摘要 本文以財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民消費的關(guān)系為研究角度，根據(jù)1986-2005年國家的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，建立計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，將財政農(nóng)業(yè)支出對居民消費水平的作用進(jìn)行了實證研究。分析結(jié)果表明：財政對農(nóng)業(yè)的支出是促進(jìn)農(nóng)民消費水平提高的有效途徑，對農(nóng)民增收有顯著的正向效應(yīng)。因此，國家應(yīng)努力提高財政支農(nóng)支出，在“建立社會主義新農(nóng)村”的政策下發(fā)揮重要的作用。

　　關(guān)鍵詞 財政農(nóng)業(yè)支出；實證分析；農(nóng)民消費

　　一、引言

　　從“全面小康”到“社會主義新農(nóng)村”目標(biāo)的推進(jìn)可以看出，國家非常重視農(nóng)村、農(nóng)業(yè)、農(nóng)民相關(guān)問題。新農(nóng)村建設(shè)是在新形式下解決“三農(nóng)”問題的突破口，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)民收入消費水平的提高不僅影響整個宏觀經(jīng)濟(jì)的增長，更關(guān)系著和諧社會和小康目標(biāo)的實現(xiàn)。因此，政府應(yīng)不斷加大財政對農(nóng)業(yè)的投入，改善財政支出結(jié)構(gòu)，制定有效的財政支農(nóng)政策，以多種方式支持糧食生產(chǎn)，促進(jìn)農(nóng)民增收，提高農(nóng)民消費能力。我們在貫徹財政支農(nóng)政策和評價財政支農(nóng)效率的時候，需要弄清楚財政農(nóng)業(yè)支出和農(nóng)村居民消費水平之間的關(guān)系，由此為人們提供理論基礎(chǔ)，并提出政策建議。

　　由于近幾年我國農(nóng)村居民收入增長低迷和消費能力偏低的情況，國內(nèi)不同的學(xué)者和研究結(jié)構(gòu)提出多種觀點。薛譽(yù)華（2002）通過分析我國20世紀(jì)90年代后半期農(nóng)民人均純收入增速超緩的原因，認(rèn)為提高廣大農(nóng)民文化知識水平、發(fā)展規(guī)模農(nóng)業(yè)是增加農(nóng)民收入、促進(jìn)消費的根本所在。李長英（2004）通過基準(zhǔn)壟斷模型及其擴(kuò)展模型的分析，認(rèn)為鼓勵國外和城市企業(yè)向農(nóng)村直接投資是提高農(nóng)民消費能力的有效途徑。孫偉艷等（2004）通過分析農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的組織形式、特點及作用，得出了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營不僅是農(nóng)業(yè)經(jīng)營體制的創(chuàng)新，也是農(nóng)民增收的有效組織形式的結(jié)論。宋元梁（2005）通過建立動態(tài)計量經(jīng)濟(jì)模型分析城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入進(jìn)而消費增長的關(guān)系，認(rèn)為加速城鎮(zhèn)化建設(shè)是持續(xù)增加農(nóng)民收入的重要途徑。江勇（2006）在其文章中指出，農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)整處在新的結(jié)構(gòu)調(diào)整，加快發(fā)展時期，發(fā)展勞務(wù)經(jīng)濟(jì)也具備一定的優(yōu)勢，因此可以通過發(fā)展勞務(wù)經(jīng)濟(jì)來解決農(nóng)村富余人員，增加農(nóng)民收入，促進(jìn)農(nóng)民消費。本文結(jié)合當(dāng)前的國家農(nóng)業(yè)政策，專門從分析財政對農(nóng)業(yè)的支出與農(nóng)民消費水平的關(guān)系入手，以新的視角討論新農(nóng)村建設(shè)中政府對農(nóng)業(yè)財政支出是增加農(nóng)民收入消費的有效途徑。

　　二、建立模型的理論依據(jù)

　　根據(jù)各種消費能理論，建立消費函數(shù)的一般形式為ct = a0 +a1 yt +a2 ct-1 +a3yt-1①其中，ct 、ct-1在這里分別代表農(nóng)村居民t期和t-1期的消費，yt、yt-1分別表示t期和t-1的農(nóng)村居民收入，此式子說明人們當(dāng)期的消費不僅與當(dāng)期的收入有關(guān)，還受到前期收入、前期消費水平等因素的影響，符合消費理論的觀點。然而yt-1與 ct-1之間呈現(xiàn)高度的相關(guān)性（凱恩斯的消費理論指出：當(dāng)期的消費主要取決于當(dāng)期的收入），即解釋變量之間存在多重共線性。因此，我們建立模型的時候首先要合并高都相關(guān)的解釋變量從而減少解釋變量的個數(shù)，達(dá)到消除多重共線性的目的。

