楊世柳 溫 濤

(西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 重慶 400716)

我國(guó)財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的實(shí)證研究*

楊世柳 溫 濤

(西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 重慶 400716)

本文依據(jù)杜森貝利的相對(duì)收入消費(fèi)理論,通過(guò)1978-2008年的實(shí)際數(shù)據(jù),對(duì)我國(guó)財(cái)政支農(nóng)投入與農(nóng)村居民消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明:從長(zhǎng)期來(lái)看,農(nóng)村居民純收入和消費(fèi)剛性對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)具有正效應(yīng),而財(cái)政支農(nóng)投入對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)影響并不顯著。從短期來(lái)看,財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)村居民純收入和消費(fèi)剛性對(duì)于農(nóng)村居民均具有“擠入效應(yīng)”。但是財(cái)政支農(nóng)支出的影響系數(shù)顯著小于收入的系數(shù),這說(shuō)明從短期來(lái)看財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)村消費(fèi)的拉動(dòng)作用有待于進(jìn)一步提升。在此基礎(chǔ)上,文章就財(cái)政支農(nóng)投入促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)提出了簡(jiǎn)要的政策建議。

財(cái)政支農(nóng)投入;農(nóng)村居民消費(fèi);相對(duì)收入理論;消費(fèi)剛性

一、引言

2010年的中央“一號(hào)”文件[1](《中共中央、國(guó)務(wù)院關(guān)于加大統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展力度,進(jìn)一步夯實(shí)農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展基礎(chǔ)的若干意見(jiàn)》)已經(jīng)連續(xù)七年鎖定“三農(nóng)”,再一次強(qiáng)調(diào)了加快改善農(nóng)村民生的重要性。而且在2009年的中央“一號(hào)”文件中還指出擴(kuò)大國(guó)內(nèi)需求,最大潛力在于農(nóng)村。由于受全球金融危機(jī)的影響,拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車(chē)”之一的出口已經(jīng)受到國(guó)際市場(chǎng)的嚴(yán)重影響。2010年第一季度的數(shù)據(jù)顯示,一季度最終消費(fèi)對(duì)于G DP的增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率為52%,拉動(dòng)G DP增長(zhǎng)6.2個(gè)百分點(diǎn),可以看出消費(fèi)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著至關(guān)重要的作用,但其貢獻(xiàn)率仍遠(yuǎn)低于世界平均水平,可見(jiàn),我國(guó)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)還有較大提升空間。我國(guó)是一個(gè)典型的“二元”制度經(jīng)濟(jì)國(guó)家,農(nóng)村人口為7.4億,占總?cè)丝诘?6.1%,因此提高農(nóng)村居民消費(fèi)水平、拓展農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng),對(duì)經(jīng)濟(jì)健康平穩(wěn)發(fā)展具有重大意義。而近年來(lái),國(guó)家為了建設(shè)社會(huì)主義新農(nóng)村、提高農(nóng)民的生活水平和促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展已經(jīng)連續(xù)投入了大量的財(cái)政支出,而且對(duì)于財(cái)政支農(nóng)這一措施,國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)此存在著分歧,有的學(xué)者認(rèn)為財(cái)政支農(nóng)對(duì)于促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展沒(méi)有產(chǎn)生多大的影響,所以不應(yīng)該再繼續(xù)加大對(duì)于農(nóng)業(yè)的支出,而有的學(xué)者卻持相反的觀點(diǎn)?；谝陨显?研究我國(guó)財(cái)政支農(nóng)對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)影響的問(wèn)題就顯得格外重要了。

