成謝軍 張偉 江可申

摘 要：在消費(fèi)者效用最大化的框架基礎(chǔ)上，構(gòu)建財政對農(nóng)支出、經(jīng)濟(jì)波動與農(nóng)村居民消費(fèi)的動態(tài)最優(yōu)化模型。理論分析表明，財政對農(nóng)支出能夠促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)，經(jīng)濟(jì)波動會抑制農(nóng)村居民消費(fèi)。通過運(yùn)用中國1985—2011年的相關(guān)數(shù)據(jù)，在使用多個工具變量消除內(nèi)生性后，利用2SLS和GMM方法對理論分析的結(jié)論進(jìn)行實證檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，財政對農(nóng)支出確實對農(nóng)村居民消費(fèi)有顯著的正向作用，經(jīng)濟(jì)波動則對農(nóng)村居民消費(fèi)有顯著的負(fù)向作用。實證結(jié)果還表明，滯后二期的農(nóng)村居民消費(fèi)對當(dāng)期消費(fèi)有抑制作用，滯后一期則具有促進(jìn)作用，這說明農(nóng)村居民消費(fèi)具有一定時期內(nèi)的計劃性和“棘輪效應(yīng)”。

關(guān)鍵詞：財政對農(nóng)支出；經(jīng)濟(jì)波動；農(nóng)村居民消費(fèi)；工具變量

文章編號：2095-5960（2014）06-0010-11；中圖分類號：F832；文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)增長趨緩，投資與出口對于經(jīng)濟(jì)增長的作用明顯下降，消費(fèi)的重要性日益凸顯?！笆叽蟆眻蟾嫣岢隽艘獙崿F(xiàn)“居民消費(fèi)率穩(wěn)步提高，形成消費(fèi)、投資、出口協(xié)調(diào)拉動的增長格局”，這是首次將消費(fèi)放在“三駕馬車”的第一位。[1]“十八大”報告進(jìn)一步指出，要“牢牢把握擴(kuò)大內(nèi)需這一戰(zhàn)略基點，加快建立擴(kuò)大消費(fèi)需求長效機(jī)制，釋放居民消費(fèi)潛力，保持投資合理增長，擴(kuò)大國內(nèi)市場規(guī)?！薄2]自2008年以來，拉動內(nèi)需一直是政府和學(xué)者關(guān)注的重要問題，拉動內(nèi)需的關(guān)鍵是居民消費(fèi)，當(dāng)前城市居民消費(fèi)受制于住房、醫(yī)療和教育等方面的剛性約束，農(nóng)村居民消費(fèi)增長就成為刺激內(nèi)需的重中之重。同時，自2008年美國次貸危機(jī)至今，世界經(jīng)濟(jì)總體低迷，使得外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境比較惡劣，經(jīng)濟(jì)波動的風(fēng)險上升，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨更嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。為更好地討論農(nóng)村居民消費(fèi)需求問題，有效開拓和開啟農(nóng)村市場，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，本文選擇財政對農(nóng)支出與經(jīng)濟(jì)波動對農(nóng)村居民消費(fèi)影響這一新的視角，研究二者對農(nóng)村居民消費(fèi)的具體影響，以期通過增加農(nóng)村消費(fèi)彌補(bǔ)外部經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的健康持續(xù)發(fā)展。

一、文獻(xiàn)回顧

凱恩斯主義認(rèn)為，政府財政支出增加會通過乘數(shù)效應(yīng)使國民收入成倍增長，進(jìn)而拉動消費(fèi)增長，新凱恩斯主義的理論分析也得到了相似的結(jié)論。但新古典學(xué)派卻認(rèn)為，政府財政支出增加會使稅收水平上升，經(jīng)濟(jì)人將會下調(diào)未來的收入預(yù)期，最終導(dǎo)致消費(fèi)水平下降。在現(xiàn)有的諸多研究成果中，政府支出與居民消費(fèi)之間的關(guān)系總體上有兩種觀點，一是認(rèn)為政府支出對居民消費(fèi)是擠出的，符合新古典學(xué)派的觀點，二是認(rèn)為政府支出對居民消費(fèi)是擠入的，支持凱恩斯主義的看法。

