地方财政支农支出对农村居民消费影响的面板模型分析，本文主要内容关键词为：支农论文,居民消费论文,地方财政论文,出对论文,面板论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
有关政府财政支出对居民消费影响的研究中，国内外主要有两种观点：一种认为政府财政支出对居民消费是挤出的，另一种认为是挤入的。Bailey(1971)最先研究了政府支出和私人消费之间的关系，他认为在政府支出和私人消费之间存在着一定的替代关系。Karras(1994)和Devereus等(1996)发现政府支出同居民消费之间存在一种互补关系。
在国内的研究中，胡书东(2002)发现，以扩大财政支出、加快基础设施建设为重点的积极财政政策对民间消费确实能够起到拉动作用。谢建国和陈漓高(2002)认为短期内政府支出对居民消费是挤入的，但在长期均衡时政府支出完全挤出了居民消费。李广众(2005)分析显示，改革开放以来政府支出与居民消费之间表现为互补关系。李永友和丛树海(2006)则强调政府支出对受流动性约束的城镇居民和农村居民的消费均有拉动作用。潘彬等(2006)研究显示，政府购买性支出与居民消费有互补关系，互补程度系数0.32～0.38。王宏利(2006)认为无论长期还是短期政府消费支出都会挤出居民消费，政府投资支出会促进居民消费。
以上研究对我国政府支出与居民消费之间的关系做了非常有价值的探索，结论存在差异，而且都是从总体的政府支出角度来研究的，并没有考察财政支农支出对农村居民消费的影响。现有专门对财政支农支出与农村居民消费关系的定量研究很少，李燕凌等(2006)分析了农村公共支出对农民消费规模及结构的影响，其分析虽然采用了面板数据，但模型估计仍采用了普通的最小二乘法。本文采用面板模型，进一步对各地区财政支农支出对农村居民消费的影响进行实证分析。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。在对面板数据进行估计时，如果模型形式设定不正确，估计结果将与所要模拟的经济现实偏离甚远，因此本文对模型进行了仔细筛选。另外，对模型估计时，为了消除残差的相关性和变异性的影响，在对残差进行检验的基础上采用了稳健估计方法。
二、地方财政支农支出对农村居民消费影响的机理分析
根据资金使用目的和发挥作用的方式不同可以将财政支农支出分为投入性支出和补贴性支出两大类（沈淑霞，2007）：投入性支出是政府作为投资主体，以提供农业和农村公共产品和服务为目的，对农业和农村领域进行的投入；补贴性支出指政府对粮食生产、农业投入品等方面进行的补贴，这类补贴又称为保护性补贴。本文所指的财政支农是狭义的概念，其中投入性支出主要包括支援农村生产支出、农林水气等部门事业费和农业综合开发支出，补贴性支出主要是指政策性补贴。补贴性支出可以通过价格补贴或者直接补贴的形式直接增加农村居民的收入，而投入性支出主要是提供公共物品和服务，可以间接增加农村居民的收入。
（一）投入性支出对农村居民消费的影响机理
关于投入性支出对农村居民消费的影响主要有两个途径：一是通过间接增加农村居民的收入来带动其消费；二是通过改善农村居民的消费环境来放松其消费约束。
一方面，投入性支出是通过提高农业综合生产能力和农村居民的经营水平来增加其收入，是实现农村居民收入可持续增长的财政支持方式。补贴性支出与投入性支出相比，类似于“授之以鱼与授之以渔”的关系。很多研究也认为，支援农村生产支出和农林水气支出是提高农民纯收入的重要因素（杜玉红等，2006；王敏等，2007）。另一方面，对于一些必需的公共物品，在投入性支出供给不足时私人被迫自行提供，不仅造成了这部分公共物品供给效率低下，也挤占了个人原本可以用于私人物品消费的资源，降低了个人对私人物品的消费需求。相反，增加投入性支出就相当于在一定程度上增加了农村居民用于私人物品消费的可支配收入，会带来其消费水平的提升。
