財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)村居民消費影響的實證研究

財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)村居民消費影響的實證研究

一、對中國相關(guān)研究的基本結(jié)論研究公共支出與消費的關(guān)系自古以來就有。這項研究的重點是財政支出是否能夠轉(zhuǎn)移消費。從理論分析可知,在社會資源存在閑置的情況下,政府增加財政支出有利于國民收入的提高,從而居民消費相應(yīng)增加,此時,政府財政支出對居民消費產(chǎn)生擠入效應(yīng);而當經(jīng)濟達到潛在的國民收入水平的情況下,增加財政支出只會導致社會物價及利率水平的提高,從而,政府財政支出對居民消費會產(chǎn)生擠出效應(yīng)。國內(nèi)外學者基于不同的假設(shè),利用不同的方法對二者之間的關(guān)系做了大量的理論和實證研究。Fatas和Mihov(2001)與Blanchard和Perotti(2002)利用結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)方法對政府財政支出與居民消費的關(guān)系進行了考察,研究結(jié)果表明財政擴張會導致居民消費顯著增加,也會使產(chǎn)出增加。Mountford和Uhling(2002)運用結(jié)構(gòu)向量自回歸方法對美國數(shù)據(jù)進行研究,得出政府支出對沖擊民間和非民間投資都有“擠出效應(yīng)”,但是對消費卻有促進作用。RiccardoFiorito、TryphonKoUintzas(2004)考察了12個歐洲國家的公共消費與私人消費的關(guān)系,結(jié)果表明,公共品對私人消費產(chǎn)生了替代效應(yīng),而優(yōu)質(zhì)品則正好相反,并且還發(fā)現(xiàn)優(yōu)質(zhì)品的互補作用要大于公共品的替代作用,因而從總體上說,公共消費與私人消費是互補的。AthanasiosTagkalakis(2005)運用1970—2001年19個經(jīng)合組織國家的面板數(shù)據(jù)來分析經(jīng)濟蕭條和經(jīng)濟繁榮時期的財政政策對私人消費的影響。他發(fā)現(xiàn),在經(jīng)濟蕭條時期擴張性的財政政策更能刺激私人消費,這種效應(yīng)在那些消費信貸市場不發(fā)達的國家顯得尤為明顯,同時認為財政支出對私人消費的擠入效應(yīng)在經(jīng)濟衰退時比在繁榮時期更加顯著。Ho(2001)利用面板數(shù)據(jù)對經(jīng)合組織24個工業(yè)國家政府支出與居民消費之間的關(guān)系進行了研究,發(fā)現(xiàn)在單一國家中政府支出與居民消費之間并不存在規(guī)律性的結(jié)果,但在對多國數(shù)據(jù)進行協(xié)整分析時,結(jié)果表明政府支出對居民消費存在明顯的替代關(guān)系。TsungWu和Ho(2001)利用亞太經(jīng)合組織24個工業(yè)國面板數(shù)據(jù)作相關(guān)研究,發(fā)現(xiàn)政府支出對居民消費存在明顯的擠出效應(yīng)。Johnson(2004)的研究表明,在財政轉(zhuǎn)移支付大規(guī)模持續(xù)性收縮時,消費具有非凱恩斯主義效應(yīng)即消費會產(chǎn)生擴張效應(yīng)。我國現(xiàn)有專門針對財政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民消費關(guān)系的研究并不多。官永彬(2008)在代表性消費者最優(yōu)消費行為理論分析的基礎(chǔ)上,運用1978—2004年的實際數(shù)據(jù),對中國農(nóng)村財政支出與農(nóng)民消費的關(guān)系進行了實證分析,結(jié)果表明,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)事業(yè)支出對農(nóng)民消費產(chǎn)生引致效應(yīng),而農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出與農(nóng)村救濟支出在長期均衡內(nèi)對農(nóng)民消費具有負面效應(yīng),即使在短期,兩者與農(nóng)民消費之間也不存在明顯的因果關(guān)系。朱建華等(2009)運用面板數(shù)據(jù)模型分析顯示,地方財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費具有顯著的正向影響,而補貼性支出的影響則不顯著。