地方财政农业投入与农村居民消费增长——基于省级面板数据的实证分析

林 江 李普亮

（1.中山大学岭南学院，广东 510275；2.惠州学院，广东 516007）

“十二五”规划纲要明确提出，要建立扩大消费需求的长效机制，把扩大消费需求作为扩大内需的战略重点，进一步释放城乡居民消费潜力。相对于城镇居民而言，农村是我国低收入群体的主要聚居地，农村居民消费明显落后于城镇居民消费，成为影响内需增长的“瓶颈”。为了加快农业发展，促进农民增收，各级政府正在不断增加对农业的投入。那么，这种投入在促进农业发展和农民增收的同时对农村居民消费有何影响？科学客观地回答上述问题对于优化财政支农安排、强化财政政策的针对性和有效性影响深远，这是因为农村居民消费不仅直接关乎农民自身的福祉，而且它作为社会总需求的重要组成部分，对转变经济增长方式、实现国民经济的持续、协调和自主发展具有战略意义。不过，在我国联邦制财政体制架构下，中央政府和地方政府对农业的投入责任并未得到清晰的划分，在“财权上收、事权下放”的体制演进逻辑中，地方政府成为农业财政资金的绝对支出主体①据统计，1978年—2006年，地方财政投入占国家财政农业投入的份额约占90%。。因此，地方财政农业投入对农村居民消费的影响尤其值得关注。

一、理论模型

式中，at是指t时期初私人的金融财富，wt是指t时期劳动收入，Tt是t时期的净一次性总额税，r是指实际利率，并假定其保持不变。政府的预算约束为：

式中，bt是指t时期政府债务。将式（1）与式（2）相减，并利用等式ct*=ct+αgt可得整个经济的预算约束式：

如果要最大化私人终生效用的期望值，则ct*应当满足如下条件：

方程（4）表明，沿着最优消费路径，消费的跨期替代率必须等于跨期转换率。为了揭示模型的实证含义，我们借鉴了霍尔关于消费的随机游走假说，因而方程（4）可以表达为如下形式：E（t）=［β（1+r）］σ·，其中，σ=（-U（'c*）/{c*U″（c*）}，是消费的跨期替代弹性，代表着风险规避系数，并被假定为不随时间变化。因此，计量关系可近似表述为：

当ct和gt均为I（1）过程时，它们之间可能存在着以（1，α）为协整向量的协整关系，结合=ct+αgt，则方程（5）可以进一步线性化为如下形式①为了使模型更具一般性，方程（6）中包含了常数项。：

在上述设定中，如果α1<0，则表明政府支出与居民消费存在替代关系，如果α1>0则表明政府支出与居民消费存在互补关系。前述理论模型是在抽象掉其他因素的情况下得出的，但在具体实证分析时，如果其他经济变量不满足模型的隐含前提或遗漏其他重要的解释变量，则估计的结果将会受到很大影响。对此，Hung-wu Ho（2001）指出，应在解释变量中增加居民可支配收入（inc），在有效分离出其它因素对消费的影响的同时还可以得到一个一致估计，从而更真实地反映政府支出对消费的影响。同时，为了减少变量异方差的影响，可对模型中的相关变量进行对数化处理，由此得到如下理论表达式：

政府对农业的支出是我国财政支出的重要组成部分，上述理论框架为分析这种支出对农村居民消费的影响提供了新思路。一般认为，财政农业投入对农村居民消费的影响是通过“财政农业投入增加——农村居民收入增加——农村居民消费增加”的路径实现的，但财政农业投入对农村居民消费的作用机制并非如此简单，图1描述了财政农业投入对农村居民消费各种可能的作用机制。

