□ 馬永偉

一、引 言

上世紀(jì)三十年代，面對因生產(chǎn)過剩而引起的資本主義經(jīng)濟(jì)危機(jī)，英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家凱恩斯（Keynes）提出了有效需求理論，他認(rèn)為經(jīng)濟(jì)危機(jī)的出現(xiàn)，是由社會有效需求不足引起，要避免經(jīng)濟(jì)危機(jī)周期性循環(huán)出現(xiàn)，關(guān)鍵問題是如何擴(kuò)大有效需求。凱恩斯（Keynes）把政府（政府可以通過支出來影響經(jīng)濟(jì)）視為獨(dú)立的主體，認(rèn)為政府可以通過印刷機(jī)和公共工程來拉動民眾需求，刺激經(jīng)濟(jì)增長①（英）約翰·梅納德·凱恩斯：《就業(yè)、利息和貨幣通倫（重譯本）》，高鴻業(yè)譯，商務(wù)印書館，1999年版。。改革開放三十多年來，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的需求結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出較為明顯的高投資、低消費(fèi)的狀態(tài)。近5年中國平均消費(fèi)率為50.7%，比世界平均水平低24.8個百分點(diǎn)。其中居民消費(fèi)率為35.3%，比世界平均水平低24.8個百分點(diǎn)，這表明中國消費(fèi)率與世界平均水平的差距100%由居民消費(fèi)率差距導(dǎo)致；按東亞地區(qū)特征看，近五年中居民消費(fèi)率比東亞地區(qū)平均水平低12.6個百分點(diǎn)，在全球化背景下，后發(fā)崛起的東亞地區(qū)高投資、低消費(fèi)的特征已經(jīng)比較突出，但即使跟東亞地區(qū)相比，中國投資率之高和消費(fèi)率之低仍然相當(dāng)顯著②史晉川：《總需求結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變》，《經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理》2011年第1期。。現(xiàn)階段，在歐債危機(jī)和全球金融風(fēng)暴的影響下，國外市場需求萎縮，為保證我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康地發(fā)展，必須將長期由投資和出口拉動的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，轉(zhuǎn)變?yōu)橛上M(fèi)、投資和出口共同拉動。在這一具體的情境下，擴(kuò)大國內(nèi)需求，提高我國居民整體消費(fèi)需求，成為我國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展的必要選項。林毅夫（2006）在對新農(nóng)村建設(shè)問題的研究中就指出，我國最大的存量需求在農(nóng)村，而農(nóng)村消費(fèi)水平低下的部分原因是農(nóng)民收入水平低③林毅夫：《關(guān)于建設(shè)社會主義新農(nóng)村建設(shè)的幾點(diǎn)思考》，《世紀(jì)橋》2006年第4期。。根據(jù)凱恩斯（Keynes）的有效需求理論，就政府層面而言，要拉動農(nóng)村居民的消費(fèi)需求，除必要的經(jīng)濟(jì)政策引導(dǎo)外，還必須通過擴(kuò)大財政農(nóng)業(yè)支出，進(jìn)一步健全農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施，完善農(nóng)村居民社會保障，提高農(nóng)民收入，進(jìn)而拉動農(nóng)村居民消費(fèi)，擴(kuò)大國內(nèi)有效需求，提升居民消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)增長中的比重，為我國國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展打下堅實(shí)的基礎(chǔ)。

