(西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院　重慶　400000)

一、引言

三農(nóng)問(wèn)題是關(guān)系國(guó)計(jì)民生的根本性問(wèn)題。十九大報(bào)告指出，要全面實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。促進(jìn)鄉(xiāng)村振興，首先就是要擴(kuò)大農(nóng)村內(nèi)需，尤其是帶動(dòng)農(nóng)村居民消費(fèi)的增長(zhǎng)，從而帶動(dòng)整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。消費(fèi)作為生產(chǎn)活動(dòng)的最終目的，居民消費(fèi)水平的提高是保障經(jīng)濟(jì)持續(xù)、穩(wěn)定增長(zhǎng)的重要手段。我國(guó)是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國(guó)，農(nóng)村人口占我國(guó)總?cè)丝诘谋戎剌^大，農(nóng)民消費(fèi)水平的提高將直接拉動(dòng)我國(guó)整體消費(fèi)水平的提高。

現(xiàn)階段，我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)嚴(yán)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(huì)保障體系不完善和農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境惡劣等。財(cái)政支農(nóng)支出政策作為財(cái)政政策的一部分，應(yīng)該在促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)、擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)需求、完善農(nóng)村社會(huì)保障體系、優(yōu)化農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境等方面有所作為。因此，研究財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，不僅有利于檢驗(yàn)財(cái)政支農(nóng)資金的使用效果，為財(cái)政支農(nóng)政策的制定、調(diào)整提供現(xiàn)實(shí)支撐，而且有利于為國(guó)家充分利用財(cái)政支農(nóng)的杠桿作用撬動(dòng)農(nóng)村居民消費(fèi)提供有效的政策建議。

對(duì)于財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)居民消費(fèi)的影響，西方國(guó)家針對(duì)此項(xiàng)的研究早于我國(guó)。Bailey(1971)最早將財(cái)政支出與居民消費(fèi)聯(lián)系起來(lái)，他通過(guò)對(duì)財(cái)政支出與消費(fèi)者決策的研究分析，發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)具有明顯的擠出效應(yīng)。此后，Barro(1990)在Bailey的研究基礎(chǔ)上對(duì)模型進(jìn)行擴(kuò)展，建立了在一般均衡基礎(chǔ)上的宏觀經(jīng)濟(jì)模型，并據(jù)此分別從短期和長(zhǎng)期研究了財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)的影響。他認(rèn)為在短期范圍內(nèi)，財(cái)政支出的增加會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)的增長(zhǎng)，但從長(zhǎng)期看來(lái)，財(cái)政支出的增加則會(huì)抑制居民消費(fèi)的增長(zhǎng)。此外，Komendi(1983)利用美國(guó)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)同時(shí)借助長(zhǎng)期收入決定模型進(jìn)行了深入分析，發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出對(duì)于居民消費(fèi)的擠出系數(shù)達(dá)到了0.2，擠出效應(yīng)非常明顯。

而關(guān)于財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)的具體影響在國(guó)內(nèi)同樣受到了重視。從居民消費(fèi)總體層面上來(lái)看，國(guó)內(nèi)大部分學(xué)者認(rèn)為我國(guó)財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)具有積極影響。陳翔(2003)采用1980-2001年我國(guó)財(cái)政支出及居民消費(fèi)總量數(shù)據(jù)進(jìn)行研究分析后，我國(guó)政府的財(cái)政支出和居民消費(fèi)從整體上看是互補(bǔ)關(guān)系，財(cái)政支出的增加對(duì)居民消費(fèi)具有擠入效應(yīng)。劉宛晨、袁闖(2006)通過(guò)我國(guó)1978-2004年數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，得出總體上財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)存在明顯的擠入效應(yīng)的結(jié)論。張攀峰(2012)采用1978-2006年數(shù)據(jù)，運(yùn)用廣義最小二乘法對(duì)該問(wèn)題進(jìn)行研究的結(jié)果表明，我國(guó)財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有一定的擠入效應(yīng)，且在財(cái)政支出的具體項(xiàng)目中，支農(nóng)支出及農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的擠入效應(yīng)要大于農(nóng)業(yè)科研及農(nóng)業(yè)救濟(jì)費(fèi)用支出所帶來(lái)的效應(yīng)。但當(dāng)分別從短期影響、長(zhǎng)期影響兩個(gè)角度進(jìn)行財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響效果分析時(shí)，不同的學(xué)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(jìn)行分析,發(fā)現(xiàn)在長(zhǎng)期范圍內(nèi)財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有擠出效應(yīng)，但從短期來(lái)看，財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有擠入效應(yīng)。王曉潤(rùn)、尹宗成和孫鑫(2011)通過(guò)對(duì)1978-2009年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出了不同結(jié)論，認(rèn)為在短期內(nèi)財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有擠出效應(yīng)，而在長(zhǎng)期的效果恰好相反。羅志紅、朱青(2012)通過(guò)對(duì)1980-2010年數(shù)據(jù)分析，認(rèn)為優(yōu)化我國(guó)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，可以實(shí)現(xiàn)消費(fèi)公平。