二、文獻(xiàn)綜述

目前,關(guān)于政府財(cái)政支出與居民消費(fèi)之間關(guān)系的話(huà)題已經(jīng)成為一個(gè)倍受學(xué)術(shù)界關(guān)注的話(huà)題,而且迄今為止,國(guó)內(nèi)外對(duì)于兩者最終關(guān)系的研究也已得出了不同的結(jié)論。西方學(xué)者運(yùn)用不同的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)和理論假設(shè),通過(guò)檢驗(yàn)得出兩種不同的觀點(diǎn):(1)政府支出對(duì)私人消費(fèi)存在擠出效應(yīng)。K omendi(1983)、[2]Ahmend(1986)、[3]Tsung-Wu Ho(2001)[4]等人運(yùn)用不同國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)資料檢驗(yàn)得出存在擠出效應(yīng)。(2)政府支出對(duì)私人消費(fèi)存在擠入效應(yīng)?？ɡ?Karras,1994)[5]通過(guò)對(duì)世界上30個(gè)國(guó)家的跨國(guó)分析、Schclarek(2007)[6]利用21個(gè)工業(yè)化國(guó)家和19個(gè)發(fā)展中國(guó)家數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果都對(duì)這一論點(diǎn)提供了強(qiáng)有力的證據(jù)。國(guó)內(nèi)學(xué)者通過(guò)借鑒國(guó)外理論并運(yùn)用中國(guó)不同時(shí)期的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)也對(duì)此進(jìn)行了深入研究。胡書(shū)東(2002)[7]通過(guò)理論分析和經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)認(rèn)為,政府支出變動(dòng)與居民消費(fèi)呈正相關(guān)關(guān)系,政府支出對(duì)民間消費(fèi)具有“擠入效應(yīng)”。張書(shū)云(2008)[8]利用1978—2005年的相關(guān)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn):政府支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)在短期均呈現(xiàn)擠入效應(yīng),在長(zhǎng)期則為擠出效應(yīng)。王文平(2009)[9]通過(guò)對(duì)1983—2007年我國(guó)農(nóng)村財(cái)政支出與農(nóng)村居民消費(fèi)之間關(guān)系的研究發(fā)現(xiàn):在短期內(nèi)農(nóng)村財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有“擠入效應(yīng)”,但在長(zhǎng)期中農(nóng)村財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有“擠出效應(yīng)”。朱建軍等(2009)[10]通過(guò)運(yùn)用面板模型分析得出,地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有顯著的正向影響也就是說(shuō),地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有“擠入效應(yīng)”。儲(chǔ)德銀等(2009)[11]認(rèn)為財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)具有擠入效應(yīng),即財(cái)政支出增加的同時(shí),居民消費(fèi)水平也相應(yīng)提高。張峁等(2010)[12]從宏觀和動(dòng)態(tài)的角度,通過(guò)動(dòng)態(tài)分析得出:基本建設(shè)支出和生產(chǎn)性支出對(duì)居民消費(fèi)具有“擠出效應(yīng)”,而科技項(xiàng)目支出對(duì)居民消費(fèi)先產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”,隨后又促進(jìn)居民消費(fèi)。由于對(duì)于財(cái)政支農(nóng)績(jī)效的研究大多數(shù)學(xué)者都只是研究?jī)烧咧g的關(guān)系,而農(nóng)村居民的收入也能夠在某些程度上體現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)績(jī)效。故本文將考察三者之間的關(guān)系,以更確切的體現(xiàn)出財(cái)政支農(nóng)的績(jī)效。本文將利用1978—2008年我國(guó)財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)村居民純收入和農(nóng)村居民消費(fèi)的數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)問(wèn)題進(jìn)行實(shí)證研究,從而為財(cái)政支農(nóng)績(jī)效評(píng)價(jià)提供理論和實(shí)證支持。

