新农村建设投资支出对扩大农村消费需求贡献的区域差异分析——基于东、中、西部面板数据的实证分析

王君萍,刘 莎

(1.西安石油大学油气资源经济管理研究中心,陕西 西安 710065;2.西安石油大学经济管理学院,陕西 西安 710065)

一、引 言

我国很长时间一直将高投资率、投资驱动作为经济增长的主旋律,与之相伴的是消费率较低。然而自2000年以来,经济连续增长在很大程度上依赖于扩大内需。不仅如此,占全国人口近70%的农村居民是一个非常庞大的消费群体,农村消费水平的增长会大大增强对经济增长的拉动作用。但是由于我国农村居民生活、生产条件长期受到限制,导致农民收入难以提高,进而影响了消费的增长,这就决定了政府财政对农业的投资始终是政府支持农业发展的重要手段,也反映出政府介入经济生活和社会生活的规模和深度,因此对财政支出拉动农村消费进行研究具有重要意义。

中国是一个经济发展水平极不平衡的发展中国家,城乡及区域不平衡体现得尤为突出。目前,城市经济发展已基本满足居民的消费需求,而农村经济发展却始终难以实现。加之我国地域辽阔、地理环境差异显著,区域经济发展的不平衡成为本文关注的另一焦点。本文试图比较研究我国东、中、西部地区加大新农村建设投资支出对扩大农村消费需求的贡献差异。

二、相关文献综述

Bailey(1971)最先研究了政府支出和私人消费之间的关系,得出政府支出挤占了私人消费,即存在挤出效应。C.V.Brown and P.M.Jackson(1990)针对农业的弱质产业特征,WTO的 “黄箱”与 “绿箱”政策都规定了政府财政对农业的投资与补贴政策。因此,包括农业支出在内的财政支出规模的不断扩大是一种必然趋势。Karras(1994)研究了多国数据,认为政府支出同居民消费之间存在一种互补关系,这种互补关系的强度与政府规模负相关,政府支出增加将提高居民消费的边际效用水平,从而提高居民的消费支出水平。

国内学者也对财政支农与消费的关系做了大量研究。李燕凌、李立清从理论上分析农村公共品供给对农民消费规模及结构的影响,提出以农民消费结构为基础的评价公共产品供给水平的模型[1]。崔治文、石丽竹认为农村潜在消费市场的启动有赖于农村公共品供给力度的加大,并从农民消费倾向的角度探讨对不同地区、不同群体应供给的公共产品,使公共产品按照优先序供给,以实现最有效率供给[2]。楚尔鸣、鲁旭、杨光认为,农村公共品供给不仅给农民带来正向消费效应,而且非生产性公共品供给的消费边际效应大于生产性公共品[3]。黎东升、何蒲明经研究发现,农村公共品供给水平与农民消费存在高度相关性,农村居民 “渴望”农村公共品的有效供给[4]。朱建军认为我国农业支出对农村居民消费需求存在挤入效应,地方财政转移支付与农村居民消费需求相关度不显著[5]。

国内外学者大多涉及的是消费和财政支农方面的一般理论问题,且仅运用消费理论来说明财政支农与消费的关系,没有从根本上说明消费如何受到影响。因而新农村建设投资支出对农村消费产生何种影响,并在东、中、西部地区上呈现何种差异,将是本文主要关注的问题。

三、研究数据与样本选择

本文将样本数据分为东、中、西部三个地区,东部地区包括辽宁、河北、北京、天津、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、海南等11个省 (市),中部地区包括吉林、黑龙江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8个省 (市),西部地区包括内蒙古、陕西、青海、宁夏、新疆、甘肃、四川、重庆、贵州、云南、西藏、广西等12个省 (自治区)。