Bailey（1971）率先研究了政府支出與私人消費(fèi)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)一單位的政府支出相當(dāng)于α單位的私人消費(fèi)（0α1），故政府支出對私人消費(fèi)有一定的期替代作用。[3]Barro（1985）在Bailey研究的基礎(chǔ)上，通過建立一般均衡模型來說明政府支出對居民消費(fèi)的影響，結(jié)論是長期中政府支出對居民消費(fèi)有擠出效應(yīng)。[4]Ahmed（1986）對英國與Amano和Wirjnato（1997）對美國的研究也得出了類似的結(jié)論，認(rèn)為政府支出對私人消費(fèi)是擠出的。[5][6]謝建國和陳漓高（2002）建立了居民消費(fèi)跨期模型，研究表明政府支出在短期內(nèi)擠入居民消費(fèi)，長期內(nèi)則擠出。[7]黃賾琳（ 2005）建立了三部門真實經(jīng)濟(jì)周期模型，以政府支出作為外生隨機(jī)沖擊變量，檢驗結(jié)果顯示政府支出對居民消費(fèi)有一定的擠出效應(yīng)。[8]王文平（2009）的研究表明，短期內(nèi)農(nóng)村財政支出對農(nóng)村居民消費(fèi)存在擠入效應(yīng)，而長期中農(nóng)村財政支出對農(nóng)村居民消費(fèi)具有擠出效應(yīng)。[9]

Karras（1994）使用了多個國家的大量數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)政府支出與居民消費(fèi)具有互補(bǔ)性，政府支出增加可以提高居民消費(fèi)的邊際效用，從而有利于居民增加消費(fèi)。[10]Devereus等（1996）在假定存在規(guī)模報酬遞增和寡頭競爭的前提下，發(fā)現(xiàn)政府支出增加有助于總產(chǎn)出水平的上升，從而增加工人收入，最終增加私人消費(fèi)。[11]財政部辦公廳課題組（2001）的研究表明政府支出與私人消費(fèi)之間不是擠出關(guān)系，而是互補(bǔ)關(guān)系。[12]李永友和叢樹梅（2006）構(gòu)建了居民消費(fèi)最優(yōu)決策模型，發(fā)現(xiàn)改革開放以來積極的財政政策不僅沒有對私人部門消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，反而發(fā)揮了引致效應(yīng)。[13]

研究過程中也有學(xué)者選擇政府支出中財政對農(nóng)支出作為解釋變量分析對居民消費(fèi)的影響，相對來說研究較少。胡永剛和楊智峰（2009）使用乘數(shù)理論和方差分解等工具，發(fā)現(xiàn)財政農(nóng)業(yè)支出對居民消費(fèi)有擠入效應(yīng)。[14]朱建軍和常向陽（2009）采用面板固定效應(yīng)模型研究財政對農(nóng)支出對農(nóng)村居民的消費(fèi)影響，結(jié)果表明財政對農(nóng)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)之間有互補(bǔ)效應(yīng)。[15]毛其淋（2011）采用中國1995—2008年的省域面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)地方政府財政對農(nóng)支出每增加1%，農(nóng)村居民消費(fèi)將增加0.1367%，具有引致作用。[16]

經(jīng)濟(jì)波動與居民消費(fèi)的研究集中于經(jīng)濟(jì)波動（產(chǎn)出波動）與消費(fèi)（波動）的相互關(guān)系上。Hansen（1985）研究了美國1955～1984年的產(chǎn)出和消費(fèi)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)非耐用品和服務(wù)的綜合波動小于產(chǎn)出的波動幅度。[17]Lettau and Uhlig（2000）引入消費(fèi)習(xí)慣和休閑習(xí)慣，認(rèn)為如果能通過勞動和休閑習(xí)慣調(diào)節(jié)消費(fèi)，則經(jīng)濟(jì)波動對消費(fèi)的影響遠(yuǎn)小于產(chǎn)出的波動。[18]Kose and Riezman（2001）考察了22個非洲國家的經(jīng)濟(jì)波動，結(jié)論表明消費(fèi)波動是產(chǎn)出波動的兩倍之多，值得注意的是，這些國家沒有石油出口。[19]Garcia-Cicco，Pancrazi and Uribe（2006）對阿根廷經(jīng)濟(jì)研究表明，消費(fèi)波動高出經(jīng)濟(jì)波動50%左右。[20]