浙江省是對外貿(mào)易大省，2011年出口總額突破2000億美元。當(dāng)下，國外市場需求萎縮，擴(kuò)大內(nèi)需，特別是農(nóng)村居民消費(fèi)需求，也是浙江省經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的重要策略。按支出法計算，2004年浙江省城市居民總消費(fèi)額2674.70億元，2010年增至7572.40億元，增幅達(dá)183%，而農(nóng)村居民總消費(fèi)2010年總額僅為2129.41億元，相比于2004年增幅也僅72.4%①數(shù)據(jù)來源：《2011年浙江省統(tǒng)計年鑒》。。相比于城鎮(zhèn)居民，農(nóng)村居民消費(fèi)能力弱，消費(fèi)增長水平低，成為阻礙浙江省經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。由于長期的小農(nóng)農(nóng)耕文明和城鄉(xiāng)二元分割，在當(dāng)前工業(yè)化、城鎮(zhèn)化加速的背景下，農(nóng)村居民收入低，并且與城鎮(zhèn)居民收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大，是導(dǎo)致農(nóng)村消費(fèi)難以啟動的根本原因。就如今世界經(jīng)濟(jì)形勢而言，國內(nèi)需求特別是農(nóng)村居民消費(fèi)需求，將在較長一段時間內(nèi)成為我國今后經(jīng)濟(jì)增長的重要驅(qū)動力。從公共支出角度來看，擴(kuò)大財政農(nóng)業(yè)支出，提高農(nóng)民收入是擴(kuò)大農(nóng)村消費(fèi)，調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生動力，也是縮小城鄉(xiāng)差距、構(gòu)建和諧社會的關(guān)鍵所在。

二、農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)民消費(fèi)

學(xué)術(shù)界已有的對政府支出與居民消費(fèi)關(guān)系的研究中，爭論焦點(diǎn)集中在兩方面，即政府支出對居民消費(fèi)存在“擠出效應(yīng)”，還是“擠入效應(yīng)”，也就是說政府支出是促進(jìn)了居民消費(fèi)，還是抑制了居民消費(fèi)?從國外文獻(xiàn)來看，Bailey（1971）、Karras（1994）、Tagkalakis（2008）等對政府支出與居民消費(fèi)的研究認(rèn)為政府支出促進(jìn)了居民消費(fèi)，政府支出對居民消費(fèi)存在“擠入效應(yīng)”；而 Barro（1986）、Aschauer（1985）、Amanot和Wirjanto（1997）通過對不同國家和地區(qū)相關(guān)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，政府支出與居民消費(fèi)之間存在替代關(guān)系，即政府支出抑制了居民消費(fèi)的增長，出現(xiàn)“擠出效應(yīng)”。國內(nèi)學(xué)者對政府支出與居民消費(fèi)的研究，也呈現(xiàn)出上述兩種結(jié)論，謝建國等②謝建國等：《政府支出與居民消費(fèi)：基于跨期替代模型的中國經(jīng)濟(jì)分析》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2002年第6期。（2002）的研究結(jié)論是財政支出抑制了居民消費(fèi)，財政支出對居民消費(fèi)產(chǎn)生了“擠出效應(yīng)”；洪源③洪源：《政府民生消費(fèi)性支出與居民消費(fèi)：理論詮釋與中國的實(shí)證分析》，《財貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2009年第10期.（2009）等利用計量經(jīng)濟(jì)模型對我國政府支出與居民消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)論是政府支出與居民消費(fèi)之間存在顯著的“擠入效應(yīng)”，政府支出促進(jìn)了居民消費(fèi)。近年來，我國學(xué)者也開始將研究視角投向財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)村居民消費(fèi)產(chǎn)生的影響上來，朱建軍④朱建軍：《地方財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費(fèi)影響的面板模型分析》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2009年第2期。等（2009）、毛其淋⑤毛其淋：《地方政府財政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)》，《經(jīng)濟(jì)評論》2009年第2期。（2011）等利用面板數(shù)據(jù)，建立數(shù)據(jù)模型對財政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)行了計量分析，研究結(jié)果表明，財政支農(nóng)支出促進(jìn)了農(nóng)民居民消費(fèi)的增長，對農(nóng)村居民消費(fèi)產(chǎn)生了“擠入效應(yīng)”。從以上研究成果來看，對政府支出與居民消費(fèi)的關(guān)系，基本上存在兩種看法，即政府支出對居民消費(fèi)或產(chǎn)生“擠入效應(yīng)”，或產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，然而在對財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)的關(guān)系的研究中，結(jié)論基本上傾向于財政農(nóng)業(yè)支出促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)的結(jié)論。

