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地方财政支农支出对农村居民消费影响的区域差异研究
马艾 徐合帆 孔令成 余家凤*
（长江大学经济学院，湖北荆州 434023）
【摘要】文章基于空间的同质性和异质性假设，利用2001-2017年省级面板数据，通过空间面板模型实证分析了地方财政支农支出对农村居民消费的影响。结果表明：全国各区域地方财政支农支出对农村居民消费主要呈现挤入效应，但同期的挤出效应不明显；区域间各地区地方财政支农支出消费的挤入效应区域差异明显；区域内各省（直辖市、自治区）财政支农支出消费的挤入挤出效应呈现省区差异化。为了有效挖掘农村居民消费的潜力，提出了加大农业财政支出投入、推动区域间经济合作、坚持因地制宜发展区域经济等对策建议。
【关键词】地方财政支农支出 农村居民消费 空间挤入
【中图分类号】F812.2;F325.45 【文献标识码】A
1、引言与文献评述
随着我国经济进入“新常态”，投资与出口两大引擎在促进经济增长中所发挥的支撑作用面临前所未有的挑战，消费在拉动我国国民经济中所扮演的角色日益突出。但是相关数据显示，进入新世纪以来(2001—2017年)我国城镇居民平均消费水平为14180.55元，而农村居民平均消费水平仅为4457.55元，仅占城镇居民平均消费水平的30%，这表明我国农村居民的消费水平较低，后续可挖掘的潜力较大。财政支农支出作为财政支出的重要组成部分，对于提高农民消费需求起着至关重要的作用。因此，深入剖析地方财政支农支出对农村居民消费的影响，对于深化农村财政体制改革，创新财政支农体系，促进农业供给侧结构性改革，实现乡村振兴和农民脱贫增收均具有重要的现实意义。
国外学术界对于财政支出对居民消费的影响进一步深入研究后，从理论上得出了替代效应和互补效应两种截然相反的结论。Karras（1994）基于传统的凯恩斯主义理论，利用多国数据论证了财政支出和居民消费两者是互补关系。他认为，当国家经济未能达到充分就业时，政府可以加大财政支农支出投入，通过财政的乘数效应来提高国民收入和增加就业，从而增加居民消费[1]。而Tsung -wu Ho（2001）基于新凯恩斯理论则发现财政支出对居民消费具有替代效应。他利用经济合作与发展组织(OECD )24个工业国家财政支出与居民消费的数据，分析得出多国之间的财政支出对居民消费有明显的挤出效应。他认为，当经济达到充分就业，政府继续增加财政资金，只会导致实际物价和利率水平的上升，从而抑制了居民消费[2]。
基于国内经济所具备的典型二元结构，我国学者借鉴国外研究成果，对农业财政支出对农村居民消费的影响进行了研究。一些学者认为地方财政支农支出会正向刺激农村居民消费(朱建军和常向阳，2009；胡永刚和杨智峰，2009；毛其淋2011)［3-5］。胡东兰等(2013)利用我国1978年至2010年时间序列资料和城市与农村居民家庭资料，实证结果表明地方政府适度增加财政支农资金会促进农村居民消费[6]。魏建等(2011)则进一步分析了财政支农支出结构对农村居民消费的影响，其中政府投资性和转移性支出对农村居民消费挤入效果明显，而消费性支出对需求拉动作用有限[7]。而段涛(2011)根据1990-2008年我国31个省（自治区、直辖市）的空间面板数据，也证实增加财政支农支出在整体上会促进地区农村居民消费，但支农支出的挤入效应存在区域差异[8]。但还有一些学者则认为地方财政支农支出会反向抑制农村居民消费(王谦等，2017；张东玲等2018) ［9-10］。王文平基于1983～2007年我国农村财政支出与农村居民消费数据，最后得出在长期中农村财政支出会显著地抑制农村居民消费[11]。蔡定昆（2011）在VAR模型基础上通过构建脉冲响应函数，考察生产性支出和非生产性支出分别对农民消费支出影响，实证结果表明：增加生产性支出会刺激农村居民消费，而增加非生产性支出会减少农村居民消费，且非生产性支出的挤出效应影响较大[12]。
上述成果丰富了财政支农支出与居民消费关系的理论体系，也为学者们开启了进一步研究的空间。然而，由于新世纪以来我国财政农业支出统计口径多次调整，尤其是2007年新的《政府收支分类科目》将财政支农支出更名为“农林水事务”，相关研究文献呈直线下降趋势，缺乏连续性。因此，本文的边际贡献在于利用2001-2017年省级面板数据，基于空间的同质性和异质性假设，通过空间面板模型（Panel Data）从区域差异和省区差异角度，分别估计地方财政支农支出对东部、东北部、中部和西部的农村居民消费的影响程度并加以排序，以期为有效挖掘通过财政支农支出提高农村居民消费的潜力提供相关参考。
2、模型设计与变量选择
2.1变量选择与模型检验
本文将全国31个省市区分为东部、中部、西部和东北部四个区域，运用空间面板模型（Panel Data）对以上区域进行实证分析，从而测度2001-2017年各区域内地方财政支农支出对农村居民消费的影响程度。
借鉴魏健（2011）的研究成果，并立足于我国31个省（直辖市、自治区）农业生产的实际，选取的指标包括地方财政支农支出、农村居民人均消费水平和农村居民家庭人均可支配收入[7]。以上所有变量均为人均变量，且各人均变量均为各人均变量名义值除以2001年为基年的居民消费价格指数之后的实际值，为了消除异方差影响，所有变量均采取对数形式。2001年以来，我国财政支农支出口径变化了三次，具体计算如下：
因此研究分析的数据由2001—2017年的《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》以及《中国区域经济统计年鉴》汇总得来。全国、东部、东北部、中部和西部的农村居民消费模型形式设定检验的结果由表1给出。