王文平(2009)基于對1983—2007年我國農(nóng)村財政支出與農(nóng)村居民消費之間關(guān)系的研究發(fā)現(xiàn),在短期內(nèi)農(nóng)村財政支出對農(nóng)村居民消費具有“擠入效應(yīng)”,但在長期農(nóng)村財政支出對農(nóng)村居民消費具有“擠出效應(yīng)”,而且農(nóng)村居民的可支配收入是影響農(nóng)村居民消費的最重要因素。呂煒等(2010)考察了體制轉(zhuǎn)型中的社會不公平因素和政府財政支農(nóng)行為對農(nóng)村消費需求的影響,通過對中國省級面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn),以城鄉(xiāng)收入差距為主要特征的社會不公平明顯抑制了農(nóng)村消費水平的提高,而財政支農(nóng)政策與行為很大程度上增進了農(nóng)村消費水平。二、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出:“財政農(nóng)業(yè)支出的范圍與歷年《中國統(tǒng)計年鑒》中的“國家財政用于農(nóng)業(yè)的支出”的統(tǒng)計口徑一致,包括:支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出和農(nóng)林水利氣象部門事業(yè)費支出、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項費支出和農(nóng)村救濟費支出。其中,支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出和農(nóng)林水利氣象部門事業(yè)費支出簡稱為支農(nóng)支出。(一)財政支出結(jié)構(gòu)的變化改革開放30多年來,隨著國民經(jīng)濟的發(fā)展和財政收入水平的不斷提高,我國財政農(nóng)業(yè)支出的規(guī)模也隨之增加,財政農(nóng)業(yè)支出從1980年的149.95億元增加到1998年的1154.76億元,在1999年雖略有下降,但之后便迅速增至2010年的8579.70億元。1998年財政支農(nóng)投入額的快速增長是由當年的自然災(zāi)害造成的,主要用于當年的水利建設(shè)。2006年支出額的快速增長是由于國家取消了農(nóng)業(yè)稅,因而加大了對農(nóng)業(yè)的投入。2010年財政農(nóng)業(yè)支出總量創(chuàng)歷史新高,主要是由于財政增加了直接補貼額度,擴大了補貼范圍,提高了糧食最低收購價,增加了防汛抗旱、動物防疫和農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入?？傮w上財政農(nóng)業(yè)支出是伴隨著國民經(jīng)濟的發(fā)展和財政支出的增長而同步增長。但從財政農(nóng)業(yè)支出占整個財政支出的比重來看,形勢不容樂觀,財政農(nóng)業(yè)支出的比重從1980年的12.20%一路下滑到2003年的7.12%,再增長到2010年的9.55%。從增長速度來看,財政農(nóng)業(yè)支出增長幅度波動比較大、不穩(wěn)定,與財政支出保持20%左右的平穩(wěn)增長形成鮮明反差。從近30年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)可以看出,有16年的支農(nóng)增長速度低于財政支出的增長速度,如1999年財政支出增長速度是22.13%,而支農(nóng)的增長速度是-5.98%.這主要是因為1998年正值我國發(fā)生洪災(zāi),國家大幅提高對農(nóng)業(yè)的投入,因此1999年的投入又迅速回落至洪災(zāi)前的水平。而2004年為了支持新農(nóng)村建設(shè),財政加大對農(nóng)業(yè)的投入,使得財政支農(nóng)增長速度兩倍于當年財政支出的增幅,2006年則是對2005年的超低反應(yīng),2008年對2007年情況同理。綜上所述,近30年間財政農(nóng)業(yè)支出占財政總支出呈比重下降情況下的一種不穩(wěn)定的增長態(tài)勢,并且支出比重和增速的變化與當時的國家政策方向同步,帶有很強的政策傾向性,同時伴隨著對農(nóng)業(yè)政策調(diào)整重點的變化表現(xiàn)出不穩(wěn)定性。(二)農(nóng)業(yè)財政支出和結(jié)構(gòu)1.