卜永祥和靳炎（2002）、張耿和胡海鷗（2006）、胡永剛和劉方（2007）研究了中國的消費(fèi)波動與產(chǎn)出波動的關(guān)系，結(jié)論都是改革開放前消費(fèi)波動弱于產(chǎn)出波動，改革開放后消費(fèi)波動強(qiáng)于產(chǎn)出波動。其中，胡永剛和劉方（2007）的解釋是消費(fèi)者面臨信貸約束，流動性約束使得消費(fèi)者無法平滑各期的消費(fèi)，造成消費(fèi)波動性增強(qiáng)。[21][22] [23]劉叔中，呂凱波對財政分權(quán)度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對財政支出結(jié)構(gòu)影響的實證分析[24]王朝明和丁志帆（2012）運(yùn)用中國城鎮(zhèn)七等收入分組與美國城市五等收入分組的消費(fèi)數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建包含遞歸效用函數(shù)的Lucas模型，發(fā)現(xiàn)在同質(zhì)性偏好假設(shè)下，經(jīng)濟(jì)波動對中等收入群體消費(fèi)的影響最小，而在消費(fèi)偏好異質(zhì)性條件下，平抑經(jīng)濟(jì)波動增加的富人消費(fèi)更多。[25]

從現(xiàn)有國內(nèi)外研究成果來看，研究結(jié)論并不一致，政府支出、經(jīng)濟(jì)波動對居民消費(fèi)的影響作用還有待于進(jìn)一步的討論和研究?？偟膩碚f，大部分研究是從政府支出總量角度研究對居民消費(fèi)的影響，從財政對農(nóng)支出角度的研究還不足；經(jīng)濟(jì)波動對居民消費(fèi)的影響不同國家的結(jié)論迥異，發(fā)達(dá)國家多支持消費(fèi)波動小于經(jīng)濟(jì)波動，發(fā)展中國家則印證了消費(fèi)波動大于經(jīng)濟(jì)波動的結(jié)論。

特別需要指出的是，現(xiàn)有成果大都是針對全國性樣本的研究，鮮見對農(nóng)村居民樣本的相關(guān)研究，而農(nóng)村居民是經(jīng)濟(jì)增長的重要影響力量，農(nóng)村居民消費(fèi)的潛力不容忽視。[26]我們到目前為止，仍然是典型的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)，2012年農(nóng)村人口為6.42億，統(tǒng)計顯示城市人口首次超過農(nóng)村人口，但國家統(tǒng)計局關(guān)于城鎮(zhèn)人口的統(tǒng)計口徑是指居住在城鎮(zhèn)范圍內(nèi)的全部常住人口，這就意味著涵蓋了從農(nóng)村流動到城市的大量務(wù)工人員，而其中很大比例的進(jìn)城務(wù)工人員沒有城市戶籍，不具備市民資格，沒有自己的住房，不能享受城市的社會保障，自己的子女也不能獲得當(dāng)?shù)氐慕逃Y源，因此這些人員并不是真正的城市人口。比如賀鏗認(rèn)為扣除不具有市民資格的流動人口后，2012年中國的城市化率不到35%；[27]中國社會科學(xué)院發(fā)布的《2013城市藍(lán)皮書》也指出，2012年中國的城市化率可能被高估了10個百分點，真實的城市化率應(yīng)該在42.2%左右。[28]國家統(tǒng)計局的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2012年農(nóng)村居民的消費(fèi)水平遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)居民，二者的比值是0.43，如果按照賀鏗等人的研究，農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)差距更大。因此，在中國經(jīng)濟(jì)面臨重大轉(zhuǎn)型以及是否能夠成功跨越中等收入陷阱的關(guān)鍵時期，研究財政對農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費(fèi)的作用影響，為政府提供合理的財政政策制定依據(jù)，促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)的提高具有重要的理論與現(xiàn)實意義。