从理论上讲，财政农业投入对农村居民消费既有可能产生“引致效应”，也有可能产生“挤出效应”，总效应的方向和大小取决于哪种效应占据主导，需要进一步通过实证检验得知。

二、实证检验

（一）数据来源及说明

本文实证分析所用数据来源如下：1996年之前的地方财政农业投入数据源于《国家财政用于农业支出统计资料》（1950—1999），1996年之后的支援农村生产支出、农林水利气象等部门事业费、农业综合开发支出源于历年《中国财政年鉴》，农业基本建设支出和农业科技三项费用源于相关年度《地方财政统计资料》，各省乡村人口数量源于《改革开放30年农业统计资料汇编》，各省农村居民人均消费和人均纯收入源自中经网经济统计数据库。各省人均财政农业投入额根据财政农业投入总额与乡村人口数量得到。考虑到价格变动对相关经济指标的影响，笔者运用相关价格指数（以1981年为基期）进行了调整。其中，农村居民人均财政农业投入额利用各省农村商品零售价格指数进行了调整，农村居民人均纯收入和人均消费性支出利用各省农村居民消费价格指数进行调整。由于直辖市缺乏区分城乡的价格指数，所以对各个直辖市的农村居民人均财政农业投入额利用全市的商品零售价格指数进行调整，农村居民人均纯收入和人均消费性支出利用全市的居民消费价格指数进行调整。由于海南省自1988年起从广东省分离出来成为独立省份，重庆市自1997年起从四川省分离出来成为直辖市，为了保持数据可比性，笔者分别将海南和重庆的数据融入了广东和四川，西藏自治区因数据资料不全被剔除。各个省份样本数据的时间跨度为1981—2006年。还需说明的是，本文分析的地方财政农业投入包括支援农村生产支出、农林水利气象等部门事业费、农业综合开发支出、农业基本建设支出和农业科技三项费用①自2003起改为“农业支出、林业支出和农林水利气象等部门事业费”，但根据国家统计局的统计口径，数据与以前年度具有可比性。，由于我国政府收支科目分类标准自2007年起发生了较大变化，使得2007年前后的财政农业投入数据不可比，基于稳健性考虑，笔者没有将2007年及以后的数据纳入分析范围。各变量数值特征见表1。

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（二）实证分析

1.面板单位根和协整检验

面板单位根检验和面板协整检验除考虑单截面时序数据的信息外，还综合了截面间信息，从而有效地提高了相关检验的“势”值和稳健性，也可以有效地克服时间序列分析中常见的多重共线性问题，得到更好的结论。为了增强单位根检验的稳健性，本文同时采用了LLC检验、IPS检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验等多种方法，其中，LLC检验为同质面板单位根检验的代表性检验，IPS检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验为异质面板单位根检验的代表性检验。在进行面板协整检验时，分别采用了 Kao、Pedroni以及 Fisher（combined Johanson）协整检验方法，与Kao检验相比，Pedroni协整检验不但考虑了异质性，而且容许不同个体系数的差异性。

表2显示了不同单位根检验方法下农村居民人均消费、人均纯收入和人均财政农业投入额对数值②选取对数值主要是为了减少异方差影响。的单位根检验结果。

由于LLC检验、IPS检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验的零假设为存在单位根，因此通过表2看出，lnc、lng和inc的水平值均不平稳，而其一阶差分都是平稳的，也即本文关注的各个变量为非平稳的I（1）过程。

通过面板单位根检验可知，各变量均为一阶单整，存在单位根，可以进行面板协整检验。表3显示了Kao、Pedroni以及Fisher（combined Johanson）检验的结果。

由表3看出，Kao协整检验的t统计量拒绝了无协整的零假设，而Pedroni协整检验的7个统计量中，6个统计量在1%的显著水平下拒绝了无协整的零假设。根据Pedroni（1999）的证明，在小样本中，Panel ADF-Statistic、Group ADF-Statistic检验效果最好，Panel v-Statistic、Group rho-Statistic 检验效果最差，当检验结果不一致时，以前两个统计量为标准，因而通过 Pedroni协整检验可以确定lnc、lng和lninc之间存在协整关系。Fisher检验结果也证实了变量间存在协整关系。因此，通过建立面板回归模型来估计参数不会产生虚假回归。

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在对各个变量间的协整关系进行估计以前，首先计算变量间的Pearson和Spearman二元相关系数，对相互之间的关系进行初步判断，见表4。

从变量的相关系数矩阵不难看出，lninc和lng均与lnc显著正相关，初步判断地方财政农业投入对农村居民消费很有可能产生了“引致”效应。

2.模型设定及估计结果

由于各省之间可能存在难以观测的异质性，而且本文采用的时间序列跨度较长，期间可能存在时变的难以观测的因素，为保证估计结果的稳健性，本文采用了双向固定效应估计方法，同时控制了个体效应和时间效应，并允许这些个体效应和时间效应与解释变量相关。模型的基本形式如（8）式所示：

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式中，i代表各个省份，t代表各个时期，αi为个体效应，γt为时间效应，εit为系统的随机扰动项。双向固定效应估计允许式中 αi、γt与 lngit和lnincit相关。

为了消除可能存在的组间异方差或截面相关，笔者在进行普通双向固定效应估计的同时，还运用PCSE估计方法得出了更加稳健的估计①Beck和Katz（1995）引入的PCSE估计方法是面板数据模型估计方法的一个创新，影响较大，在估计面板数据模型的文献中得到了广泛的应用。，如表5所示。

由表5看出，无论采用普通双向固定效应还是稳健双向固定效应估计，得出的基本结论是一致的，即地方财政农业投入对农村居民消费的弹性在统计上显著为正，这意味着地方财政农业投入对农村居民消费产生了“引致”效应。不过，需要注意的是，与农村居民纯收入对消费的影响相比，地方财政农业投入对农村居民消费的影响显得非常微弱。

