我國農(nóng)村公共品供給對(duì)農(nóng)民消費(fèi)影響的實(shí)證研究

我國農(nóng)村公共品供給對(duì)農(nóng)民消費(fèi)影響的實(shí)證研究

農(nóng)村公共品是相對(duì)私人物品而言，它用于滿足農(nóng)村生產(chǎn)性和非生產(chǎn)性公共需要。農(nóng)村生產(chǎn)性公共品直接運(yùn)用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，增加農(nóng)民收入，產(chǎn)生收入效應(yīng)；農(nóng)村非生產(chǎn)性公共品供給直接運(yùn)用于生活，改善農(nóng)民消費(fèi)環(huán)境，提高農(nóng)民消費(fèi)水平，產(chǎn)生消費(fèi)效應(yīng)。在當(dāng)前金融危機(jī)背景下，國家出臺(tái)了“保增長(zhǎng)、擴(kuò)內(nèi)需、調(diào)結(jié)構(gòu)、惠民生”的系列政策措施。而擴(kuò)大內(nèi)需的“主戰(zhàn)場(chǎng)”應(yīng)在農(nóng)村，因?yàn)檗r(nóng)村市場(chǎng)需求遠(yuǎn)沒有飽和，而且啟動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)的帶動(dòng)作用明顯，擴(kuò)大內(nèi)需的政策應(yīng)該進(jìn)一步向農(nóng)村傾斜。而且通過加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、生態(tài)環(huán)境建設(shè)、農(nóng)村城鎮(zhèn)化建設(shè)還可以擴(kuò)大投資需求。而長(zhǎng)期以來，由于二元結(jié)構(gòu)的影響，我國財(cái)政、信貸投資存在嚴(yán)重的非農(nóng)偏好，財(cái)政用于農(nóng)業(yè)和農(nóng)村的支出雖然在不斷增加，但占財(cái)政支出比重在下降。農(nóng)村非生產(chǎn)性公共品供給嚴(yán)重不足成為制約農(nóng)民消費(fèi)的重要因素。本文以農(nóng)村公共品供給對(duì)農(nóng)民消費(fèi)影響為研究對(duì)象，實(shí)證研究公共品供給的消費(fèi)效應(yīng)，為政策的實(shí)施提供理論依據(jù)。一、變量及數(shù)據(jù)的選取與說明影響農(nóng)村居民消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的最主要因素是收入，但如果僅有收入的提高而沒有相應(yīng)的消費(fèi)環(huán)境的改善，消費(fèi)也會(huì)受到很大的制約，而消費(fèi)環(huán)境的改善與農(nóng)村公共品的供給有密切的關(guān)系。而且農(nóng)村公共品的供給對(duì)農(nóng)民收入的增加也有間接影響。1.農(nóng)民消費(fèi)水平。關(guān)于農(nóng)民消費(fèi)支出主要有生活消費(fèi)總支出和生活消費(fèi)現(xiàn)金支出兩個(gè)指標(biāo)，鑒于農(nóng)村生活的特點(diǎn)，農(nóng)民有很多物品的消費(fèi)是自給自足式的，這種消費(fèi)對(duì)拉動(dòng)內(nèi)需的意義有限，所以，本文選擇生活消費(fèi)現(xiàn)金支出指標(biāo)，用表示。2.農(nóng)民收入。由于農(nóng)村公共品供給會(huì)直接改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，增加農(nóng)民收入，從而對(duì)農(nóng)民的消費(fèi)水平產(chǎn)生影響。為了與農(nóng)民消費(fèi)水平指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)口徑保持一致，這里選擇農(nóng)村居民人均純收入指標(biāo)，用表示。3.農(nóng)村公共品供給。影響農(nóng)民消費(fèi)的最主要因素是收入，但即使農(nóng)民收入提高了但農(nóng)村公共品供給匱乏，此時(shí)農(nóng)民消費(fèi)受到了抑制，部分公共品消費(fèi)動(dòng)機(jī)不能轉(zhuǎn)化為消費(fèi)行為。