很多基础设施类公共物品与多种私人物品间存在着高度的互补性，前者的有效供给是后者消费的前提条件，因而这一类公共物品的供给不足会制约个人对某些私人物品的消费。由于农村地区交通、水、电、通信等基础设施的落后使很多城市中已经是必不可少的消费品在农村地区却根本无用武之地，在消费环境上限制了农村地区的消费需求（臧旭恒等，2002），比如，用水不便严重影响了洗衣机的消费。面对农民收入水平不断提高的现在和将来，若不适时提供相配套的生活公共物品，农村的消费潜力就不能得到充分提升，潜在的市场就不能转化为现实的市场（罗光强，2002）。
（二）补贴性支出对农村居民消费的影响机理
在我国财政农业支持体系中，与投入性支出相比，补贴性支出处于次要地位，其主要目标是稳定粮食生产和增加农民收入。2002年以前我国对农民的补贴主要采用价格补贴的形式，补贴主要集中在流通环节，通过用粮食风险基金补贴粮食收储企业来间接增加农民收入。2002年起国家开始尝试将粮食价格支持政策改为对种粮农民进行直接补贴。2004年我国正式实施对种粮农民进行直接补贴、粮种补贴、农机具购置补贴等多项新的补贴方式。对农民进行补贴可以直接增加农民的收入，进而可以消费更多的私人物品。
综合上述分析，财政支农支出主要是通过增加农村居民的购买力和改善农村消费环境来拉动农村居民消费。但是其拉动作用的发挥还需要考虑到农村居民的需求，否则只会造成财政资源的浪费，而对于农村居民必需的公共物品却只能由自己提供，又会挤占个人原本可以投向私人物品消费的资源。同时政府支出最终取自于消费者，无效的财政支出只会占用消费者能够利用的消费资源，从而导致居民消费下降。
三、模型的建立和数据说明
本文借鉴李燕凌(2006)采用的布朗—杰克逊模型，将其进行了扩展：
农村居民人均消费支出和纯收入数据直接来源于《中国统计年鉴》。农村居民人均补贴采用各地区政策性补贴的农村居民人均水平来衡量，由于各地区政策性补贴中主要包括粮棉油差价补贴、平抑物价和储备粮补贴、农业生产资料价差补贴等；所以可以用其衡量农村居民人均补贴水平（何振国，2005）。2003年前后的统计口径不一致，其中1995-2002年的投入性财政支农支出包括支援农村生产支出、农业综合开发支出、农林水气等部门事业费，2003-2006年包括农业支出、林业支出、水利和气象支出。对比调整前后的统计口径，如此计算的出入不大。农业支出是合并原支援农村生产支出和原农林水气等部门的事业费下的农垦事业费、农场事业费、农业事业费、畜牧事业费、农机事业费而设置的，其中包括农业综合开发支出；林业支出主要反映原林业事业费；水利与气象支出类主要包括水利、气象和南水北调的事业费支出①。支援不发达地区支出是指以经济社会发展落后的地区或农村为对象的财政支出，包括财政扶贫资金、边境建设事业补助费和民族工作经费（何振国，2005）。由于不发达地区支出主要投向农村，对农村居民的消费会产生影响，所以将其纳入到模型中，作为控制变量。
基于数据的可获得性，本文研究的地区包括31个省份，时间跨度为1995-2006年。农村居民人均消费支出和纯收入利用农村居民消费价格指数进行平减，农村居民人均补贴、投入性财政支农支出和支援不发达地区支出用农村地区商品零售价格指数进行平减，由于直辖市没有分城乡的价格指数，所以分别用总的居民消费价格指数和商品零售价格指数进行平减，将名义变量转变为以1995年为不变价衡量的变量。数据来源于各年的《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》和《重庆市统计年鉴》。
四、面板单位根和协整检验
（一）面板单位根检验
所谓面板单位根检验是指将面板数据中的变量各横截面序列作为一个整体进行单位根检验（吴巧生等，2008）。由于面板数据相对于横截面数据和时间序列数据有着更多的优势，因而近年来许多文献认为建立在面板数据基础上的单位根检验结果比单纯的时间序列单位根检验结果更为可靠（刘舜佳，2008）。
考虑以下基于面板数据的AR(1)过程：
与第一类检验相比，第二类检验放宽了同质性假定，进一步接近了客观现实。LLC检验、Breitung检验及Hadri检验为同质面板单位根的代表性检验方法，IPS检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验为异质面板单位根的代表性检验方法。本文选择较常用的LLC检验、IPS检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验四种方法来分析各个变量的平稳性情况。各变量检验结果如表1。