農(nóng)業(yè)社會事業(yè)的發(fā)展,改革開放致農(nóng)支農(nóng)支出是指支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出和農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費。其中支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出是指國家支援農(nóng)村集體(戶)各項生產(chǎn)的支出;農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費指由財政部門投入的用于支持農(nóng)業(yè)事業(yè)發(fā)展以及為發(fā)展農(nóng)業(yè)事業(yè)提供保護和服務(wù)的具有專門用途的經(jīng)費。改革開放30年間,支農(nóng)支出總量逐年攀升,從1981年的73.68億元增加到2010年的6018.66億元,增長80倍多。然而所占比重經(jīng)歷了兩個階段,即:1981—1997年間,支農(nóng)支出比重基本在70%以上波動,而到了1998年后比重在70%以下波動。比重排名始終位于財政農(nóng)業(yè)支出各項之首。從增速上看,支農(nóng)支出增速波動很大,平均增幅為16.82%,增幅最大的年份是2004年和2008年。2.農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出情況農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出主要指用于農(nóng)業(yè)、林業(yè)、水利、氣象等行業(yè)的重大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。如用于治理大江大河、興修大型水利工程、改良土壤、改善草原生態(tài)和沙漠治理,開發(fā)利用各種自然資源以及建設(shè)防護林等。農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出的變化分為兩個階段:1981—1997年間,農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出從1981年的24.15億元增長到1997年的159.78億元,平均增速12.54%,期間穩(wěn)定增長,但幅度不大,個別年份出現(xiàn)負的增長;從1998年開始,農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出規(guī)模大幅度提高,從1998年的460.7億元增長到2010年的1522.9億元,其中1998年漲幅最大,環(huán)比增長近2倍,此后穩(wěn)定保持低水平平穩(wěn)增長,平均增速2.24%。農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出所占比重在1981—1998年間處于平穩(wěn)增長階段,到1998年隨著絕對值的激增,使其在財政農(nóng)業(yè)支出中的比重位于第2位。3.農(nóng)業(yè)科技三項費的總體現(xiàn)狀農(nóng)業(yè)科技三項費是指國家為支持科技事業(yè)發(fā)展而設(shè)立的新產(chǎn)品試制費、中間產(chǎn)品試驗費和重大科研項目補助費,主要用于從事農(nóng)業(yè)科學研究的國家各類研究院所、高等院校及國有企業(yè)承擔的全國性的和具有區(qū)域特點的國家和部門的重點科技計劃項目。農(nóng)業(yè)科技三項費支出的發(fā)展情況大致可分為三個階段:1981—1995年,農(nóng)業(yè)科技三項費支出不超過3億元;1996年開始提高,在1998—2002年間徘徊在10億元左右;2003年以后出現(xiàn)快速增長勢頭,到2010年農(nóng)業(yè)科技三項費支出達到61.77億元。三項費的增長情況經(jīng)歷幾次波動,但之后又迅速回落。農(nóng)業(yè)科技三項費支出占財政農(nóng)業(yè)支出的比重從1986年后逐年下降,直到1996年后進入平穩(wěn)期,雖然每年有所波動,但波動幅度不大,保持在0.6%~0.8%之間,其占財政農(nóng)業(yè)支出的比重一直處于第4位。4.救濟對待費支出占比較農(nóng)村救濟費是指國家財政用于農(nóng)村撫恤和社會福利救濟的費用支出,包括農(nóng)村社會救濟費和救災(zāi)支出兩部分。農(nóng)村社會救濟費包括農(nóng)村“五保戶”、貧困戶和麻風病人的生活救濟費;救災(zāi)支出是指大災(zāi)害救濟補助費、災(zāi)后重建補助費和自然災(zāi)害救濟事業(yè)費。