所以，農(nóng)村公共品供給與消費(fèi)的相關(guān)性主要表現(xiàn)在：一方面，農(nóng)村非生產(chǎn)性公共品的供給對(duì)農(nóng)村生活環(huán)境、社會(huì)福利和農(nóng)民消費(fèi)水平的直接影響；另一方面，農(nóng)村生產(chǎn)性公共品供給對(duì)農(nóng)村生產(chǎn)、投資環(huán)境改善、降低農(nóng)民私人生產(chǎn)成本、增加農(nóng)民的收入水平從而對(duì)農(nóng)民的消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生間接影響。但農(nóng)村公共品供給是一個(gè)總量指標(biāo)，為了與前兩個(gè)指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)口徑保持一致，對(duì)于農(nóng)村公共品也用人均值來表示，其數(shù)值是用各年的供給總額除以當(dāng)年的農(nóng)村居民人數(shù)，用表示。綜合上述分析，并借鑒其他學(xué)者的研究成果，同時(shí)考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本研究中選取了1990-2007年農(nóng)村居民人均純收入、農(nóng)村居民人均現(xiàn)金消費(fèi)支出和人均財(cái)政支農(nóng)支出，根據(jù)這些時(shí)間序列數(shù)據(jù)（見表1）來建立模型，對(duì)我國農(nóng)村公共品供給對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響進(jìn)行實(shí)證研究。二、模型估計(jì)結(jié)果與分析1.相關(guān)性分析相關(guān)性分析是進(jìn)行實(shí)證性分析的基礎(chǔ)，只有相關(guān)程度顯著，以下的分析才有意義。相關(guān)系數(shù)反映了變量之間線性聯(lián)系的密切程度，系數(shù)越高表明兩者之間的關(guān)系越緊密。為了檢驗(yàn)農(nóng)村居民消費(fèi)水平和農(nóng)民收入與農(nóng)村公共品供給的相關(guān)關(guān)系，運(yùn)用表1的數(shù)據(jù)計(jì)算二者的相關(guān)系數(shù)，結(jié)果見表2。從表2可以看出，農(nóng)村居民現(xiàn)金消費(fèi)支出與農(nóng)村公共品供給和農(nóng)村居民人均純收入均具有高度的相關(guān)性，這為以下的研究打下了基礎(chǔ)。2.單位根檢驗(yàn)由于協(xié)整分析要求所分析的變量具有相同的單位根階數(shù)，所以先對(duì)和、數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)方法為ADF法，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。表4表明，農(nóng)村居民現(xiàn)金消費(fèi)支出、農(nóng)村公共品供給、農(nóng)民收入水平序列是不平穩(wěn)的，但它們的一階差分又都是平穩(wěn)的，即～I(xiàn)(1),～I(xiàn)(1),～I(xiàn)(1)。3.協(xié)整檢驗(yàn)在進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)后就可以對(duì)農(nóng)村居民現(xiàn)金消費(fèi)支出、農(nóng)村公共品供給、農(nóng)民收入時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，本文利用基于向量自回歸的Johansen極大似然估計(jì)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，實(shí)際檢驗(yàn)中采用CE無截矩項(xiàng)或無趨勢(shì)項(xiàng)的方法，滯后期為1。檢驗(yàn)結(jié)果見表4。表4表明，在5%的顯著水平上拒絕了并不存在協(xié)整方程的原假設(shè)而接受了存在一個(gè)協(xié)整方程的原假設(shè)，這意味著與、在5%的顯著水平上存在著一個(gè)協(xié)整方程，同時(shí)說明它們之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。4.Granger因果檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明農(nóng)村居民現(xiàn)金消費(fèi)支出與農(nóng)村公共品供給和農(nóng)民收入之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但這并不能說明解釋變量與被解釋變量之間是否存在因果關(guān)系，充其量只是說明二者之間的依存度較高。