2010年浙江省農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出僅為8390元，而城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出已達(dá)17858元，高出農(nóng)村居民兩倍還多，但這也僅是統(tǒng)計數(shù)據(jù)而已。由于城市居民享受的各種福利性補(bǔ)貼無法統(tǒng)計，如教育、住房、醫(yī)療以及公共用品的消費(fèi)等，使城市居民的實(shí)際消費(fèi)的公共服務(wù)并未計算在內(nèi)，也就是說城鎮(zhèn)居民的實(shí)際消費(fèi)相對于農(nóng)村居民而言被低估。2010年浙江省財政農(nóng)業(yè)支出總額已達(dá)290.37億元，是2006年財政農(nóng)業(yè)支出總額的近三倍，然而農(nóng)村居民消費(fèi)卻增長緩慢，2010年農(nóng)村人均消費(fèi)支出僅比2006年高出2628元。在浙江，財政農(nóng)業(yè)支出到底在多大程度上影響了農(nóng)村居民消費(fèi)水平，本文將利用浙江省的相關(guān)數(shù)據(jù)，建立計量經(jīng)濟(jì)模型實(shí)證分析浙江省財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)的關(guān)系。

根據(jù)財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)的理論邏輯，考慮數(shù)據(jù)的可得性和有效性，選擇1978－2010年為研究樣本區(qū)間，利用浙江省財政農(nóng)業(yè)支出和農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出①考慮數(shù)據(jù)可得性，本文中，“農(nóng)民收入”指標(biāo)采用“農(nóng)村居民人均純收入”指標(biāo)數(shù)據(jù)；“農(nóng)民消費(fèi)”指標(biāo)采用“農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出”指標(biāo)數(shù)據(jù)。的時間序列數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)來源：浙江省歷年統(tǒng)計年鑒），建立被解釋變量為農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出（coms），解釋變量為財政農(nóng)業(yè)支出（agre）的雙變量回歸模型：就這一數(shù)據(jù)而言，所建模型存在較強(qiáng)的序列相關(guān)性，回歸方程的估計結(jié)果不再有效。進(jìn)一步，對回歸方程殘差進(jìn)行相關(guān)圖和Q統(tǒng)計量檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)回歸方程的殘差序列存在三階序列相關(guān)。下面采用AR（3）模型來修正回歸方程的殘差序列的自相關(guān)性，回歸估計結(jié)果如下：

α和β是兩個常數(shù)，為回歸參數(shù)；u為隨機(jī)撓動項，代表未被列入模型，但會對因變量產(chǎn)生影響的因素。變量數(shù)據(jù)均為剔除了價格因素的實(shí)際年度數(shù)據(jù)，為消除由于數(shù)據(jù)采集口徑不同而造成的波動影響，對各時間序列數(shù)據(jù)取自然對數(shù)。用計量分析軟件Eviews6.0進(jìn)行數(shù)據(jù)檢驗(yàn)和計算。

根據(jù)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)理論，時間序列模型的一個重要特征是對統(tǒng)計均衡關(guān)系做某種形式的假設(shè)，其中一個非常重要的假設(shè)是平穩(wěn)性假設(shè)②高鐵梅：《計量經(jīng)濟(jì)分析方法與建?！?，清華大學(xué)出版社，2006年版。。為避免所建模型出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，首先對浙江農(nóng)業(yè)支出規(guī)模和農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出的時間數(shù)據(jù)序列進(jìn)行ADF（Augmented Dickey－Fuller）單位根檢驗(yàn)。

再對新殘差序列 t進(jìn)行LM檢驗(yàn)（P=2），檢驗(yàn)結(jié)果（見表2）表明修正后的回歸方程的殘差序列不存在序列相關(guān)性，估計結(jié)果有效。