我國農(nóng)村救濟費支出主要用于自然災(zāi)害補助和災(zāi)后重建,用于支付貧困家庭基本生活保障的比重較小,因此只在出現(xiàn)重大自然災(zāi)害年份時此項支出的增幅較大。1998年農(nóng)村救濟費支出出現(xiàn)大幅度增加,主要是因為當年發(fā)生洪災(zāi),農(nóng)業(yè)救濟費支出比重加大,在隨后幾年中,沒有發(fā)生重大自然災(zāi)害,加上農(nóng)村貧困家庭減少,使得農(nóng)村救濟費支出有所減少,從2003年始,由于推行新農(nóng)村建設(shè),提高了救濟補助標準,此類支出開始大幅提高。從增速上看,近30年中有7年增長為負,平均增幅為26%。所占比重始終處于財政農(nóng)業(yè)支出中的第3位,近幾年無論是比重還是增幅都有上升勢頭。三、財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村消費支出的財政效應(yīng)對比研究學術(shù)界對政府財政支出與居民消費之間的關(guān)系的研究由來已久,研究的重點集中在財政支出對居民消費是存在擠出效應(yīng)還是擠入效應(yīng)。從理論上分析可知,在全社會的資源存在閑置情況下,政府增加財政支出會有利于國民收入的提高,從而居民消費相應(yīng)增加,此時,政府財政支出對居民消費產(chǎn)生擠入效應(yīng);而當經(jīng)濟達到潛在的國民收入水平情況下,增加財政支出只會導致全社會物價及利率水平的提高,從而政府財政支出對居民消費會產(chǎn)生擠出效應(yīng)。學者們利用不同的研究方法,采用不同的研究數(shù)據(jù),基于不同的研究視角,從而得出的關(guān)于政府支出與居民消費之間關(guān)系的結(jié)論也各不相同。但是,這都為更精確地認識兩者的關(guān)系提供了非常有價值的探索?？傮w來看,國外的研究對象不是典型的二元經(jīng)濟,也沒有專門針對農(nóng)業(yè)財政政策和農(nóng)村居民消費關(guān)系的研究。國內(nèi)針對財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民消費關(guān)系的研究也剛剛起步,在模型的設(shè)計和數(shù)據(jù)處理方面還存在一些不足,其中一個問題表現(xiàn)在,國內(nèi)學者在建立農(nóng)村財政支出對農(nóng)村居民消費影響的理論模型時,將農(nóng)村居民的純收入與農(nóng)村財政支出共同作為解釋變量,來解釋對農(nóng)村居民消費支出的影響。這樣做,忽視了農(nóng)村居民純收入變量與財政農(nóng)業(yè)支出變量存在嚴重多重共線性的事實,從而導致模型的解釋力大打折扣。本文借鑒國內(nèi)外學者關(guān)于財政支出與居民消費之間關(guān)系的研究成果,克服國內(nèi)學者在構(gòu)建農(nóng)村財政支出對農(nóng)村居民消費影響的理論模型方面的不足,采用國家層面的年度數(shù)據(jù),以期對財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民消費之間的關(guān)系作出更為精確的判斷。(一)模型構(gòu)建和數(shù)據(jù)解釋1.農(nóng)村居民前期消費對模型的解釋力本文研究的目的是探討我國農(nóng)業(yè)財政支出對農(nóng)村居民消費的影響或績效,因此從財政農(nóng)業(yè)支出總量和結(jié)構(gòu)兩個角度出發(fā),對財政農(nóng)業(yè)支出總額和財政農(nóng)業(yè)支出4個子項目與農(nóng)村居民消費之間關(guān)系進行實證研究,以揭示財政農(nóng)業(yè)支出總量和結(jié)構(gòu)對農(nóng)村居民消費的促進作用和各子項目對農(nóng)村居民消費的貢獻大小。在實證分析中采取非平穩(wěn)時間序列建模方法,選擇農(nóng)村居民人均生活消費支出(CO)作為被解釋變量,選擇財政農(nóng)業(yè)支出總額(HZ)、支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)事業(yè)費支出(HE)、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出(JJ)、農(nóng)業(yè)科技三項費用(SX)及農(nóng)村救濟費(JI)作為農(nóng)村財政支出的代理解釋變量。