表1 东、中、西部新农村建设投资支出与农村居民消费的原始描述及年均增长率

从表1可见,西部地区新农村建设投资支出的增长速度 (22.655%)较快,高于其他地区,但其绝对数仍低于全国平均量 (33.497)。可见,自实施西部大开发以来,中央政府虽然加大了对西部地区的财政扶持力度,但由于西部该值支出基数过低,以至于在高增长前提下仍处于较低水平,特别是与东部地区仍有较大差距。另一方面,由1990年与2008年各地区比值看出,西部与东部地区农村居民消费差距呈扩大化趋势,但与中部地区农村居民的消费差距基本维持不变。总体上来看,各地区农村居民消费因地域差异性而呈现 “东高西低”的格局。

四、模型构建与计量检验

(一)研究模型

在式 (1)、(2)中,F为新农村建设投资支出,C为农村消费,I为农村居民收入。为消除可能存在的异方差,本文对模型中C、F和I进行自然对数处理,记为lnC、lnF和lnI。

由于无法直接建立新农村建设投资支出与农村消费需求的模型,考虑到农村居民收入对两者的影响,分别建立农村居民收入对农村居民消费和新农村建设投资支出对农村居民收入影响的两个模型,再用农村居民收入做复合传递法,将两者联系。由式 (1)、(2)整理可得:

式 (3)中,β0=α0+α2,β1=α1-1,β2=α3,β1代表新农村建设投资支出对农村居民消费的弹性系数。对式 (3)求导,离散化处理后可得:

其中,c、f分别是农村消费及新农村建设投资支出的增长率。将 (4)式两边同除以c,得:

即式 (5)右边代表新农村建设投资支出对农村居民消费的贡献率。

(二)单位根检验

经检验知,上述变量只含有截距项而不具有时间趋势项,因此在进行单位根检验时,应选取只含截距项的序列。利用Eviews5.0对变量进行单位根检验,其结果可从表2反映出来。

表2 东、中、西部地区面板单位根检验结果

由表2可知,在水平序列上,lnC与lnF的单位根检验结果显示,两变量存在单位根。进一步对两变量的一阶差分进行单位根检验,结果显示两变量不存在单位根。由此认定中、东、西部的lnC和lnF序列均为一阶单整I(1)。故可对这两个变量进行下一步的协整检验。

(三)面板数据协整分析及长期因果关系检验

为研究新农村建设投资支出与农村居民消费间是否存在长期因果关系,本文用EG法 (Engle-Granger两步法)对三个地区变量间的关系进行协整分析。

在进行协整分析之前,经Hausman检验结果选择固定效应模型对式 (3)进行回归,回归后再对得到的残差序列进行单位根检验,最终得到东、中、西部的协整残差检验结果见表3所示。

表3 东、中、西部地区面板协整残差检验结果

根据两步法检验结果表明,除了中部地区的β检验没有拒绝两变量存在单位根的原假设外,东、西部地区的检验都拒绝其存在单位根的原假设。综合来看,残差序列ε是平稳的。因此,东、中、西部地区的新农村建设投资支出均是消费需求的长期原因。

(四)面板数据的误差修正模型

通过面板数据协整检验知,各地区新农村建设投资支出均是消费需求的长期原因。但由于时间跨度较短,需用面板数据误差修正模型对这些结果稳定性的短期因果关系进行检验。

表4 东、中、西部地区面板数据的误差修正模型

由表4可知,对东、中、西部地区而言,回归中 ECMt-1系数为负,说明符合反向修复机制,并且通过1%的显著性检验,因此东、中、西部地区新农村建设投资支出是农村消费的长期原因这一结论得到证实。通过考察该地区其他变量的符号和显著性,发现除中部地区外,东、西部地区新农村建设投资支出均是农村消费的短期原因。

ECMt-1系数值反映对偏离长期均衡的调整力度。西部地区ECMt-1系数绝对值最小,表明长期均衡对短期波动的影响不大,说明西部上一年的非均衡误差以0.209的比率对本年的被解释变量进行反向修正,使新农村建设投资与农村消费不会过多偏离长期均衡状态[6]。