由于中国疆域广阔，不同地区的经济环境、社会环境和生态环境存在显著差异，没有理由认为各地财政农业投入对农村居民消费的影响完全相同。为此，笔者借鉴学界研究惯例，将我国大陆区域划分为东、中、西三个经济地带，进一步分析不同经济地带的财政农业投入对农村居民消费的影响，估计结果见表6。

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表6显示，财政农业投入对农村居民消费的影响确实存在区域性差异，其中，东部地区的财政农业投入显著推动了农村居民消费的增长，而中西部地区的这种影响在统计上并不显著。李燕凌（2006）的研究表明，公共支出对农民消费支出的影响，在东部地区比较明显，而在中部、西部地区不显著，吕炜（2010）的实证分析也表明，西部地区的农业财政支出对农村居民消费并无显著影响，这与本文的研究结论是一致的。

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3.实证结果的解释

事实上，影响财政农业投入与农村居民消费关系的因素是多重的，不同因素的作用方向也往往不尽一致，因此，地方财政农业投入对农村居民消费的影响在理论上具有较强的不确定性。前面的实证结果显示，地方财政农业投入对农村居民消费的“引致”效应十分微弱，虽然内在机理比较复杂，但从地方财政农业投入本身存在的问题来看，以下两点值得关注：一是财政农业投入的强度；二是财政农业投入的效率。虽然各级政府对农业投入的总额在不断增加，但与农业的实际需要相比仍有很大差距，农业既是国民经济的基础产业，同时又是一个弱质产业，投资周期长，见效慢，短期内难以为地方政府带来显赫政绩和财税收入，因此，地方政府缺乏加大财政农业投入强度的内在激励。尽管《农业法》明确规定，县级以上各级政府每年对农业总投入的增长幅度不得低于本级财政经常性财政收入的增长幅度，但在实践中，这一要求在多数年度并未达到，而且财政农业投入占财政支出的比例也没有明显提高，甚至在不少年份出现了下降。财政农业投入总量不足要么通过影响农业公共产品或服务的供给而阻碍农村居民消费增长①一方面，农业公共产品的有效供给有利于通过提高农业生产率实现农民增收，另一方面，农村公共产品的有效供给是私人消费的基本前提，比如，只有解决了农村通水、通路、通电、通讯网络等基本公共产品的供给问题，农村居民才可能增加洗衣机、汽车、彩电、手机等私人物品的消费。，要么通过加重农村居民税费负担增加农村居民享受公共产品或服务的成本而减少可供消费的收入。在财政农业投入总额不足的条件下，财政支农资金的配置和使用效率尤为重要。Musgrave（1997）指出，公共支出最重要的问题在于它的有效性。Ramon Lopez（2004）也认为，问题的关键并不在于在农村部门花了多少钱，而在于这些钱是如何花的。但近些年来，国家审计署对财政支农资金的审计结果表明，我国财政支农资金的配置和使用状况不容乐观，影响了财政投入对农村居民收入的贡献。

不过，由于回归方程中已经控制了农村居民人均纯收入，因而分析财政农业投入对农村居民消费的影响时不能沿袭“财政农业投入增加—农民纯收入提高—农民消费增长”的思路，分析的着力点在于财政农业投入对农村居民纯收入支配结构的影响以及影响农村居民消费的非收入因素②我国农村社会保障体系很不健全，教育、医疗成本高昂，严重影响了农村居民的消费能力和消费信心。而且，农村的消费环境也不够完善，多种非经济因素如消费意识和消费观念、商业欺诈、信息不对称、物流不顺畅、产品不对路、供给质量不高、服务不到位等也影响了农村居民的消费水平。。按照国家统计局的解释，农村居民人均纯收入主要用于再生产投入和当年生活消费支出，也可用于储蓄和各种非义务性支出。与中西部地区相比，东部地区的农业和农村基础设施相对比较完善，财政农业投入额的增加有利于降低农民再生产投入成本，在其他条件不变时，农村居民可供消费的收入增加，进而提高了农村居民潜在的消费能力。东部地区的人均财政农业投入绝对额远远大于中西部地区，其对提高农村居民消费能力的作用大于中西部地区，再考虑到东部地区的消费环境、消费观念、社会保障水平等总体上也优于中西部地区，这便不难理解为何东部地区财政农业投入对农村居民消费的贡献更加突出。相比之下，中西部地区的多数省份农业产值和农业人口占比仍然较大，农业生产条件相对较差，许多农业生产亟需的基础设施供给滞后，财政农业投入额的增加虽然也可在一定程度上降低农民再生产投入成本，但由于财政对农业投入力度非常有限，面对农业基础设施和公共服务大量的资金需求，财政农业投入对降低农民再生产投入成本的作用并不明显，再加上农村消费环境以及社会保障体系建设的滞后，致使其对中西部地区农村居民潜在消费能力的影响弱于东部地区。