通過借鑒胡書東(2002)推導得出的消費支出模型,并將其進行擴展,得出相應(yīng)的計量模型:模型一表示支農(nóng)總量與農(nóng)村居民消費的關(guān)系,模型二表示財政支農(nóng)結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民消費的關(guān)系。其中,LNCO表示扣除物價因素的真實農(nóng)村居民人均消費的對數(shù)值,LNHZ、LNHE、LNJJ、LNSX、LNJI分別表示扣除物價因素的真實人均財政農(nóng)業(yè)投入總額、支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)事業(yè)費支出、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用和農(nóng)村救濟費的對數(shù)值,表示誤差項。本文在模型中利用各變量的對數(shù)值進行實證檢驗,主要基于兩方面的原因:一方面,對變量取對數(shù)值可以減輕異方差對模型所帶來的影響;另一方面,對變量取對數(shù)后,模型中各解釋變量前的系數(shù)就有了“彈性”的經(jīng)濟學意義,便于分析。在模型一與模型二中,除了把財政農(nóng)業(yè)投入總額和結(jié)構(gòu)作為模型的解釋變量,還引入了農(nóng)村居民的前期消費作為解釋變量,這基本上符合人們對農(nóng)村居民消費的理性預期和理論邏輯。由于消費是個長期的、連續(xù)的過程,而且消費具有較強的慣性,因此前期消費對即期消費具有較強的影響。同時,從理論上來講,前期消費是前期收入的函數(shù),根據(jù)持久收入假說,即期消費在一定程度上也取決于前期收入,所以,用前期消費作解釋變量,不會因為缺失收入變量而使模型的解釋力下降。2.農(nóng)村消費條件影響模型平減選取1981—2010年農(nóng)民消費和農(nóng)村財政支出為樣本進行分析,所有數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(2011)、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》(2011)。模型中的各變量均為年度數(shù)據(jù),為了消除物價因素的影響,本文用農(nóng)村居民消費價格指數(shù)進行平減。但是,我國官方數(shù)據(jù)中沒有1985年之前的農(nóng)村居民消費價格指數(shù),所以借鑒蓋爾·約翰遜的指數(shù)構(gòu)造方法,1985年之前的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)用城市居民消費價格指數(shù)(1978=100)代替,1985年及之后的指數(shù)是將當年官方公布的指數(shù)(1985=100)乘以1.342得來。(二)試驗結(jié)果1.序列建模與協(xié)整檢驗由于大多數(shù)經(jīng)濟時間序列是非平穩(wěn)的時間序列,對于一個非平穩(wěn)的時間序列來說,其數(shù)字特征會隨著時間的變化而發(fā)生變化,因此很難利用已知的信息建立模型去預測未來的信息。非平穩(wěn)時間序列建模的基本思想是:先通過單位根檢驗檢查序列的平穩(wěn)性;其次是協(xié)整檢驗,若變量間不是協(xié)整的,它們之間就不會存在穩(wěn)定的關(guān)系,這樣對變量做出的回歸將可能導致偽回歸現(xiàn)象。本文采用ADF檢驗法檢驗序列的平穩(wěn)性,采用Engel-Granger的基于回歸方程殘差的單位根檢驗方法進行協(xié)整檢驗。對于非平穩(wěn)變量的處理主要采用差分法,結(jié)果見下表。其中△LNCO、△LNHZ、△LNHE、△LNJJ、△LNSX、△LNJI分別表示對相關(guān)變量取一階差分值。檢驗結(jié)果表明經(jīng)過處理后的序列都是一階單整過程I(1),即各時間序列具有平穩(wěn)性。2.財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村消費支出的關(guān)系當所有指標為I(1)時,直接通過數(shù)據(jù)進行回歸分析可能會導致偽回歸現(xiàn)象,為此,可以通過檢驗數(shù)據(jù)之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系,從而進行協(xié)整分析和誤差修正分析。協(xié)整理論是反映自變量與因變量之間存在協(xié)整關(guān)系,也就是說因變量能被自變量的線性組合所解釋,兩者之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系,因變量不能被自變量所解釋的部分構(gòu)成一個殘差系列,這個殘差系列應(yīng)該是平穩(wěn)的。