表2 LM檢驗(yàn)結(jié)果（Breusch－Godfrey Serial Correlation LM Test）

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

另外，對回歸方程殘差進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)（見表3），T統(tǒng)計量（－3.71），在1%的顯著性水平下小于臨界值（－3.66），說明殘差不存在單位根，即ln（comst）和ln（agret）之間存在協(xié)整關(guān)系，即浙江省財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表3回歸方程殘差平穩(wěn)性（ADF）檢驗(yàn)

檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，兩時間均為不平穩(wěn)序列，然而兩變量時間序列一階差分后平穩(wěn)，即 ln（comst）和ln（agret）都是一階單整序列，I（1）（見表1）。根據(jù)Engle和Granger（1987）提出的協(xié)整理論，對于每一個序列單獨(dú)來說可能是非平穩(wěn)的，但如果各變量具有相同的單整階數(shù)，且這些時間序列的線性組合是平穩(wěn)的（回歸方程的殘差序列平穩(wěn)），那么這種平穩(wěn)組合被稱為協(xié)整關(guān)系，變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系③白仲林：《面板數(shù)據(jù)的計量經(jīng)濟(jì)分析》，南開大學(xué)出版社，2008年版。。對計量模用利用最小二乘法（Ordinary Least Squares）進(jìn)行估計后，D.W.估計值為0.18，

從估計結(jié)果來看，浙江省財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出的彈性影響系數(shù)為負(fù)，表明兩者存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，即財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)村居民消費(fèi)性支出產(chǎn)生了“擠出效應(yīng)”，財政農(nóng)業(yè)支出每增加一個單位，農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出就減少0.034個單位。

三、農(nóng)民收入與農(nóng)民消費(fèi)

中國社科院農(nóng)村發(fā)展研究所發(fā)布的2011年《農(nóng)村經(jīng)濟(jì)綠皮書》認(rèn)為，2010年全國農(nóng)村居民收入增速自1998年以來首次快于城鎮(zhèn)，但目前的城鄉(xiāng)居民收入差距仍然巨大，預(yù)計2011年，這個比例將達(dá)到3.26：1①中國社會科學(xué)院農(nóng)村發(fā)展研究所：《2011年農(nóng)村經(jīng)濟(jì)綠皮書》，社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2011年版。。2010年浙江省農(nóng)村居民人均純收入為11303元，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為27359元，城鄉(xiāng)收入差距比要小于全國水平。但無論全國還是浙江省，由于城市居民享受的各種福利性補(bǔ)貼和公共用品無法統(tǒng)計，使城市居民的實(shí)際收入被低估了。同時，農(nóng)民的收入可能被高估，如果扣除農(nóng)民收入中不可交易的實(shí)物性收入以及農(nóng)民收入中用于下一年再生產(chǎn)的生產(chǎn)資料，農(nóng)民的收入會更低②劉后平：《我國城鄉(xiāng)居民收入差距問題研究》，《山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報》2006年第4期。。在我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，城市化穩(wěn)步推進(jìn)的過程中，不斷拉大的城鄉(xiāng)收入差距和農(nóng)民的低收入抑或是現(xiàn)階段我國農(nóng)村消費(fèi)難以啟動的重要原因，這也在一定程度上限制了我國內(nèi)需的擴(kuò)大，阻礙了經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展。