綜合國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究結(jié)果，雖然國(guó)外學(xué)者對(duì)于財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)影響的研究較早，但其得出的結(jié)論各不相同，而且針對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的研究相對(duì)較少;國(guó)內(nèi)研究方面，當(dāng)前我國(guó)學(xué)者對(duì)于財(cái)政支出與居民消費(fèi)以及更具針對(duì)性的財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)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(duì)于不同時(shí)期財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響并未得出一致結(jié)論。據(jù)此，本文擬在通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型分別從長(zhǎng)期、短期兩個(gè)方面對(duì)我國(guó)1985-2015年財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響進(jìn)行實(shí)證分析檢驗(yàn)，以此得到能充分反映兩者之間關(guān)系的結(jié)果。

二、實(shí)證研究

(一)變量說(shuō)明及數(shù)據(jù)來(lái)源

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

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(biāo)。農(nóng)村居民家庭人均純收人指農(nóng)村居民當(dāng)年從各個(gè)來(lái)源得到的總收人中相應(yīng)地扣除所發(fā)生的各項(xiàng)費(fèi)用后所持有的收人；政府財(cái)政支農(nóng)支出G；

數(shù)據(jù)來(lái)源：本文選取1985-2015年我國(guó)財(cái)政支農(nóng)支出和農(nóng)村居民消費(fèi)相關(guān)數(shù)據(jù)。為了消除價(jià)格波動(dòng)因素的影響，本文以1985年為基期按照農(nóng)村商品零售價(jià)格指數(shù)對(duì)人均財(cái)政支出數(shù)據(jù)進(jìn)行了調(diào)整，并以1985年為基期按照農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出和農(nóng)村居民家庭人均純收人所有數(shù)據(jù)進(jìn)行了平減處理。

(二)計(jì)量方法說(shuō)明

本文采用1985-2015年時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析，在對(duì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象進(jìn)行時(shí)間序列分析時(shí)，一般要求所用的時(shí)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(yàn)法，檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，對(duì)于非平穩(wěn)的變量進(jìn)行處理使之成為平穩(wěn)時(shí)間序列。如果變量是同階單整的非平穩(wěn)時(shí)間序列，則可以對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以確定政府財(cái)政支農(nóng)支出和居民消費(fèi)支出的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。為了避免產(chǎn)生偽回歸，傳統(tǒng)的處理問(wèn)題的方法總是先對(duì)這些變量進(jìn)行差分，然后對(duì)差分序列進(jìn)行回歸，這樣做可能會(huì)導(dǎo)致所研究變量間長(zhǎng)期關(guān)系信息的損失，而這些信息對(duì)分析問(wèn)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(yùn)用本文用Engle & Granger兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，并得出相應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，在此基礎(chǔ)上，找出變量間長(zhǎng)期均衡關(guān)系的短期調(diào)整機(jī)制，即運(yùn)用誤差修正模型分析財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)居民消費(fèi)的短期效應(yīng)。(注：所有數(shù)據(jù)均為年度人均指標(biāo)；由于經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)處理后的數(shù)據(jù)不會(huì)改變變量間的關(guān)系，而且還能有效消除時(shí)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(duì)所有的數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。)

