財政農業支出對農村居民消費影響的經驗分析

張攀峰

(中南財經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，美國次貸危機引發的出口產品受阻，我國長期出口導向型的經濟結構面臨著嚴峻的挑戰。為了刺激內需，國家啟動了四萬億元投資計劃。對農村而言，一方面加大“三農”支持力度，另一方面激活農村消費市場，通過家電下鄉，摩托車和汽車下鄉等惠民政策拉動農村民居消費。中國經濟持續增長關鍵在于拉動內需，而內需的重要市場在農村。根據凱恩斯的消費理論，收入是影響消費的一個重要因素。因此，要提高農村居民的消費熱情，必須提高農民的收入或賺錢的能力。增加農民收入的一個重要途徑是加大財政用于農業支出力度，通過農業生產性的投資和補貼支持等措施，改善農業經營條件，降低農民務農成本，進而提高人均農業收入。基于此，本文將探討財政農業支出和農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品和服務的價值相當于ν單位私人消費，根據這種假說，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c*=c+νg引入政府支出的產出效應模型，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 ν進行了估計，如Kormendi和Aschauer對美國數據進行估計[4－5]，Ahmed 對英國數據進行分析，Ho 對OECD24個工業國家面板數據進行協整分析[6]，他們的經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通過多國數據經驗研究發現，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，還發現這種互補關系的強度與政府規模負相關[7]。以上研究基于不同方法和數據來源，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，但最近的多數經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現，公共支出的增加導致私人消費顯著和持續的增長。Hafedh和Nooman利用了一個簡單真實經濟周期模型對美國數據進行估計，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，學者對政府支出如何影響居民消費也做了大量研究工作，這些研究側重于經驗分析。多數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效應，如李樹培和魏下海利用時變參數(TVP)模型，研究了財政支出對民間需求的動態影響，總體上財政支出對民間需求存在著擠入效應，且引致彈性系數表現出先遞減后遞增的倒V型的變化軌跡[9]。李曉嘉利用狀態空間模型分析了財政支農支出對農村居民消費的動態效應，結論表明財政支農支出對農民消費的擠入作用表現出逐漸增強的趨勢[10]。以上研究是基于對時間序列數據分析，也有研究注重面板數據分析，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據進行分析，研究表明公共支出對農民消費支出的影響，在東部地區較為明顯，而中西部地區不顯著;支援農業生產支出和農林水利氣象等部門的事業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:投入性財政支農支出對農村居民有顯著的正向影響，收入的增加有利于農村居民消費水平提高，補貼性支出、支援不發達地區支出對農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，地方政府財政支農支出對農村居民消費具有顯著的促進作用，而轉移性支出與農村居民消費沒有表現出明顯的相關性，農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，構建中國三部門經濟周期模型(RBC)，實證結果顯示政府支出對居民消費產生擠出效應[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生擠出效應，中國財政政策與私人部門的消費決策呈現出互補關系[15]。

以上研究都表明政府支出(財政支出)對居民的消費產生影響，可能是促進效用或擠出效應，但最近多數研究支持政府支出對消費的促進作用。從現有文獻看，還未發現利用廣義最小二乘估計法對改革開放以來財政用于農業支出及其分類支出對農村居民消費影響的系統性實證研究，本文將采用對數回歸模型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、數據說明與變量指標檢驗

(一)變量指標界定與數據來源說明

財政支農資金名目繁多，這里主要考察國家財政用于農業支出，其包括支農支出(或支援農村生產支出和農林水利氣象等部門的事業費)、農業基本建設支出、農業科技三項費和農村救濟費。用 G1、G2、G3、G4、G5分別表示財政用于農業支出、支農支出、農業基本建設支出、農業科研三項費和農村救濟費，農村居民總消費支出用C1代表。由于財政用于農業支出的數據在2007年后的統計資料中沒有單獨列出來，因此本文數據時間界定在1978—2006年。農業支出的數據都來自《中國財政年鑒》(2007)，農村居民消費支出來自《中國統計年鑒》(2007)按支出法國內生產總值結構表，為剔除物價波動性影響，本文所有數據都除以以1978年為基期的商品零售價格總指數，并在此基礎上取對數，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表示對應數據的對數。

(二)指標單位根檢驗

很多時間序列是非平穩的，當我們對這些時間序列變量做回歸模型分析時，易產生偽回歸，因此在做經典回歸模型前需對各變量指標做ADF經驗。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的，但經一階差分后均變為平穩，且都為一階單整序列，滿足協整檢驗前提，即 LnC1與 LnG1、LnG2、LnG3、LnG4、LnG5都可能存在長期均衡關系。