　　另外，我們還必須知道政府對農(nóng)業(yè)的支出與農(nóng)民收入之間的關(guān)系。凱恩斯的乘數(shù)理論表明，當(dāng)政府采用擴(kuò)張性財政政策，擴(kuò)大政府支出，便能夠增加社會需求水平，成倍的刺激居民消費和國民經(jīng)濟(jì)。同樣的，在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)中，政府投資興建農(nóng)村道路等基礎(chǔ)設(shè)施為農(nóng)產(chǎn)品的運(yùn)輸和銷售提供了便利和可能，優(yōu)化了農(nóng)民交易的交易條件，從而提高了農(nóng)村居民的收入水平，也促進(jìn)了消費。也就是說政府財政支出的增加導(dǎo)致農(nóng)村居民消費同方向增加，屬于正向的效應(yīng)。我們可以從關(guān)于乘數(shù)的數(shù)量關(guān)系式來得出財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民收入之間的關(guān)系： yt-yt-1=d0（gt-gt-1）所以，yt=（gt-gt-1）+yt-1 ②其中，gt、gt-1分別表示t期和t-1期政府財政農(nóng)業(yè)支出，d0為財政支出的乘數(shù)，我們將②代入①式中得到下面的式子：ct = a0 +a1 {（gt-gt-1）+yt-1} +a2 ct-1 +a3yt-1，把gt-gt-1用△gt來表示，即△gt為模型的另一解釋變量，合并yt-1與 ct-1得到：ct =b0+b1△gt +b2 ct-1 ③

　　三、財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)民消費的實證分析

　�。ㄒ唬�數(shù)據(jù)的收集根據(jù)我國財政體制的改革及其現(xiàn)狀以及數(shù)據(jù)的可取性，我們選取了1986年至2005年的數(shù)據(jù)為樣本，使用國家財政用于農(nóng)業(yè)的支出（決算數(shù)據(jù)）作為我國農(nóng)業(yè)財政支出（g）的度量指標(biāo)。用國民經(jīng)濟(jì)核算中農(nóng)民的最終消費項下的農(nóng)村居民消費（以當(dāng)前的消費水平）作為農(nóng)村居民消費項（c）的度量指標(biāo)。

　�。ǘ�）檢驗分析

　　1. 模型參數(shù)估計我們在進(jìn)行計量經(jīng)濟(jì)模型分析的時候?qū)�把③改寫成�?biāo)準(zhǔn)的計量經(jīng)濟(jì)模型為ct =b0+b1△gt +b2 ct-1+ t④其中，t 為隨即誤差項，并且假設(shè)隨機(jī)誤差項符合經(jīng)典假設(shè)條件，在回歸的過程中，我們由于選擇了ct-1解釋變量消除自相關(guān)性，再利用函數(shù)D（G）從而計算出△gt，并利用普通最小二乘法（OLS）對④式進(jìn)行回歸分析。在這個公式中，我們最為關(guān)心的就是△gt的系數(shù)b1的值，即政府財政支出的變動對農(nóng)民消費的作用。利用Eviews3.1軟件進(jìn)行回歸得到的結(jié)果寫成標(biāo)準(zhǔn)形式為：

　　ct= 1480.580 + 6.00536△gt + 0.90254 ct-1

　　t=（2.439922）（3.353716）（20.83622）

　　R2 =0.970158R2 =0.966427DW=1.5445F=260.0744

　　其中括號內(nèi)數(shù)字代表為對應(yīng)的t值。

　　2.經(jīng)濟(jì)意義檢驗從上面可以看出，b1=6.00536大于0，表明隨著政府農(nóng)業(yè)投入的變動增加，農(nóng)民的消費隨著增加，這是符合經(jīng)濟(jì)意義的。而b2=0.90254大于0，說明前一期的消費水平（包括前期收入、財產(chǎn)等在內(nèi)的因素）對本期消費的綜合影響是正的，這在我國農(nóng)村居民的消費函數(shù)中是一個不可缺少的影響因素，也符合經(jīng)濟(jì)意義。