下面采用Engel-Granger檢驗法進行協(xié)整檢驗(括號里表示t值)。對模型一進行估計,結(jié)果如下:以上兩個模型總體上比較好的捕捉到了各變量之間的長期協(xié)整關(guān)系,為了考察模型設(shè)定是否穩(wěn)健,將模型一和模型二估計結(jié)果的殘差分別設(shè)為ECM1、ECM2。對ECM1和ECM2進行單位根檢驗,結(jié)果見表2。由上表可知,模型一和模型二估計結(jié)果的殘差的單位根檢驗統(tǒng)計量均小于顯著性水平1%的臨界值,從而可以認為兩個殘差序列是平穩(wěn)的,表明財政農(nóng)業(yè)投入總額與農(nóng)村居民消費之間、財政農(nóng)業(yè)投入四個子項目與農(nóng)村居民消費之間都存在顯著的協(xié)整關(guān)系。模型一的估計結(jié)果反映了1981—2010年間中國財政農(nóng)業(yè)支出總額與農(nóng)村居民消費之間的長期均衡關(guān)系,由于各變量都是對數(shù)形式,這些系數(shù)也反映了長期的彈性。在模型一的估計結(jié)果中,農(nóng)村居民前期消費的系數(shù)為0.9290,說明農(nóng)村居民當期消費與上期消費的相關(guān)性極強,即前期消費每增加1個百分點,可以帶動下一期消費增加0.9290個百分點,即農(nóng)村居民消費具有明顯的“棘輪效應(yīng)”。而財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民消費之間存在正的彈性系數(shù),其長期彈性系數(shù)為0.0809,即支出總額每增加1個百分點,農(nóng)村居民消費支出將增加0.0391個百分點,這表明財政農(nóng)業(yè)支出整體上對農(nóng)村居民消費具有引致效應(yīng),即增加財政農(nóng)業(yè)支出有利于促進農(nóng)村居民消費水平的提高。從模型二的估計結(jié)果可以看出,除農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)費和農(nóng)業(yè)科技三項費外,其他各項的系數(shù)均顯著。其中農(nóng)村居民前期消費、支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)業(yè)事業(yè)費和農(nóng)村救濟費對農(nóng)村居民消費的系數(shù)分別為0.8946、0.2411、0.0184,具有正向促進作用。此外,支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)業(yè)事業(yè)費支出在財政支農(nóng)中對農(nóng)村居民消費的促進作用最大。而基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)費和農(nóng)業(yè)科技三項費用的投入并沒有帶來農(nóng)村居民消費的相應(yīng)增加,對這一現(xiàn)象的可能解釋是:(1)我國農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)費和農(nóng)業(yè)科技三項費用的總體投入嚴重不足,其數(shù)額分別只占財政農(nóng)業(yè)投入總額的23.25%和0.87%。同時,農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)建設(shè)費主要是國家財政直接用于發(fā)展農(nóng)業(yè)和為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)的各種固定資產(chǎn)投資,資金多用于大型工程的支出,如大江大河的治理等,這些對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的直接作用不明顯;而農(nóng)業(yè)科技三項費用主要用于農(nóng)業(yè)科技的引進、研究與推廣支出。這兩項對農(nóng)村居民的生活影響不大,進而對消費的作用更是微乎其微。這也表明農(nóng)業(yè)領(lǐng)域投入的不足或投入資金的使用缺乏效率從而使得農(nóng)民消費支出對財政農(nóng)業(yè)支出的某些支出項目缺乏敏感性。(2)農(nóng)業(yè)科技研究需要耗費巨大的人力、物力和財力,而且由于農(nóng)業(yè)科技存在很大的偶然性,農(nóng)業(yè)科技進步若沒有巨大的資源投入就難以有產(chǎn)出,而我國農(nóng)業(yè)科技三項費用的比例一直很低,最高時也只達到了1984年的1.54%,最低時為1995年的0.52%,并且呈現(xiàn)先明顯下降后略微上升的趨勢,這樣就難以實現(xiàn)農(nóng)業(yè)科研突飛猛進的發(fā)展。