(三)實(shí)證分析

1.單位根檢驗(yàn)

因?yàn)樨?cái)政支農(nóng)支出和農(nóng)村居民消費(fèi)都是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，如果直接采取最小二乘法進(jìn)行回歸，可能會(huì)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(wèn)題，本文利用ADF檢驗(yàn)方法事先對(duì)上述1985-2015年農(nóng)村居民人均消費(fèi)、人均財(cái)政支農(nóng)支出以及農(nóng)村居民人均純收入對(duì)數(shù)序列LNC、LNG、LNI進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

表1　序列的單位根檢驗(yàn)

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(yàn)式中是否包含截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，1表示包含，0表示不包含，K表示ADF檢驗(yàn)式中解釋變量滯后項(xiàng)的滯后階數(shù)，滯后階數(shù)按照AIC信息準(zhǔn)則自動(dòng)選取。

從表一的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，上述三個(gè)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(jìn)一步對(duì)上述三個(gè)序列的一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)則表明上述三個(gè)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(gè)序列的一階差分是平穩(wěn)的。

2.人均財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)村人均消費(fèi)的協(xié)整檢驗(yàn)

經(jīng)上述單位根檢驗(yàn)可知，財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的總量模型中各變量均為一階單整，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)各變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，如果存在，同時(shí)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(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，

先利用ADF對(duì)殘差e進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，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(gè)公式殘差均平穩(wěn)，因此可以斷定人均財(cái)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(fèi)之間均存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

表2　殘差的單位根檢驗(yàn)

注：(C,T,K〕中C和T分別表示AI1F檢驗(yàn)式中是否包含截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，1表示包含，0表示不包含，K表示ADF檢驗(yàn)式中解釋變量的滯后階數(shù)，滯后階數(shù)按照AIC信息準(zhǔn)則自動(dòng)迭取。

在上面檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，通過(guò)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(jì)結(jié)果可以看出，在長(zhǎng)期，若人均財(cái)政支農(nóng)支出增加1 %，則農(nóng)村人均消費(fèi)增加0.028 %，表明在長(zhǎng)期范圍內(nèi)，財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有微弱的擠入效應(yīng)。因此，當(dāng)前財(cái)政政策對(duì)緩解國(guó)際金融危機(jī)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)特別是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)帶來(lái)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(jìn)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(yàn)結(jié)果來(lái)看，在長(zhǎng)期范圍內(nèi)，我國(guó)人均財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村人均居民消費(fèi)具有擠入效應(yīng)，但擠入效應(yīng)極其微弱，其長(zhǎng)期彈性系數(shù)僅為0.028。即從長(zhǎng)期來(lái)看，若人均財(cái)政支農(nóng)支出增加1%，農(nóng)村人均居民消費(fèi)只會(huì)增加0.028%。在短期范圍內(nèi)，人均財(cái)政支出與人均消費(fèi)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(fèi)的最直接因素。提高農(nóng)民收入是為進(jìn)一步促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)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(cái)政支農(nóng)支出增加，將直接促進(jìn)農(nóng)村居民收入的增加。因此，在農(nóng)村居民處于弱勢(shì)地位的今天，政府增加財(cái)政支農(nóng)力度、優(yōu)化財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)對(duì)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(yīng)加大財(cái)政支農(nóng)力度。穩(wěn)步提高財(cái)政支農(nóng)支出占國(guó)家財(cái)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(yùn)用轉(zhuǎn)移支付手段，進(jìn)一步提高財(cái)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(cái)政支農(nóng)支出結(jié)構(gòu)。將財(cái)政支農(nóng)支出重點(diǎn)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(dòng)力;加大農(nóng)業(yè)科技投入，保證農(nóng)業(yè)高效發(fā)展，促進(jìn)農(nóng)村居民收入水平的提高;完善農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼制度，加大重大項(xiàng)目補(bǔ)貼力度，增加保障農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及農(nóng)民收入的補(bǔ)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(cái)政手段，積極協(xié)調(diào)促進(jìn)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(jī)會(huì)，增加農(nóng)產(chǎn)品附加值，促進(jìn)農(nóng)村居民收入的提高。