經(jīng)濟(jì)研究的一個(gè)重要目標(biāo)就是確定經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系，因此還需進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表5。從表5可知，在5%的顯著性水平下，檢驗(yàn)結(jié)果接受了農(nóng)村公共品供給和農(nóng)民收入是農(nóng)村居民現(xiàn)金消費(fèi)支出的格蘭杰原因，而拒絕了農(nóng)村居民現(xiàn)金消費(fèi)支出是農(nóng)村公共品供給和農(nóng)民收入的格蘭杰原因。5.模型的估計(jì)與檢驗(yàn)(1)模型的回歸分析根據(jù)上述分析，需要估計(jì)建立的消費(fèi)函數(shù)為如下形式：方程(3)擬合度很高，同時(shí)各個(gè)回歸系數(shù)和各參數(shù)均取值良好，能夠順利通過F檢驗(yàn)和T檢驗(yàn)。共線性程度和異方差程度很弱，不存在自相關(guān)，因此可以認(rèn)為是一個(gè)較為理想的回歸結(jié)果。從上述模型可以看出，農(nóng)村生產(chǎn)性公共品對(duì)農(nóng)民消費(fèi)有明顯的促進(jìn)作用，每增加1元的農(nóng)村生產(chǎn)性公共品供給，農(nóng)村居民人均消費(fèi)增加1.796元；而農(nóng)村居民人均收入每增加1元，人均消費(fèi)僅增加0.446元。而且公共品供給所形成的固定資產(chǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境具有長(zhǎng)期性發(fā)揮作用的特征。三、結(jié)論通過上述實(shí)證研究，可以得出如下結(jié)論：1.農(nóng)村公共品供給水平與農(nóng)民消費(fèi)存在高度相關(guān)性，而且從Granger因果檢驗(yàn)中可知農(nóng)村公共品供給水平是農(nóng)民收入的Granger原因。2.農(nóng)村公共品供給水平與農(nóng)民消費(fèi)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，同時(shí)結(jié)合方程(3)的回歸結(jié)果可知，從長(zhǎng)期來看，我國農(nóng)村公共品供給水平的變化對(duì)農(nóng)民收入的變化有著很強(qiáng)的正向作用，農(nóng)村生產(chǎn)性公共品每增加1元，農(nóng)村居民人均消費(fèi)增加1.796元，這表明長(zhǎng)期以來我國農(nóng)村公共品的供給狀況在較大程度上影響著農(nóng)民消費(fèi)水平。3.農(nóng)村公共品的邊際消費(fèi)傾向高于農(nóng)村居民收入的邊際消費(fèi)傾向。從方程(3)的回歸結(jié)果可知，農(nóng)村公共品的邊際消費(fèi)傾向?yàn)?79%，農(nóng)村居民收入的邊際消費(fèi)傾向僅為44.6%。這說明，在農(nóng)村居民收入達(dá)到一定水平后，農(nóng)村公共品供給對(duì)拉動(dòng)農(nóng)民消費(fèi)的促進(jìn)作用很大，同時(shí)也表明了農(nóng)村居民對(duì)農(nóng)村公共品的“渴望”。四、討論本文只是對(duì)農(nóng)村公共品供給的消費(fèi)效應(yīng)進(jìn)行了初步研究，還有一些問題有待進(jìn)一步研究：1.要想比較準(zhǔn)確地反映或測(cè)算農(nóng)村公共品對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響需要獲取更多的數(shù)據(jù)、建立更復(fù)雜的模型，由于條件的限制，本文只選擇了影響最關(guān)鍵的兩個(gè)指標(biāo)而忽視了其他指標(biāo)的影響，所以以上的測(cè)算只能說是一種嘗試，雖然不一定能夠準(zhǔn)確地反映實(shí)際狀況，但也能夠從最基本的層面上定量說明問題。2.嚴(yán)格來講，要分析農(nóng)村公共品對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響，需要將農(nóng)村公共品分解為生產(chǎn)性公共品和非生產(chǎn)性公共品來分析，但從目前的統(tǒng)計(jì)資料中很難得到這方面的數(shù)據(jù)，這樣給研究造成了一定的困難，雖然有少數(shù)學(xué)者采取