(五)贡献率的计算

表5 模型估计结果

本文采用加权最小二乘法,得出模型的估计结果 (见表5所示)。在模型中,各变量的t检验均通过10%的显著性检验,且整个方程的拟合度较好 (R2=0.969),F与D.W.值也均符合要求。从表5可见,中部地区的截距明显小于东、西部地区,即中部新农村建设投资支出对农村居民消费增长的波动最小。此外,农村居民收入每增长1%,农村居民消费增长0.085%,即当前农村居民消费需求的拉动主要还是依靠农村居民收入的增长。新农村建设投资支出的拉动作用不是所有影响因素中最大的,但其每增加1%仍可拉动农村居民消费增长0.068%。

根据整理计算出各年新农村建设投资支出及农村居民消费的增长率 (见表4所示)及其弹性系数,得到各地区新农村建设投资支出对农村居民消费的贡献率 (见表6所示)。

表6 东、中、西部地区新农村建设投资支出对农村居民消费的贡献率计算结果

从表6可以发现,新农村建设投资支出对农村居民消费的贡献率因地区不同而呈现差异,其中西部地区的贡献率最大。新农村建设投资支出对农村居民消费的贡献率在西部各省相对稳定是一项不可忽略的要素,这与该地区各省政府较重视财政支农支出有关。由于中部地区新农村建设投资支出在短期内难以对农村居民消费产生明显的拉动作用,再加上政府对该地区的新农村建设投资支出过缓,其地区的贡献率最小。

五、结 语

上述实证分析表明,新农村建设投资支出在一定程度上影响并拉动农村居民消费,但没有产生理想的效果。东部地区的新农村建设投资支出力度一直较大,其产生的效益呈边际效用递减,即新农村建设投资支出拉动农村消费由正增长转到负增长;相反地,西部地区由于长期自然经济落后、弱质农业、基础设施薄弱等原因,导致政府财政资金的投入较易对农村消费产生明显效果。

基于上述分析结论,本文提出如下的政策建议:首先,政府应继续加大支农投资力度,选择均衡化的发展路径,加强对农业的支持和保护,保证建立社会主义新农村的物质基础。其次,结合我国新农村建设投资支出与农村消费需求的地区性差异现状,因地制宜。东部地区重在调整及优化新农村建设投资支出的结构,进一步刺激其各行业对农村居民消费的作用和影响,从而提高支农投资效率、增加农业收益和拉动农民消费水平。由于轻视基础设施建设带来的长期效用造成的贡献率最低,中部地区需要建立一种能调动地方政府支农积极性的机制。因此,务必确保地方政府新农村建设投资支出的增长呈连续稳定性,避免人为因素带来的波动影响,增加农业财政投入并实行长期作用的支农机制。西部地区应着手于眼前,继续加强政府财政支农的效率。此外,对西部地区而言,还应学习东、中部的经验教训,促进新农村建设投资支出带动农村消费同步发展,避免忽略投资支出对消费带来的影响。最后,政府引导农村产业结构调整,推进生产的规模经济。根据地区比较优势,实行区域化、规模化开发,注意避免农业产业结构雷同,着力打造有区域特色的农业产业带和关联产业群[7]。

[1]李燕凌,李立清.农村公共品供给对农民消费支出的影响 [J].四川大学学报 (哲学社会科学版),2005,30(5):36-41.

[2]崔治文,石丽竹.基于农民消费倾向的农村公共产品供给优先序研究[J].北方经济,2009,(8).

[3]楚尔鸣,鲁旭,杨光.农村公共物品供给消费效应的实证分析 [J].消费经济,2007,(12):46-49.

[4]黎东升,何蒲明.我国农村公共品供给对农民消费影响的实证研究[J].农业技术经济,2009,(6):26-30.

[5]朱建军,常向阳.地方财政支农支出对农村居民消费影响的面板模型分析[J].农业技术经济,2009,(2):38-45.

[6]高铁梅.计量经济分析方法与建模 (第二版)[M].北京:清华大学出版社,2009.

[7]李佐军.中国新农村建设报告 (2007)[M].北京:社会科学文献出版社,2008.