(3)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)費和農(nóng)業(yè)科技三項費用支出雖然在其后相當長的時間內(nèi)促進了農(nóng)業(yè)發(fā)展,但當年投入當年收益甚微,有一定的時間滯后性,需要經(jīng)過相當長的時間才能完全發(fā)揮作用,進而影響農(nóng)村居民的收入和消費。以上原因的綜合作用可能會導致農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)費和農(nóng)業(yè)科技三項費用支出與農(nóng)村居民消費的影響不顯著。綜上所述,我國財政農(nóng)業(yè)投入數(shù)量不足與投入結(jié)構(gòu)不合理成為我國農(nóng)村居民消費的制約因素。協(xié)整分析表明,就投入總量而言,財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)村居民消費之間具有關(guān)聯(lián)性,可以成為拉動農(nóng)村居民消費的可靠保障。就財政農(nóng)業(yè)投入結(jié)構(gòu)而言,各子項目中的兩項支出,即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出和農(nóng)業(yè)事業(yè)費及農(nóng)村救濟費支出均對農(nóng)民消費增長具有正向促進作用,并且與農(nóng)民消費之間有穩(wěn)定的協(xié)調(diào)關(guān)系。從貢獻率來講,農(nóng)村生產(chǎn)支出和農(nóng)業(yè)事業(yè)費支出是影響農(nóng)村居民消費最重要的因素,農(nóng)村救濟費次之。財政農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)費支出和農(nóng)業(yè)科技三項費支出對農(nóng)民消費的解釋能力不強,當然這并不是說它們對農(nóng)民消費增加無所作為,而是不顯著。這也恰恰說明,現(xiàn)階段我國在這兩項支農(nóng)投入上存在嚴重不足。3.格蘭杰因果檢驗協(xié)整檢驗結(jié)果表明,1981—2010年間,財政農(nóng)業(yè)支出總額和支出結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民消費之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。然而,這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系,還有待進一步驗證?；诖?本文再對財政農(nóng)業(yè)支出各變量與農(nóng)村居民消費變量進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗,以此判斷它們之間的因果關(guān)系。根據(jù)AIC準則確定各變量的滯后階數(shù),格蘭杰因果檢驗結(jié)果見表3。從下表可以看出,在最優(yōu)滯后期,除支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)事業(yè)費支出外,其余各變量即使在10%的顯著性水平下都沒有成為農(nóng)民消費支出增加的格蘭杰原因。并且根據(jù)模型二的估計結(jié)果可知,這與協(xié)整檢驗的結(jié)果吻合。因此,加大支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)事業(yè)費支出是促進農(nóng)民消費增長的有利因素。4.農(nóng)村居民消費的長期均衡模型分析誤差修正模型(ErrorCorrectionModel,簡記為ECM)用以表明具有長期均衡關(guān)系的時間序列間短期非均衡關(guān)系。格蘭杰定理指出,如果變量是協(xié)整的,則它們之間的短期非均衡關(guān)系總能由一個誤差修正模型表述。誤差修正模型的建立有兩個步驟:第一步對變量進行協(xié)整分析,發(fā)現(xiàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系,即長期均衡關(guān)系,并以這種關(guān)系構(gòu)成誤差修正項;第二步建立短期模型,將誤差修正項看作一個解釋變量,連同其它反映短期波動的解釋變量一起,建立短期模型,即誤差修正模型,以捕捉短期內(nèi)財政支農(nóng)總量和結(jié)構(gòu)的短期擾動對長期協(xié)整關(guān)系的影響。