絕對收入假說和持久收入假說是理論界研究人們消費(fèi)行為時提出的兩種較有影響的理論。絕對收入假說③（英）約翰·梅納德·凱恩斯：《就業(yè)、利息和貨幣通倫（重譯本）》，高鴻業(yè)譯，商務(wù)印書館，1999年版。以英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家凱恩斯（Keynes）為代表，該理論認(rèn)為收入水平和消費(fèi)開支之間存在一定的函數(shù)關(guān)系，消費(fèi)數(shù)量顯然部分地取決于收入水平；當(dāng)人們收入增加時，消費(fèi)也會增加，但其消費(fèi)量不會超過個人可支配收入的絕對水平，也就是說消費(fèi)量的增加幅度不會超過收入增加的幅度，即邊際消費(fèi)傾向在0與1之間。弗里德曼（Friedman）提出的持久收入假說④Milton Friedman：“A Theory of the Consumption Function”，Princeton University Press，1957.則認(rèn)為，人們在計劃消費(fèi)時不是依據(jù)短期的實(shí)際收入，而是依據(jù)長期、持久的收入。因持久收入存在難以計算的問題，在其后的研究中，人們更傾向?qū)⒊志檬杖肟闯墒鞘杖氲奈磥眍A(yù)期或者對個人收入的信心。兩種假說在研究人們消費(fèi)行為時，側(cè)重有所不同，但無疑都認(rèn)為收入是消費(fèi)的穩(wěn)定函數(shù)，是消費(fèi)支出量的原動力。

根據(jù)凱恩斯（Keynes）的絕對收入假說，建立一個簡單消費(fèi)函數(shù)來描述浙江省改革開放以來的農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向。在所建模型中，被解釋變量為農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出（coms），解釋變量為農(nóng)村居民人均純收入（inco）（單位：元），研究數(shù)據(jù)樣本區(qū)間：1978－2010年，變量均為剔除了價格因素的實(shí)際年度數(shù)據(jù)，為消除由于數(shù)據(jù)采集口徑不同而造成的波動影響，對各時間序列數(shù)據(jù)取自然對數(shù)。模型形式為：

α和β是兩個常數(shù)，為回歸參數(shù)；u為隨機(jī)撓動項，代表未被列入模型，但會對因變量產(chǎn)生影響的因素。用計量分析軟件Eviews6.0進(jìn)行數(shù)據(jù)檢驗(yàn)和計算。

據(jù)前文所述，ln（comst）為一階單整序列，而對ln（incot）時間序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在一階差分條件下，其T統(tǒng)計量值為－3.822598，而5%顯著性水平下的臨界值為－3.574244，表明ln（incot）也為一階單整序列。用最小二乘法（Ordinary Least Squares）對所建計量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行初次估計后，為保證估計結(jié)果有效，進(jìn)一步對回歸方程殘差進(jìn)行相關(guān)圖和Q統(tǒng)計量檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)該消費(fèi)函數(shù)回歸方程存在較為明顯的一階序列相關(guān)性，所以用一階自回歸AR（1）模型修正回歸方程的殘差序列的自相關(guān)性，即把滯后殘差項帶入，使誤差項為白噪聲序列，估計結(jié)果如下：

模型修正后方程回歸結(jié)果，D.W.值為1.92，表明回歸方程殘差不存在序列相關(guān)，方程回歸結(jié)果有效，并且殘差序列較為平穩(wěn)（圖1），且ADF檢驗(yàn)（表4）T統(tǒng)計量（－5.36）在1%的顯著性水平下明顯小于臨界值（－3.66），即殘差序列不存在單位根，說明即和之間存在協(xié)整關(guān)系，即浙江省農(nóng)村居民人均純收入與農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

圖1 回歸方程的殘差圖

估計結(jié)果常數(shù)項為正，說明即使農(nóng)村居民人均純收入（inco）為零，消費(fèi)也會達(dá)到0.20，即自發(fā)消費(fèi)。農(nóng)村居民人均純收入（inco）的系數(shù)（0.946）為邊際消費(fèi)傾向，表明農(nóng)村居民人均純收入增加1個單位，會導(dǎo)致農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出（coms）0.946個單位。

表4 消費(fèi)函數(shù)回歸方程殘差平穩(wěn)性（ADF）檢驗(yàn)

四、簡 論

本文考察了浙江省1979－2010年財政農(nóng)業(yè)支出、農(nóng)民收入與農(nóng)民消費(fèi)的關(guān)系，從協(xié)整分析方法檢驗(yàn)樣本區(qū)間的數(shù)據(jù)情況來看，浙江省財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)民消費(fèi)、農(nóng)民收入與農(nóng)民消費(fèi)之間都存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)民消費(fèi)之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，而農(nóng)民收入與農(nóng)民消費(fèi)之間存在正相關(guān)關(guān)系。