三、模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

(一)計(jì)量模型

相對(duì)收入消費(fèi)理論是由美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家杜森貝利創(chuàng)立的,這一理論的基本觀點(diǎn)是:長(zhǎng)期內(nèi),消費(fèi)與收入保持較為固定的比率,故而長(zhǎng)期消費(fèi)曲線(xiàn)是從原點(diǎn)出發(fā)的直線(xiàn);短期內(nèi),消費(fèi)隨收入的增加而增加,但難以隨收入的減少而減少,故短期消費(fèi)曲線(xiàn)是具有正截距的曲線(xiàn)。理論的核心在于消費(fèi)者的消費(fèi)容易隨收入的增加而增加,但不易隨收入的減少而減少,也就是所謂的消費(fèi)量“上去容易下來(lái)難”的“棘輪效應(yīng)”(ratchet effect);消費(fèi)者的消費(fèi)受到周?chē)藗兿M(fèi)水平的影響,特別是低收入者因攀比心理、提高社會(huì)相對(duì)低位的愿望等因素而使自身的消費(fèi)處于和收入不相稱(chēng)的較高水平,在社會(huì)收入增多的情況下自然就提高了短期消費(fèi)水平,也就是“示范效應(yīng)”?！笆痉缎?yīng)”反映農(nóng)村居民的“攀附行為”;消費(fèi)的“不可逆性”也稱(chēng)為“棘輪效應(yīng)”,反映消費(fèi)者的實(shí)際生活水平不能低于過(guò)去的最高水平,具有明顯的“剛性”特征。構(gòu)建杜氏相對(duì)收入建設(shè)消費(fèi)模型如下:

其中,(1)式中Ct和Yt分別表示消費(fèi)者的現(xiàn)期消費(fèi)和現(xiàn)期收人,Y0表示消費(fèi)者前期曾達(dá)到的最高收入水平(總的來(lái)講,收人是不斷上升的,所以我們近似認(rèn)為①式中的Y0=Yt-1),此式主要用于測(cè)試消費(fèi)不可逆定理的適用性。(2)式中Ci和Yi為不同消費(fèi)者(單位或按收人、地域劃分的群體)的消費(fèi)和收入,n為消費(fèi)者單位或群體的數(shù)目;兩式主要用于測(cè)驗(yàn)消費(fèi)示范效應(yīng)和消費(fèi)者的攀附行為。

對(duì)方程(1)兩邊同時(shí)乘以Yt的方程(3):

為了避免Yt、Yt-1之間由于高度相關(guān)所引起的多重共線(xiàn)性,將Yt以來(lái)代替兩者之間的差。而且由于滯后一期的收入變量是不顯著的,故將其剔除。由于消費(fèi)“剛性”的存在,將以以下方程來(lái)表示:

中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議提出,改善人民生活的發(fā)展才是真正的發(fā)展,要把改善民生、發(fā)展社會(huì)事業(yè)作為擴(kuò)大內(nèi)需、調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的重點(diǎn),堅(jiān)定不移加以推進(jìn)。具體而言,就是要加大財(cái)政政策對(duì)民生領(lǐng)域和社會(huì)事業(yè)的支持保障力度,繼續(xù)增加對(duì)“三農(nóng)”、科技、教育、衛(wèi)生、社保和保障性住房等民生領(lǐng)域的投入。所以,在本研究中將引入財(cái)政支農(nóng)這一變量來(lái)分析其近年來(lái)的投入績(jī)效。為了同時(shí)驗(yàn)證本期收入、本期財(cái)政支出及前期消費(fèi)對(duì)現(xiàn)期消費(fèi)的影響程度,將以方程(1)為基礎(chǔ)構(gòu)建以本期消費(fèi)xft為被解釋變量,以sr、czzct、xft-1為解釋變量的表達(dá)式,構(gòu)建如下方程作為回歸模型:

(二)數(shù)據(jù)說(shuō)明

本研究涉及的變量和數(shù)據(jù)資料主要包括農(nóng)村居民純收入、農(nóng)村居民消費(fèi)水平和財(cái)政支農(nóng)投入三個(gè)方面。對(duì)于農(nóng)村居民純收入的資料,選擇了中國(guó)1978—2008年農(nóng)村居民人均純收入的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析研究;對(duì)于農(nóng)民消費(fèi)水平的資料,選擇了中國(guó)1978—2008年農(nóng)村居民人均生活消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析研究;而對(duì)于財(cái)政對(duì)農(nóng)村的投入的資料,選擇了中國(guó)1978—2008年我國(guó)財(cái)政支農(nóng)支出的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析研究。圖1中分別顯示了1978—2008年農(nóng)村居民人均純收入的走勢(shì)、農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的走勢(shì)和財(cái)政對(duì)于農(nóng)業(yè)支出的走勢(shì)。樣本數(shù)據(jù)直接來(lái)源于各年度的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》[13]和《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》[14]。