从表1可以看出，无论是针对同质面板假设的LLC检验，还是针对异质面板假设的IPS检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验，都得出原始变量不平稳（仅ZY变量在LLC检验中平稳）而在一阶差分情况下平稳的结论，因而我们认为各变量均为一阶单位根过程。
（二）面板协整检验
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。纵观面板协整检验的理论研究文献，有两类面板数据协整检验方法：一类是基于面板数据协整回归检验式残差数据单位根检验的面板协整检验，即Engel-Granger二步法的推广，如Pedroni检验和Kao检验；另一类是从推广Johansen迹检验方法的方向发展的面板数据协整检验，如Johansen-Fisher检验。
Kao检验针对的是同质面板数据，是对斜率具有同质性的固定效应模型的检验：
其原假设为面板的所有纵剖面时间序列不存在协整关系，备择假设是面板的所有纵剖面时间序列存在协整关系。
与Kao检验不同，Pedroni检验放松了同质性的约束，是针对异质面板的协整检验，基于更一般的面板固定效应模型：
可以允许截距及时间趋势，也适用于非平衡面板数据，相比Kao检验有很大的改进，其原假设也是无协整关系。Pedroni检验共有7种协整检验统计量，其中4个是组内统计量(Within-dimension)，分别记为Panel v、Panel rho、Panel PP和Panel ADF；另外3个是组间统计量(Between-dimension)，分别记为Group rho、Group PP和Group ADF。4个组内统计量中的前三个用到了Phillips和Perron提出的非参数修正检验，第四个则是基于ADF的参数检验；3个组间统计量中的前两个使用了Phillips和Perron提出的非参数修正检验，而第三个用到了ADF检验（刘舜佳，2008）。在小样本条件下，Panel ADF和Group ADF统计量较其他统计量有着更好的性质。
Johansen-Fisher面板协整检验也是针对异质型面板设定的，是将时间序列向量自回归模型协整的似然比推断推广到异质面板数据情形，需要较多的样本量。由于本文样本量有限，不能采用该检验方法，只能采用上述的Kao检验和Pedroni检验进行面板的协整检验，结果见表2。
由表2的检验结果可以看出，各个检验统计量的P值均在1%的显著水平上拒绝无协整的原假设，所以各变量之间存在协整关系。故可以建立面板回归模型来估计参数，而不产生虚假回归。
五、面板模型估计
（一）模型的选择
在对面板数据进行估计时，使用的样本数据包括了个体、指标和时间三个方向上的信息，如果模型形式设定不正确，估计结果将与所要模拟的经济现实偏离甚远。所以在做面板回归之前需要对面板回归的模型进行选择，即是采用一般的混合回归模型还是变截距或变系数模型，是采用固定效应模型还是随机效应模型，从而避免模型设定的偏差，改进参数估计的有效性。下面首先进行模型的选择。
Hausman提出了一种基于随机效应估计量与固定效应估计量两者差异的检验。在不可观测效应与可观测效应的解释变量不相关的原假设下，随机效应估计量是一致的和有效的，而固定效应估计量虽然是一致的却不是有效的。在不可观测效应与可观测效应的解释变量相关的备择假设下，固定效应估计量是一致的，而随机效应估计量是不一致的。
经计算，Hausman检验的卡方统计量为30.7201，相应的P值为0.0000，所以拒绝原假设，应该选择固定效应模型。
（二）模型的估计
经过上面模型的选择，本文的样本数据适合采用固定效应变截距模型。由于面板数据模型同时考虑了样本时间和截面两个方面的信息，残差可能存在异方差和自相关。下面分别利用Wooldridge提出的基于差分估计量的检验方法来检验面板数据序列相关是否存在，其原假设是不存在一阶序列自相关；用Greene提出的面板数据的截面异方差检验方法来检验是否存在截面异方差，其原假设是不存在截面异方差；用CSD(Cross-Section Dependence)检验方法检验是否存在截面相关。对于CSD检验采用了两种方法，一种是Pesaran(2004)提出的CD检验，是一种参数检验，不仅适用于平衡面板数据，也适用于非平衡面板数据；另一种是Friedman(1937)提出的CSD检验，是一种半参数检验，仅适用于平衡面板数据，两者的原假设都是不存在截面相关。各检验结果见表3。