從浙江省財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出的研究樣本區(qū)間數(shù)據(jù)的分析結(jié)果來看，財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)村人均消費(fèi)性支出產(chǎn)生了“擠出效應(yīng)”，也就是浙江省財政農(nóng)業(yè)支出的增加，并沒有促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)的增加，反而“擠出”了農(nóng)民消費(fèi)。這一結(jié)論與朱建軍等（2009）、毛其淋（2011）等利用面板數(shù)據(jù)，建立數(shù)據(jù)模型對財政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)的關(guān)系研究結(jié)論，截然相反；也同一般意義上財政農(nóng)業(yè)支出促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)的理論邏輯大不相同。農(nóng)業(yè)是市場競爭中的弱質(zhì)產(chǎn)業(yè)，從農(nóng)業(yè)的弱質(zhì)性和我國長期城鄉(xiāng)二元分割體系來看，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施、社會保障體系落后，擴(kuò)大財政對農(nóng)業(yè)的支持力度，加快我國農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，完善社會保障體系，能夠直接拉動農(nóng)村需求，促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)水平的提高。但本文對浙江省財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出的驗(yàn)證結(jié)論卻迥異于上述邏輯，原因可能在于：一是財政農(nóng)業(yè)支出效率不高，行政管理費(fèi)用支出相對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)規(guī)模過大，阻礙了財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)村居民消費(fèi)的“擠入”；二是財政農(nóng)業(yè)支出在提升農(nóng)村資本存量和農(nóng)業(yè)科研投入等方面的支出對農(nóng)民消費(fèi)的促進(jìn)是一個緩慢釋放的過程，短期內(nèi)無法彌補(bǔ)所擠占的農(nóng)村居民消費(fèi)。

浙江省農(nóng)民收入與農(nóng)民消費(fèi)的正相關(guān)關(guān)系及高達(dá)0.946的邊際消費(fèi)傾向，驗(yàn)證了凱恩斯（Keynes）的絕對收入假說：收入是消費(fèi)的穩(wěn)定函數(shù)，同時也說明了農(nóng)民收入是影響浙江農(nóng)民實(shí)際消費(fèi)的重要影響因素。我國農(nóng)村居民收入與消費(fèi)傾向的關(guān)系呈現(xiàn)U型曲線的規(guī)律：低收入者被動地產(chǎn)生高消費(fèi)傾向，中等收入者的消費(fèi)傾向較低，而高收入者有利于提高消費(fèi)的傾向①陳自芳：《農(nóng)民收支結(jié)構(gòu)對收入與消費(fèi)的影響—兼論提高農(nóng)民收入促進(jìn)消費(fèi)的對策》，《浙江省委黨校學(xué)報》2011年第2期。。浙江省農(nóng)民收入高達(dá)0.946的邊際消費(fèi)傾向，表明浙江省農(nóng)民總體上并沒有達(dá)到較高甚至中等的生活水平，只要增加農(nóng)民收入，就可以較大幅度地提升農(nóng)村居民的消費(fèi)水平。在當(dāng)前世界經(jīng)濟(jì)疲軟，國際市場萎縮的條件下，要刺激消費(fèi)，擴(kuò)大內(nèi)需，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定地發(fā)展，就必須考慮研究如何提高農(nóng)民收入。在當(dāng)前工業(yè)化、城鎮(zhèn)化加速的背景下，城鄉(xiāng)居民的收入差距呈擴(kuò)大之勢。提高農(nóng)民收入既是擴(kuò)大農(nóng)村消費(fèi)，增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)內(nèi)生動力，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，也是縮小城鄉(xiāng)差距，構(gòu)建和諧社會的關(guān)鍵所在?！?/p>