圖1 對(duì)應(yīng)數(shù)據(jù)序列圖

從圖1中,可以看出,1978—2008年農(nóng)村居民人均消費(fèi)水平和農(nóng)村居民人均純收入在1994年之前增長(zhǎng)比較緩慢,在1994年之后就增長(zhǎng)較為迅速;兩者之間的差距在1990年前后發(fā)生了較大的變化。但是人均消費(fèi)水平的增長(zhǎng)速度明顯低于農(nóng)村人均純收入的增長(zhǎng)速度,因?yàn)殡S著農(nóng)民收入的提高,消費(fèi)支出的比重逐漸變小,說(shuō)明農(nóng)民的生活水平在逐步提高。究其原因,是因?yàn)?0世紀(jì)90年代前的中國(guó)仍然處于賣(mài)方市場(chǎng),雖然居民收入水平增幅較大,但商品供給有限,而且當(dāng)時(shí)的儲(chǔ)蓄利率較高,因而居民收入更加傾向于儲(chǔ)蓄增值而不是立即消費(fèi)。1994年我國(guó)開(kāi)始了全面的體制改革和制度創(chuàng)新,隨著國(guó)有企業(yè)體制改革的推進(jìn)和大量非國(guó)有企業(yè)的興起并日益壯大,國(guó)內(nèi)商品市場(chǎng)日益繁榮,商品品種更加豐富,居民收入用于消費(fèi)的部分增加。我國(guó)在1994年1月1日開(kāi)始全面實(shí)施新稅制,之后又進(jìn)行了一系列的重大改革,故我國(guó)財(cái)政支農(nóng)投入在1994年之后增長(zhǎng)率得到明顯提高。2004年的峰值是因?yàn)樵谵r(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)乏力和非典爆發(fā)的情況下,國(guó)家加大了支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)村救濟(jì)和公共衛(wèi)生建設(shè)支出。自2005年開(kāi)始,國(guó)家在提出建設(shè)社會(huì)主義新農(nóng)村的背景下加大了財(cái)政支農(nóng)各項(xiàng)支出。

(三)實(shí)證分析方法

本研究采用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù),主要是為了避免模型出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。首先將利用Dickey和Fuller(1981)提出的考慮殘差項(xiàng)序列相關(guān)的ADF單位根檢驗(yàn)法,以檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性,而對(duì)于非平穩(wěn)性的變量將進(jìn)行差分處理使之轉(zhuǎn)變?yōu)槠椒€(wěn)序列。如果變量是單整的,那么將進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)(Cointegration Test)以確定農(nóng)民收入增長(zhǎng)和國(guó)家財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期關(guān)系。本文將采用Engle和Granger提出的基于殘差的協(xié)整檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。得出協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果以后,如果變量間存在協(xié)整關(guān)系,將建立誤差修正模型(ECM)進(jìn)行短期因果關(guān)系分析;如果變量間不存在協(xié)整關(guān)系,將利用變量的差分進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法(Granger Causality Test)以展開(kāi)對(duì)這些變量之間關(guān)系的進(jìn)一步分析。

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

(一)單位根檢驗(yàn)