三、政策建议

（一）构建财政农业投入的稳定增长机制，提高支农资金配置和管理效率

虽然本文的实证结果表明，地方财政农业投入对农村居民消费的效应比较微弱，但这并没有否定财政农业投入的重要作用，相反，地方财政农业投入对农村居民消费的促进作用不明显的重要原因之一正是由于财政农业投入的强度不足。应尽快出台《农业投入法》，明确界定财政农业投入的口径，通过法律的形式对各级政府的投入责任予以明确，将政府对农业的投入列入政府官员的政绩考核体系，建立“一票否决”的硬性约束机制。与此同时，尽快健全财政农业投入的配置和管理制度，完善制度有效运作的配套措施，强化支农资金的绩效管理，避免支农资金的无效、低效使用，确保有限的财政资金发挥最大使用效益。

（二）调整财政农业投入的区域结构，进一步加大对中西部地区的投入力度

与东部地区相比，我国中西部地区农业生产条件以及农村公共产品供给更加薄弱，财政对农业的投入也非常有限，其对农村居民消费增长的贡献并不突出。为此，一方面采取有效激励和约束举措促使中西部各级地方政府增加本级财政对农业的投入，另一方面，强化中央财政对中西部地区各省农业投入的转移支付力度，尽快完善农业和农村生产生活所需的基础设施，实现财政投入促进农业发展、农民增收和农村消费增长的多元化目标。

（三）完善农村居民对公共产品的需求意愿表达机制，实现公共产品供求的有效匹配

传统的“自上而下”的公共产品供给决策机制容易导致农业公共产品无效供给过剩和有效供给不足的矛盾，尽管各级政府花费了大量财力提供了不同类型的农业公共产品，但这些公共产品的供给与农村居民的真实需要可能并不匹配，农村居民为了得到切合自身利益的农业公共产品，将不得不额外追加对农业公共产品的投入，从而减少了可供消费的收入。为此，应尽快建立农业公共产品的需求意愿表达机制，提高农村居民参与农业公共产品供给决策的能力，减少需求信息传递过程中的各种扭曲，实现农业公共产品供给与需求的有效匹配，增强农村居民消费私人产品的能力。

（四）健全农村社会保障体系，减少农村居民消费的后顾之忧

现阶段，上学难、就医难、养老难在广大农村地区（尤其是贫困落后的农村地区）比较普遍，不仅削弱了农村居民当前的消费能力，而且强化了消费的后顾之忧，降低了消费信心。因此，政府必须在涉及民生的重要领域加大投入力度，尽可能消除制约农村居民消费信心的“瓶颈”因素，稳定农村居民心理预期和降低对未来生活的顾虑，从而达到减少储蓄、增加消费和刺激经济增长的目的。

（五）优化农村消费环境，引导农村居民合理消费

农村居民消费不仅受制于收入水平、消费信心等关键变量的影响，而且与农村的消费环境也有着紧密联系。良好的农村消费环境，可以增加农村居民可供选择的消费空间，降低农村居民消费的成本，刺激农村居民的消费意识和消费观念。为此，一要加快市场机制建设，完善农村商品流通体系，加强农村市场管理，完善农村商品销售的售后服务体系，为农村居民提供质优价廉的商品和服务，保护农村消费者的合法权益，解决农村居民消费的后顾之忧。二要加强对农村居民的消费教育，引导他们科学消费。三要重视与农村居民消费配套的基础设施建设，为农村居民消费塑造良好的硬件环境。四要推出适销对路的商品和服务，注重产品结构的优化升级，满足农村居民消费的多样化需求。

〔1〕Bailey，M.1971.National Income and the Price Level：A Study in Macroeconomic Theory[M].Second Edition.McGraw Hill，New York，1971.

〔2〕Barro，R.J.Output Effects of Government Purchases[J].Journal of Political Economy，1981（84）：343-350.

〔3〕Musgrave，Richard.Reconsidering the Fiscal Role of Government[J].AmericanEconomicReview，1997（87）：156-159.

〔4〕Ramon Lopez，The Structure of Public Expenditures，Agricultural Income and Rural Poverty：Evidence from 10 Latin American countries，Econometric Society 2004 Latin American Meetings 343，Econometric Society，2004.

〔5〕李普亮.财政农业投入与农村居民消费：理论与实证分析.广东商学院学报[J].2010（5）.

〔6〕储德银，闫伟.地方政府支出与农村居民消费需求[J].统计研究，2009（8）.

〔7〕李燕凌，曾福生.农村公共支出效果的理论与实证研究[J].中国农村经济，2006（8）.

〔8〕吕炜.社会公平、财政支农与农村消费需求[J].财经科学，2010（1）.