表1 變量序列平穩性檢驗

三、模型估計與經驗分析

(一)財政農業支出對農村居民消費的總體影響

1.經典回歸模型的估計結果與模型穩定性檢驗

從現有的理論和文獻資料，我們得知政府支出增加能夠以乘數方式影響居民收入，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村居民消費支出與財政用于農業支出的對數回歸模型。通過經典的OLS線性回歸，得出農村居民消費與財政用于農業支出的估計結果如下所示:

括號是對應估計系數的t值，R2=0.700，d=0.177，F的統計量約為63.130，對應P值很小。可見估計系數在統計上顯著不為零，且方程擬合優度較高，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:

現在我們需要通過估計方程(7)式來獲得原方程最優估計量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。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)式進行經典回歸方程估計，進而獲得β1和β2的最優估計量。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的統計量約為34.748，對應 P值為0.000，自變量顯著不為零，方程擬合優度較高，且整體上顯著。對于已對自相關調整過的數據，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)，N2=12(負的殘差個數)，k=14(游程個數)，查游程檢驗表知在0.05顯著水平的游程臨界值是12和16，根據決策規則，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，則調整后的原方程最優估計結果如下:

LnC1=6.275+0.337LnG1

估計結果的經濟含義是，財政用于農業支出每增加1%，農村居民消費將增長0.337%。

(二)財政農業支出結構與農村居民消費

利用上面分析的方法，我們繼續用C1分別對G2、G3、G4、G5做對數回歸，得到的估計結果如表2所示。由表2可以看出，支農支出、基本建設支出、農業科技三項費用、農村救濟費對農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現，lnG4*與lnG5*的參數的估計不再有效，說明農業科技三項費、農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，尤其是和農業發展相關度較高的農業科研。對有效的估計結果，我們得出的經濟含義是，支農支出每增加1%，農村居民消費會增長0.318%;而農村基本建設支出每增加1%，農村居民消費相應增長0177%，低于支農支出約0.15個百分點。

表2 農村居民消費與財政農業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，我國財政用于農業的支出對農村居民消費具有一定拉動效應。總體上平均而言，用于農業的支出每增加1%能帶動農村居民消費支出增加約0.337%。在財政用于農業支出的分類分析中，我們還發現支農支出、農業基本建設支出都對消費有促進效應，而農業科研三項費用和農村救濟費對消費沒有顯著影響。

雖然農業支出對農村消費有促進作用，但我國農業投入比重長期趨于不穩定性，投入結構傾向于非生產性領域。自“一五”計劃實施以來，國家財政用于農業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。但從農業支出占財政支出的比重走勢圖看，表現出階段性的不穩定性(見圖1所示)。1953—1964年，財政農業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。可見，國家財政用于農業支出的比重具有很強的波動性，凸顯農業投入增長長效機制的缺失。

圖1 財政農業投入比重變化趨勢圖(1953—2005年)

在農業投入結構中，與農業生產直接相關的一個重要部分是支農支出(也稱支援農村生產支出和各項農業事業費支出)。統計數據顯示，1978年以來，財政用于農業支出中，支農支出比重基本維持70%左右的水平。然而在這一比重較大的支出中，支援農村生產支出少，各項農業事業費支出增長過快。近年來，中央財政和地方財政支農支出中用于農業生產性的投入呈現下降趨勢，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，絕大多數是行政事業費的增長，而支援農業生產的支出比重較小[16]。

同樣，農業基本建設大多用于大江大河的治理，而和農業生產直接相關小型農田水利建設投資薄弱。統計數據表明，農業基本建設支出占農業支出的比重呈現出下降的趨勢，基本維持20%%左右的水平，農業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業基本建設支出的比重一直占到70%左右。也有研究表明，在農業基本建設投資中，用于水利和生態等大型工程項目的投資多，用于改善農村生產生活條件、促進農民增收的中小型公益項目投資少[16]。根據我們下鄉訪村的調查發現，農民急需的與農業生產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，為了有效拉動農村消費市場，應繼續加大財政用于農業支出力度，建立同財政收入增長同步的穩定農業投入的長效機制;在支出結構上，要偏向農業生產性投資，尤其是農民急需的小型農田水利投資建設，以改善農業生產條件;要保證農民持續增收能力，同時，我們不應忽視農業科研作用，從長期來看，農業科研水平關乎農業生產效率的提高，對于經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展中國家尤為重要。

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