本研究利用Eviews軟件,對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn),以確定變量的平穩(wěn)性。首先對(duì)農(nóng)村居民人均純收入取對(duì)數(shù),用lnsr表示。對(duì)于農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出取對(duì)數(shù),用lnxf表示。對(duì)于財(cái)政對(duì)于農(nóng)業(yè)的支出取對(duì)數(shù),用lnczzc表示。通過(guò)ADF檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)lnsr、lnxf和lnczzc均為非平穩(wěn)變量。對(duì)于非平穩(wěn)變量的處理采用差分法,結(jié)果見(jiàn)表1。其中dlnsr、dlnczzc和dlnxf分別表示對(duì)相關(guān)變量取一階差分值。從表1可以看出,經(jīng)過(guò)處理后所有數(shù)據(jù)序列在10%顯著性水平下都是平穩(wěn)的,即序列l(wèi)nsr,lnxf.lnczzc～I(xiàn)(1)。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

由于所有指標(biāo)變量均為I(1)過(guò)程,可以對(duì)其進(jìn)行協(xié)整分析。如果它們之間是協(xié)整的,則這些變量之間存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。根據(jù)Engle和Granger提出的基于殘差的協(xié)整檢驗(yàn)方法,首先利用方程(5)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)進(jìn)行回歸,估計(jì)結(jié)果為:

然后對(duì)殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn),不含常數(shù)和時(shí)間趨勢(shì),其結(jié)果如表2。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)

表2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果顯示,殘差序列在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè),接受不存在單位根的結(jié)論。因此可以確定殘差序列是平穩(wěn)序列,即μ⌒t～I(xiàn)(0)。方程(6)表明了在1978—2008年間農(nóng)村居民純收入、農(nóng)村居民消費(fèi)水平和財(cái)政支農(nóng)投入之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。具體而言,在1978—2008年間農(nóng)民消費(fèi)與農(nóng)民收入和消費(fèi)剛性存在“擠入效應(yīng)”,而財(cái)政支農(nóng)投入?yún)s與農(nóng)民消費(fèi)存在很弱的“擠出效應(yīng)”。可見(jiàn),1978—2008年間農(nóng)民收入和消費(fèi)剛性對(duì)于農(nóng)村居民的消費(fèi)有一定的促進(jìn)作用,而財(cái)政支農(nóng)投入對(duì)于農(nóng)村居民的影響不明顯。農(nóng)民人均純收入和消費(fèi)剛性的系數(shù)分別為0.775和0.204,即農(nóng)村居民人均純收入和消費(fèi)剛性每增長(zhǎng)1%,農(nóng)村居民人均消費(fèi)分別增長(zhǎng)0.775%和0.204%。這說(shuō)明農(nóng)村居民的生活消費(fèi)與農(nóng)村居民的純收入有很強(qiáng)的相關(guān)性,而消費(fèi)剛性在短期內(nèi)對(duì)農(nóng)村居民的生活消費(fèi)影響較小。

(三)建立誤差修正模型

既然農(nóng)村居民消費(fèi)與各變量之間存在協(xié)整關(guān)系,可以建立誤差修正模型來(lái)研究農(nóng)村居民消費(fèi)與農(nóng)村居民收入以及財(cái)政支農(nóng)之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。為考察農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)的動(dòng)態(tài)關(guān)系,我們通過(guò)建立ECM模型來(lái)進(jìn)行分析。在協(xié)整檢驗(yàn)中我們得到殘差序列,令誤差修正項(xiàng)ecmt=μt,建立如下誤差修正模型:

表3 誤差修正模型回歸結(jié)果

其估計(jì)結(jié)果如表3所示,能在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè),誤差糾正機(jī)制發(fā)生作用,差分項(xiàng)反映了短期波動(dòng)的影響。消費(fèi)的影響分為兩部分,一部分是短期內(nèi)收入、短期內(nèi)財(cái)政支農(nóng)支出和消費(fèi)剛性的影響;一部分是偏離長(zhǎng)期均衡的影響。短期內(nèi)消費(fèi)剛性的影響系數(shù)小于短期收入的系數(shù),這是因?yàn)橄M(fèi)習(xí)慣是在長(zhǎng)期的消費(fèi)過(guò)程中形成的,短期內(nèi)作用不明顯。短期內(nèi)財(cái)政支農(nóng)支出的影響系數(shù)小于短期收入的系數(shù),這說(shuō)明短期內(nèi)收入對(duì)消費(fèi)的影響比財(cái)政支農(nóng)支出大,短期內(nèi)財(cái)政支農(nóng)支出無(wú)法發(fā)揮其功效。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)的大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度,從其系數(shù)(0.35)來(lái)看,當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí),將以(0.35)的調(diào)整力度將非均衡拉回,糾正機(jī)制發(fā)揮較強(qiáng)的作用。

