然資源稟賦約束的廣大發(fā)展中國家尤為重要。

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

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