模型估計結(jié)果如下:由模型三可知,短期內(nèi)前期消費對即期消費會產(chǎn)生正的影響,即在短期內(nèi)農(nóng)村居民消費也存在較為顯著的“棘輪效應(yīng)”。但是,從估計結(jié)果來看,存在支農(nóng)支出總額對即期消費的效果不顯著,這說明我國財政支農(nóng)支出短期內(nèi)對農(nóng)村居民消費增長的作用還是非常有限的。模型四告訴我們,短期來看,農(nóng)村救濟支出對農(nóng)民消費的變動有正向作用,說明農(nóng)村救濟每增加1個單位,農(nóng)民當年消費就增加0.0703個單位,但增長的效果并不理想,原因可能是農(nóng)村居民在受災(zāi)或生活處于困境時即使受到救濟,也很難在短時期內(nèi)恢復到正常水平,還是低于正常收入時期的水平,因此對促進消費的影響不大。農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出對即期農(nóng)民消費會產(chǎn)生負的影響,在短期內(nèi)表現(xiàn)出農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出對農(nóng)民消費的一種擠出效應(yīng),原因可能是我國農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出中用于大型和長期項目的各種固定資產(chǎn)投資比重較大,同時這類項目的初始投資大,建設(shè)周期長,投資回收慢,很難在短期內(nèi)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件和農(nóng)民生活產(chǎn)生經(jīng)濟效益。而且,這些項目的投入也擠占了用于改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件和農(nóng)民生活條件的基礎(chǔ)設(shè)施的投資份額,因此,財政用于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出對農(nóng)民消費需求的負效果顯著。然而,從模型的估計結(jié)果可以看出,農(nóng)業(yè)科技三項費用支出對農(nóng)村居民消費的影響不顯著,可能原因是農(nóng)業(yè)科技三項費資金占整個支農(nóng)資金的比重比較小,同時農(nóng)業(yè)科技的研制由于周期長、風險大、轉(zhuǎn)化效率低等特點,使得其在長期表現(xiàn)不顯著,在短期更是如此,進而對短期消費的作用更是微乎其微。除此之外,支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)事業(yè)費支出在短期內(nèi)對農(nóng)民消費的影響也不顯著,原因可能是農(nóng)業(yè)事業(yè)費占財政支農(nóng)總支出的比例過高,增長過快,特別是1998年以后,事業(yè)費占財政支農(nóng)總支出的比例躍居各項之首,截至2008年,農(nóng)業(yè)事業(yè)費支出所占比例達到40%多,而農(nóng)業(yè)事業(yè)費支出中的絕大比例都用于事業(yè)部門人員的經(jīng)費和公用經(jīng)費,不利于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)民生活。模型三和模型四的誤差修正項的系數(shù)都為負,這就說明農(nóng)村居民消費行為具有反向修正機制,農(nóng)村居民消費需求變動受到協(xié)整方程的約束,對長期均衡關(guān)系的偏離會在下一期得到修正。而且系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度,從系數(shù)估計值-0.9001和-0.8338看,調(diào)整力度都很大。各種對農(nóng)村居民消費的擾動都是短暫的,經(jīng)過1~1.5年左右的時間(1/0.8464和1/0.7554)就會回到長期均衡關(guān)系上。這啟示我們當前財政拉動農(nóng)村居民消費政策上需要長短期具體對待。對于集中于支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)事業(yè)費的支出同樣需要高度重視,注重其長期效應(yīng)。在拉動農(nóng)村居民消費的財政支出中要根據(jù)政策目標注重結(jié)構(gòu)改革,以提