圖2 ECM模型擬合效果圖

表4 ARCH效果檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)其殘差進(jìn)行自回歸條件異方差檢驗(yàn)(ARCH),結(jié)果顯示如表4,P值接近于1,說(shuō)明殘差序列不存在ARCH效應(yīng),即不存在異方差。ECM模型中實(shí)際值、擬合值和殘差序列見(jiàn)圖2。殘差序列的正態(tài)性檢驗(yàn)Jarque-Bera統(tǒng)計(jì)量為1.291210,概率為0.524345,顯然在5%的顯著性水平下殘差服從正態(tài)分布。

五、研究結(jié)論及政策含義

本文為了探析影響我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的關(guān)鍵因素,運(yùn)用了杜森貝利的相對(duì)收入理論對(duì)我國(guó)1978—2008年的農(nóng)村居民的消費(fèi)水平進(jìn)行了實(shí)證研究,得出以下兩個(gè)結(jié)論:第一、我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平可以通過(guò)建立在“棘輪效應(yīng)”方程基礎(chǔ)上改進(jìn)的消費(fèi)函數(shù)予以有效解釋。從協(xié)整檢驗(yàn)中可以看出:農(nóng)村居民純收入、財(cái)政支農(nóng)投入、消費(fèi)剛性和農(nóng)民消費(fèi)水平之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,其中農(nóng)村居民人均純收入、財(cái)政支農(nóng)支出和消費(fèi)剛性的系數(shù)分別為0.775、-0.013和0.204。也就是說(shuō),從長(zhǎng)期來(lái)看,農(nóng)村居民收入和消費(fèi)剛性對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)具有擠入效應(yīng),而財(cái)政支農(nóng)對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)影響并不顯著,這可能是由于財(cái)政支農(nóng)的轉(zhuǎn)移支付可能存在低效配置的問(wèn)題,從而阻礙了其對(duì)農(nóng)村消費(fèi)的作用。第二、通過(guò)誤差修正模型的回歸結(jié)果,我們可以看出:從短期來(lái)看,消費(fèi)剛性的影響系數(shù)顯著小于短期收入的系數(shù),這就表明消費(fèi)習(xí)慣是在長(zhǎng)期的消費(fèi)過(guò)程中形成的,短期內(nèi)作用不明顯。財(cái)政支農(nóng)支出的影響系數(shù)小于短期收入的系數(shù),這說(shuō)明短期內(nèi)收入對(duì)消費(fèi)的影響比財(cái)政支農(nóng)支出大,財(cái)政支農(nóng)對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)的拉動(dòng)作用有待于進(jìn)一步提升。

由以上分析可知,財(cái)政支農(nóng)對(duì)于促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)作用并不顯著。但是,我們?nèi)匀灰吹截?cái)政支農(nóng)對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)的重要性,因?yàn)橛型度氩拍苡挟a(chǎn)出,假使國(guó)家不對(duì)農(nóng)業(yè)進(jìn)行支援,那么農(nóng)村居民只能完全靠自己去提高生活水平,由于農(nóng)村居民的自身能力是極其有限的,農(nóng)村居民的生活水平將很難得到提升。為了能夠更好提高農(nóng)村居民的生活水平,基于以上分析本文提出以下幾點(diǎn)對(duì)策建議:

(一)提高財(cái)政支農(nóng)支出水平,以促進(jìn)農(nóng)村生產(chǎn)和消費(fèi)的協(xié)調(diào)發(fā)展。從以上分析可以看出農(nóng)村居民的收入與農(nóng)村居民消費(fèi)之間有著很強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。國(guó)家可以通過(guò)實(shí)施惠農(nóng)政策轉(zhuǎn)換農(nóng)業(yè)的發(fā)展方式,形成能使農(nóng)業(yè)健康、持續(xù)發(fā)展的現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)發(fā)展模式。由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的提升可以促進(jìn)農(nóng)村居民的增收,故而能夠在促進(jìn)農(nóng)村生產(chǎn)的同時(shí)提高農(nóng)村居民的消費(fèi)水平。

(二)調(diào)整財(cái)政支農(nóng)支出的結(jié)構(gòu),以使財(cái)政支農(nóng)有效發(fā)揮對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的促進(jìn)作用。由于我國(guó)財(cái)政支農(nóng)的結(jié)構(gòu)存在著不合理的地方,使財(cái)政支農(nóng)無(wú)法充分發(fā)揮其功效。而且當(dāng)前農(nóng)村居民的消費(fèi)都是為了滿(mǎn)足基本的生活需求,應(yīng)該在滿(mǎn)足此基礎(chǔ)需求的前提下再求得更大的發(fā)展。所以,我國(guó)應(yīng)該逐步調(diào)整財(cái)政支農(nóng)的支出結(jié)構(gòu),增加農(nóng)民對(duì)于生活消費(fèi)的支出,以提高農(nóng)民的生活水平。

(三)強(qiáng)化對(duì)財(cái)政支農(nóng)支出的監(jiān)督,以充分保證財(cái)政支農(nóng)提高農(nóng)村居民生活水平的功效。為了建設(shè)社會(huì)主義新農(nóng)村,政府財(cái)政對(duì)于農(nóng)業(yè)的投入是逐年上漲的,但是其績(jī)效卻不明顯。由于急需資金的農(nóng)民沒(méi)有得到政府財(cái)政的支援,而資金卻進(jìn)入富人口袋的現(xiàn)象的存在,使資金沒(méi)有應(yīng)用到位,阻礙了農(nóng)業(yè)支農(nóng)政策功能的發(fā)揮。所以應(yīng)該強(qiáng)化對(duì)財(cái)政支農(nóng)支出的監(jiān)管,以使國(guó)家的財(cái)政資金能夠投入到需要的人手里,這樣才能到達(dá)其財(cái)政支農(nóng)的功效。

[1]中共中央、國(guó)務(wù)院關(guān)于加大統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展力度,進(jìn)一步夯實(shí)農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展基礎(chǔ)的若干意見(jiàn)[M].北京:人民出版社,2010.

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[11]儲(chǔ)德銀,閆偉.地方政府支出與農(nóng)村居民消費(fèi)需求——基于1998-2007年省級(jí)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].統(tǒng)計(jì)研究,2009,(8).

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[13]國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒[M].北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社,1979-2009.

[14]國(guó)家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)調(diào)查司.中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒[M].北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社,1978-2009.

(責(zé)任編輯:曉 笛)

F126.1

A

1672-1071(2011)01-0031-06

本文是國(guó)家自然科學(xué)基金“中國(guó)農(nóng)村資金配置績(jī)效評(píng)價(jià)與制度創(chuàng)新研究”(70603022)和重慶市社科基金“城鄉(xiāng)統(tǒng)籌視角下農(nóng)村金融可持續(xù)發(fā)展的服務(wù)創(chuàng)新與動(dòng)態(tài)競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略研究”(2009JJ27)的階段性研究成果。

2010-11-25

楊世柳(1986-),女,重慶人,西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院碩士研究生,研究方向?yàn)檗r(nóng)村金融;溫濤(1975-),男,重慶人,西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授、管理學(xué)博士、碩士生導(dǎo)師。