鑒于以上原因，筆者擬從理論推導(dǎo)出發(fā)，采用中國數(shù)據(jù)對財政對農(nóng)支出與經(jīng)濟(jì)波動對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響進(jìn)行實證檢驗，作出有說服力的結(jié)論。

二、理論模型

首先構(gòu)建一個代表性農(nóng)村消費(fèi)者兩期的基本經(jīng)濟(jì)模型，消費(fèi)者面臨兩期的最優(yōu)消費(fèi)決策，消費(fèi)者的效用函數(shù)為：

考慮政府財政支出和經(jīng)濟(jì)波動的影響。為簡化分析，政府財政支出僅討論財政對農(nóng)支出變量，假定財政對農(nóng)支出Z的經(jīng)濟(jì)效率為δ，經(jīng)濟(jì)波動對收入的影響系數(shù)為ζ。

財政對農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響可以分為兩個方面，一方面投入性支出增加和提升了農(nóng)村公共產(chǎn)品與服務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量，從而改善了農(nóng)村的生產(chǎn)經(jīng)營環(huán)境，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，有利于農(nóng)民增加收入從而提高消費(fèi)能力。同時，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的完善也有利于營造促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)的客觀環(huán)境，比如在公共產(chǎn)品供給不足時可能轉(zhuǎn)變?yōu)樗饺俗孕刑峁?，擠占私人消費(fèi)，并且基礎(chǔ)設(shè)施性質(zhì)的公共物品缺乏會限制農(nóng)村居民的消費(fèi)，如公路道路和加油站的不足使得農(nóng)民汽車消費(fèi)的意愿不足。另一方面補(bǔ)貼性支出會直接增加農(nóng)民收入，拉動農(nóng)村居民消費(fèi)。如2002年之前的農(nóng)產(chǎn)品價格補(bǔ)貼，2002年之后對耕種農(nóng)戶的直接補(bǔ)貼等。綜上，財政對農(nóng)支出的經(jīng)濟(jì)效率是正值。

經(jīng)濟(jì)波動對收入的影響作用存在爭議，一些學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)波動會導(dǎo)致高產(chǎn)出，如Schumpeter（1934）認(rèn)為經(jīng)濟(jì)波動能降低企業(yè)改進(jìn)效率行為的機(jī)會成本，有利于企業(yè)效率的提高；[29]Mirman（1971）經(jīng)濟(jì)波動會導(dǎo)致更高的預(yù)防性儲蓄和投資，最終促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。[30]還有一些學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)波動會帶來產(chǎn)出的損失，如凱恩斯（1936）認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)波動導(dǎo)致企業(yè)投資風(fēng)險的上升，從而降低社會投資水平；[31]Bemanke（1983）、Ramey和Ramey（1991）從滯留成本出發(fā)，由于企業(yè)投資的時滯和不可逆轉(zhuǎn)，經(jīng)濟(jì)波動增加了投資回報的不確定性，使得企業(yè)投資意愿減弱。[32][33]但是，上述研究都是關(guān)于發(fā)達(dá)國家的研究，不能將其研究結(jié)論直接套用于我國。

國內(nèi)近年來也出現(xiàn)了一些有代表性的研究成果，如李永友（2006）、陳太明（2008）等。[34][35]研究結(jié)論的不一致給提出假設(shè)帶來了一定困難，為解決這一問題，我們暫且參照李永友（2006）、陳太明（2008）、盧二坡和曾五一（2008）[36]的研究，假定ζ小于零。當(dāng)然，這一假定還有待于實證部分的檢驗。 命題1：財政對農(nóng)支出對農(nóng)村消費(fèi)者的消費(fèi)具有擠入效應(yīng)。