　　3.統(tǒng)計檢驗整個模型的擬合優(yōu)度很好，R2為0.970158，表明被解釋變量中有97.0158℅由模型中的2個變量來解釋，同時，由于n=20，k=2，查F分布表，得到臨界值：F0.05（2，17）=3.59，又F=260.0744＞3.59= F0.05（2，17），所以在顯著性水平為0.05的情況下，回歸模型從總體上說是顯著的。再有c、△gt和ct-1的t絕對值均大于2，查t分布表可知對應(yīng)于0.05的顯著性水平，這些值都是顯著的，或者根據(jù)t統(tǒng)計量伴隨的概率p值也可以看出，分別為0.0267、0.0040和0.0000均小于0.05，所以模型中每一個解釋變量對被解釋變量都有顯著的影響作用。

　　由于模型中含有滯后的被解釋變量ct-1，屬于自回歸模型，所以轉(zhuǎn)換成Durhin檢驗的h值檢驗法。根據(jù)Eview3.1軟件輸出結(jié)果中計算h==1.038，取a =0.05時，h=1.038<1.96=Z0.025 ，所以模型不存在一階自相關(guān)性（這樣ct-1也自然與t不相關(guān)），經(jīng)偏相關(guān)系數(shù)檢驗和BG檢驗，表明也不存在高階自相關(guān)性。

　　此外，△gt和ct-1的相關(guān)系數(shù)為0.267855，說明模型中解釋變量之間并不存在多重共線性，并且2個解釋變量的方差膨脹因子VIF值均較小（遠(yuǎn)小于10）。由于在模型檢驗中加入了權(quán)術(shù)變量，從而消除了原本存在的異方差性，所以我們可以說此模型通過了全部的檢驗。

　　4.模型的經(jīng)濟(jì)分析從模擬結(jié)果可以看出，由于b1為6.00536，說明當(dāng)其他條件保持不變的情況下，政府財政農(nóng)業(yè)支出的變動對農(nóng)村居民的消費有成倍的正比關(guān)系，即政府對農(nóng)業(yè)財政支出的變動每增加1億元，農(nóng)村居民消費支出就同方向增加6.00536億元。這是我們在進(jìn)行財政支農(nóng)的時候最為關(guān)心的數(shù)據(jù)，也是我們在制定支出政策時的依據(jù)。同時，我們還應(yīng)該看到，農(nóng)村居民當(dāng)期的消費還受到前一期綜合因素的影響，并且也是顯著的，因為上期消費的總體水平每變動一個單位，本期消費就將同方向變動0.90254個單位，也就是說如果上期消費每增加1億元，當(dāng)期消費將增加0.90254億元。從數(shù)據(jù)表格和模型的定量檢驗都表明，財政對農(nóng)業(yè)的支出水平在很大程度上影響著農(nóng)村居民的消費，它的乘數(shù)效應(yīng)確實能夠?qū)�農(nóng)村居民的消費水平起到很大的擠進(jìn)作用，能夠進(jìn)一步擴(kuò)大農(nóng)村居民的消費需求。國家政府應(yīng)該認(rèn)識到加大財政農(nóng)業(yè)支出的必要性，擴(kuò)大支出進(jìn)而提高農(nóng)民收入，最終達(dá)到刺激消費大幅提高的目的。只有政府當(dāng)局努力完成此項任務(wù)，我們才能達(dá)到全面小康，和諧社會才能實現(xiàn)。

　　四、政策建議

　　由此可見，國家應(yīng)該努力增加農(nóng)業(yè)的財政支出，加大對農(nóng)村基本公共物品的提供，尤其是農(nóng)村教育、環(huán)境保護(hù)、醫(yī)療衛(wèi)生和養(yǎng)老保險等公共物品的供給，保證農(nóng)民增收的基本生產(chǎn)和生活條件。還要調(diào)整財政支農(nóng)支出的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，將有限的財政支農(nóng)資金安排在“刀刃”上，注重資金的使用效益，比如提供農(nóng)民急需的大型水利灌溉設(shè)施、大型農(nóng)用固定資產(chǎn)、良種的培育、主要的農(nóng)產(chǎn)品基地和全國性的市場信息，來增強(qiáng)農(nóng)業(yè)市場的競爭力和直接改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的條件。并且還應(yīng)加快城鄉(xiāng)互動發(fā)展，促進(jìn)農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移，改善農(nóng)民市場交易的外部條件，更好的提高農(nóng)民的收入水平。

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