从表3可知，上述各检验统计量均显著拒绝了原假设，说明经固定效应变截距模型回归所得的残差存在截面异方差、截面相关和一阶序列相关。针对上述情况，本文采用了Driscoll and Kraay(1998)提出的非参数协方差矩阵来估计稳健标准误，得到各变量的稳健估计。Driscoll and Kraay的稳健性估计适用于截面异方差、截面相关和序列相关同时存在的时间跨度较小而截面单位较多的面板数据。
由表4可以看出：(1)不管是普通的还是稳健的固定效应变截距估计结果，均显示投入性财政支农支出对农村居民消费有显著的正向影响，可见各地区加大对农业和农村的投入性支出会拉动农村居民的消费。(2)收入的提高也有利于农村居民消费水平的提高。(3)人均补贴与农村居民消费支出没有太明显的相关性，可能的原因是：一是2002年以前，我国主要通过粮食风险基金补贴粮食收储企业来间接增加农民收入。而粮食收储企业作为补贴的直接受益者，往往会利用其垄断地位来增加自身利益，利用粮食收购时机，通过压级、压价损害农民利益（沈淑霞，2007）。据测算，国家需要耗费7元钱才使农民得到1元钱（丁学东，2001）。所以采用间接补贴的方式存在较大的效率损失，并不能切实提高农民的收入水平。二是2002年起，国家开始尝试将间接补贴改为直接补贴。但是直接补贴政策的执行成本过高必然会对补贴效率目标的实现产生一定影响，把直接补贴作为促进农民增收的手段，在我国不具有规模效率，也不具有重大意义（沈淑霞，2007）。三是随着农村经济的发展，非农收入已成为农民收入增长的主要来源。根据2002年国民经济和社会发展统计公报，直接补贴使农民人均可获得75.58元，只占2002年农民人均纯收入的3.05%。如果考虑直接补贴的转移效率损失，则直接补贴占农民人均纯收入的比重可能更低（沈淑霞，2007）。四是无论是现行的直接补贴还是原来的间接补贴，都是对部分农民进行利益保护的补贴政策，这种补贴政策只能带来部分农民收入水平一定程度的提高，并不能使得所有农民的收入都得到明显提高。所以，综合上述原因，人均补贴并不能切实带来农民收入水平的普遍提高，进而不能带来农村居民消费水平的普遍提高。(4)支援不发达地区支出对农村居民消费也没有明显的影响，这与何振国(2005)认为支援不发达地区支出对农村家庭人均纯收入的增长效果最明显有出入，可能的原因是：一是何文中采用的是时间序列数据，而本文采用的是面板数据，由于数据方面的原因导致结果的显著性存在一定差异；二是何文中支援不发达地区支出对农村居民家庭人均纯收入的显著影响是在滞后2期的情况下得出的，所以支援不发达地区支出的影响存在滞后性导致本文结果不显著。由于支援不发达地区支出不是本文考察的主要变量，其对农村居民消费的具体影响机理希望以后进行深入研究。
六、简要结论
政府财政支出能否带动居民消费水平的提高是运用财政政策进行宏观调控时必须要考虑的关键问题。我国运用财政支出来拉动内需的结果显示，消费需求受财政政策的影响小于投资需求，出现投资过快而消费过缓的现象。本文采用面板模型，在面板单位根和协整检验的基础上，运用稳健估计方法分析了各地区财政支农支出对农村居民消费的影响，认为投入性支出对农村居民消费有显著的正向影响，而补贴性支出对农村居民消费的影响不显著，“授之以鱼不如授之以渔”。因此，各地区加大对农业和农村的投入性财政支农支出会带动农村居民消费水平的提高，当然同时也应该考虑到农村居民的需求。
注释：
①参照《2006年政府预算收支科目》与《2007年政府收支分类科目》的衔接。http://gkk.dxcz.com/Soft/ShowSoft.asp? SoftID=140
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