命題2：經(jīng)濟(jì)波動對農(nóng)村消費(fèi)者的消費(fèi)具有擠出效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型說明

（一）數(shù)據(jù)與變量說明

農(nóng)村居民消費(fèi)（RC）選擇農(nóng)村居民人均消費(fèi)水平作為代理變量，為了使歷年數(shù)據(jù)具有可比性，以1978年為不變價對歷年數(shù)據(jù)進(jìn)行了計算，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》1986—2012年。

財政對農(nóng)支出（AE）選擇國家財政支出中歷年支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和各項農(nóng)業(yè)事業(yè)費(fèi)作為代理變量，1998年和2007年統(tǒng)計口徑發(fā)生了變化，從1998年開始農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出包括增發(fā)國債安排的支出，2007年開始統(tǒng)計口徑為農(nóng)林水事務(wù)支出。為保證數(shù)據(jù)的連貫性，我們統(tǒng)一使用中央財政用于“三農(nóng)”的支出。數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》1986—2012年。

經(jīng)濟(jì)波動（EF）選擇歷年實際GDP增長率減去預(yù)期到的GDP增長率，預(yù)期到的GDP增長率采用HP濾波方法得到，為檢驗結(jié)論的穩(wěn)健性，還采取了BP濾波方法作為參照。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》1986—2012年。

除上述變量外，為了更加真實的反應(yīng)變量之間的相互影響和因果關(guān)系，以及檢驗變量之間關(guān)系的穩(wěn)健性，我們引入控制變量。經(jīng)濟(jì)增長（GDP）用國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)（1978年=100）作為代理變量，物價水平（RCPI）用農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)（1985年=100）作為代理變量，農(nóng)村居民收入（RI）用農(nóng)村居民人均純收入作為代理變量，以1978年為不變價進(jìn)行計算。數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》1986—2012年。

為弱化可能存在的異方差性和偏態(tài)性，并降低對極端觀測值的敏感性，對所有代理變量做自然對數(shù)處理。為保證解釋變量不受到自然對數(shù)化后正負(fù)號改變的影響，對數(shù)值小于1的變量加一后再取自然對數(shù)。

（二）模型說明

由于考慮了各代理變量可能存在的滯后性，本文建立分布滯后模型來檢驗財政對農(nóng)支出與經(jīng)濟(jì)波動對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響作用。模型基本形式為：

四、估計結(jié)果

（一）數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性描述

（二）單位根檢驗與協(xié)整檢驗

采用ADF檢驗和PP檢驗，結(jié)果顯示變量序列l(wèi)nRC、lnAE、lnEF、lnGDP、lnRCPI、lnRI均服從非平穩(wěn)的I（1）過程。為節(jié)省篇幅，不再給出具體的檢驗過程與結(jié)果。

由于變量序列l(wèi)nRC、lnAE、lnEF、lnGDP、lnRCPI、lnRI均是一階單整序列，符合協(xié)整檢驗的要求。采用Johansen協(xié)整檢驗，給出跡檢驗與最大特征根的兩種檢驗結(jié)果，見表2。

上述兩種檢驗結(jié)果都表明，變量lnRC、lnAE、lnEF、lnGDP、lnRCPI、lnRI之間存在多個協(xié)整關(guān)系。

（三）估計結(jié)果

圖4 序列l(wèi)nRC自相關(guān)——偏自相關(guān)分析圖由自相關(guān)分析圖可知，當(dāng)滯后期k=7時，序列的樣本自相關(guān)系數(shù)才明顯落入隨機(jī)區(qū)間，自相關(guān)函數(shù)表現(xiàn)為拖尾；偏自相關(guān)分析圖顯示，滯后一期的偏自相關(guān)系數(shù)明顯不為零，滯后2期以后的偏自相關(guān)系數(shù)都在置信區(qū)間內(nèi)，偏自相關(guān)函數(shù)具有截尾性。故可建立AR（p）模型，p值可以取1或2，最終經(jīng)AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則判定。

