摘要 本文以財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民消費的關系為研究角度，根據(jù)1986-2005年國家的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，建立計量經(jīng)濟學模型，將財政農(nóng)業(yè)支出對居民消費水平的作用進行了實證研究。分析結果表明：財政對農(nóng)業(yè)的支出是促進農(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。因此，國家應努力提高財政支農(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”目標的推進可以看出，國家非常重視農(nóng)村、農(nóng)業(yè)、農(nóng)民相關問題。新農(nóng)村建設是在新形式下解決“三農(nóng)”問題的突破口，農(nóng)村經(jīng)濟增長和農(nóng)民收入消費水平的提高不僅影響整個宏觀經(jīng)濟的增長，更關系著和諧社會和小康目標的實現(xiàn)。因此，政府應不斷加大財政對農(nóng)業(yè)的投入，改善財政支出結構，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系，由此為人們提供理論基礎，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)不同的學者和研究結構提出多種觀點。薛譽華（2002）通過分析我國20世紀90年代后半期農(nóng)民人均純收入增速超緩的原因，認為提高廣大農(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、促進消費的根本所在。李長英（2004）通過基準壟斷模型及其擴展模型的分析，認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論。宋元梁（2005）通過建立動態(tài)計量經(jīng)濟模型分析城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入進而消費增長的關系，認為加速城鎮(zhèn)化建設是持續(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)濟整處在新的結構調(diào)整，加快發(fā)展時期，發(fā)展勞務經(jīng)濟也具備一定的優(yōu)勢，因此可以通過發(fā)展勞務經(jīng)濟來解決農(nóng)村富余人員，增加農(nóng)民收入，促進農(nóng)民消費。本文結合當前的國家農(nóng)業(yè)政策，專門從分析財政對農(nóng)業(yè)的支出與農(nóng)民消費水平的關系入手，以新的視角討論新農(nóng)村建設中政府對農(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，此式子說明人們當期的消費不僅與當期的收入有關，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)高度的相關性（凱恩斯的消費理論指出：當期的消費主要取決于當期的收入），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的解釋變量從而減少解釋變量的個數(shù)，達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)民收入之間的關系。凱恩斯的乘數(shù)理論表明，當政府采用擴張性財政政策，擴大政府支出，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。同樣的，在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟中，政府投資興建農(nóng)村道路等基礎設施為農(nóng)產(chǎn)品的運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，也促進了消費。也就是說政府財政支出的增加導致農(nóng)村居民消費同方向增加，屬于正向的效應。我們可以從關于乘數(shù)的數(shù)量關系式來得出財政農(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。用國民經(jīng)濟核算中農(nóng)民的最終消費項下的農(nóng)村居民消費（以當前的消費水平）作為農(nóng)村居民消費項（c）的度量指標。

　　（二）檢驗分析

　　1. 模型參數(shù)估計我們在進行計量經(jīng)濟模型分析的時候將把③改寫成標準的計量經(jīng)濟模型為ct =b0+b1△gt +b2 ct-1+ t④其中，t 為隨即誤差項，并且假設隨機誤差項符合經(jīng)典假設條件，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式進行回歸分析。在這個公式中，我們最為關心的就是△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軟件進行回歸得到的結果寫成標準形式為：

　　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)字代表為對應的t值。

　　2.經(jīng)濟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，所以轉換成Durhin檢驗的h值檢驗法。根據(jù)Eview3.1軟件輸出結果中計算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性（這樣ct-1也自然與t不相關），經(jīng)偏相關系數(shù)檢驗和BG檢驗，表明也不存在高階自相關性。

　　此外，△gt和ct-1的相關系數(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�。ㄟh小于10）。由于在模型檢驗中加入了權術變量，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)濟分析從模擬結果可以看出，由于b1為6.00536，說明當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。這是我們在進行財政支農(nóng)的時候最為關心的數(shù)據(jù)，也是我們在制定支出政策時的依據(jù)。同時，我們還應該看到，農(nóng)村居民當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)效應確實能夠對農(nóng)村居民的消費水平起到很大的擠進作用，能夠進一步擴大農(nóng)村居民的消費需求。國家政府應該認識到加大財政農(nóng)業(yè)支出的必要性，擴大支出進而提高農(nóng)民收入，最終達到刺激消費大幅提高的目的。只有政府當局努力完成此項任務，我們才能達到全面小康，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、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)部結構，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。并且還應加快城鄉(xiāng)互動發(fā)展，促進農(nóng)村剩余勞動力的轉移，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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