表1 各区域农村居民消费模型形式设定检验结果
|
检验统计量 |
全国 |
东部 |
东北部 |
中部 |
西部 |
|
F2 |
3.91 |
4.67 |
4.19 |
3.72 |
3.04 |
|
F1 |
2.15 |
2.90 |
2.16 |
2.05 |
1.98 |
查F分布表，在给定5%的显著性水平下，得到相应的临界值为
F2ɑ（90,434）=1.29
F1ɑ（60,434）=1.34
由于F2>1.29,所以拒绝H2;F1>1.34, 所以拒绝H1。因此，模型采用变系数的形式。
2.2模型设定
其中，Ln rc为农村居民消费，Ln sa为地方财政支农支出，Ln di为农村居民人均可支配收入。为了分析方便，本文以T、E、N、M、W分别表示全国、东部、东北部、中部和西部。上述变量序列的原始数据主要来自于各省历年统计年鉴。
3、实证结果分析
3.1平稳性检验
在面板数据回归之前，首先必须对变量做平稳性检验即判断变量之间是否具有长期稳定的关系，其主要包括两个步骤：单位根检验和协整检验。
3.1.1单位根检验
依据某些学者的研究成果，采取同质和异质面板单位根检验对全国和四大区域的变量Ln rc、Ln sa和Ln di的平稳性进行检验，其中，同质单位根检验采用包括LLC检验、Brei-tung检验和Hadri检验，异质单位根检验包括IPS检验和Fisher-ADF检验。根据具有主要参考价值的LLC值和FIsher-ADF值检验结果显示，可判断至少在10%的显著性水平下，所有变量均为一阶单整。检验结果见表2～表3所列。
表2 各变量的同质单位根（LLC值）检验结果
|
变量 |
全国 |
东部 |
东北部 |
中部 |
西部 |
|
Ln rcTit |
-2.70412 (0.0034) |
-1.4115 (0.0790) |
-1.7310 (0.0417) |
-0.32602 (0.3722) |
-2.03404 (0.0210) |
|
△ln rcTit |
-12.0739 (0.0000) |
-7.49081 (0.0000) |
-5.60841 (0.0000) |
-4.23799 (0.0000) |
-6.75636 (0.0000) |
|
Ln saTit |
4.37711 (1.0000) |
2.45883 (0.9930) |
1.01678 (0.8454) |
2.11461 (0.9828) |
3.01623 (0.9987) |
|
△ln saTit |
-16.6753 （0.0000） |
-6.2242 (0.0000) |
-4.38850 (0.0000) |
-9.65398 (0.0000) |
-12.0463 (0.0000) |
|
Ln diTit |
-2.70610（0.0034） |
-1.7727 (0.0381) |
3.66999 (0.9999) |
-1.84490 (0.0325) |
-2.76124 (0.0029) |
|
△ln diTit |
-7.88287 （0.0000） |
-3.15479 （0.0008） |
-3.19373 (0.0007) |
-4.72154 (0.0000) |
-5.22249 (0.0000) |
注：括号内的数值为相应估计系数对应的p值。下同。
表3 各变量的异质单位根（Fisher-ADF值）检验结果
|
变量 |
全国 |
东部 |
东北部 |
中部 |
西部 |
|
Ln rcWIt |
50.6259 (0.8487) |
14.8939 (0.7824) |
5.88878 (0.4358) |
9.31216 (0.6761) |
20.5311 (0.6662) |
|
△ln rcWit |
201.038 (0.0000) |
70.0717 (0.0000) |
25.1750 (0.0003) |
31.7331 (0.0015) |
74.0579 (0.0000) |
|
Ln saWit |
12.8254 （1.0000） |
5.74841 (0.9992) |
2.20894 (0.8995) |
0.83094 (1.0000) |
4.03715 (1.0000) |
|
△ln saWit |
244.598 （0.0000） |
57.5962 (0.0000) |
22.7426 (0.0009) |
61.0074 (0.0000) |
103.251 (0.0000) |
|
Ln diWit |
72.6540 （0.1670） |
27.2406（0.1286） |
3.83400 (0.6991) |
18.0500 (0.1142) |
24.4213 (0.4377) |
|
△ln diWit |
151.933 （0.0000） |
34.0156 (0.0260) |
13.8932 (0.0309) |
19.5949 (0.0751) |
84.4295 (0.0000) |
3.1.2面板协整检验
基于所有变量均为一阶单整，现对全国以及四大区域的变量Ln rc、Ln sa和Ln di进行联合组内维度检验和组间维度检验。在10%的显著性水平下通过具有主要参考价值的Panel adf值和Group adf值检验，因此地方财政支农支出、农村居民消费以及农村居民可支配收入之间存在长期均衡关系。检验结果如下表4所示。
表4 地方财政支农支出与农村居民消费的面板协整检验