比較AR（1）與AR（2）模型發(fā)現(xiàn)，AR（2）模型更為合適，為節(jié)省篇幅，不再給出AR（1）的回歸結(jié)果，僅給出AR（2）的回歸方程。

正態(tài)性檢驗：估計的參數(shù)在統(tǒng)計學(xué)意義上是否顯著十分關(guān)鍵，在進(jìn)行ARMA模型回歸之前，我們是假定εt服從正態(tài)分布的，所以有必要檢驗這一假定是否成立。利用Jarque-Bera統(tǒng)計量對標(biāo)準(zhǔn)化殘差的正態(tài)性進(jìn)行檢驗，檢驗顯示Jarque-Bera統(tǒng)計量是0.634，伴隨概率是0.728，即在5%顯著水平下不顯著，故接受殘差服從正態(tài)性的假設(shè)。

異方差檢驗：在存在異方差的條件下，使用最小二乘法得到的參數(shù)估計量仍然是無偏的，但參數(shù)的方差是有偏的，則會導(dǎo)致假設(shè)檢驗失效，所以需要檢驗表4的ARMA模型是否存在異方差。采用Breusch-Pagan-Godfrey和White兩種檢驗方法，結(jié)果顯示Breusch-Pagan-Godfrey檢驗的Obs*R-squared的值是6.183，伴隨概率是0.186，即5%顯著水平下不顯著，故接受同方差的原假設(shè)；White檢驗的Obs*R-squared的值是3.895，伴隨概率是0.691，即在5%顯著水平下不顯著，故同樣接受同方差的原假設(shè)。

此外，在表4中我們特別報告了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，結(jié)果顯示穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤遠(yuǎn)小于所對應(yīng)估計的參數(shù)值。結(jié)合T檢驗、正態(tài)性檢驗和異方差檢驗的結(jié)果，說明表4的ARMA模型是可以接受的。

由表4的回歸方程知，長期均衡過程中，財政對農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費(fèi)有擠入效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)波動對農(nóng)村居民消費(fèi)有擠出效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)都能夠促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)，相對來說經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用更大。同時，農(nóng)村居民消費(fèi)具有滯后影響，滯后一期對當(dāng)前消費(fèi)有正向作用，滯后二期有反向作用。這樣，命題1和命題2以及理論模型中關(guān)于ζ的假設(shè)都得到了證實。

（四）內(nèi)生性討論

如果回歸方程存在內(nèi)生性，則OLS的估計結(jié)果可能會產(chǎn)生有偏性和非一致性。上述ARMA模型中，財政對農(nóng)支出有可能是內(nèi)生變量，這是因為財政對農(nóng)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)之間可能互為因果關(guān)系，一方面財政對農(nóng)支出有利于增加農(nóng)民收入，從而帶動消費(fèi)；另一方面農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提高意味著農(nóng)民對農(nóng)業(yè)經(jīng)營投入的增加，反過來對財政對農(nóng)支出有一定的影響。為了證實財政對農(nóng)支出是內(nèi)生變量的猜測，采用Durbin-Wu-Hausman檢驗，選擇財政對農(nóng)支出滯后一期作為工具變量（其原因隨后進(jìn)行解釋），財政對農(nóng)支出作為被解釋變量，工具變量連同原模型中其他解釋變量一起作為解釋變量，運(yùn)用OLS進(jìn)行回歸，得到殘差項μ；將殘差項μ與原模型中所有解釋變量作為解釋變量， 財政對農(nóng)支出作為被解釋變量，運(yùn)用OLS進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)μ的回歸系數(shù)的檢驗結(jié)果為t-Statistic=-2.45，prob.=0.03，顯著，故變量財政對農(nóng)支出確實是內(nèi)生變量。

為解決這一問題，我們采取工具變量法。運(yùn)用工具變量必須注意工具變量的有效性，也就是說工具變量不僅要與財政對農(nóng)支出高度相關(guān)，還必須滿足外生性，即該工具變量只能通過財政對農(nóng)支出間接影響農(nóng)村居民消費(fèi)，而不能直接作用于農(nóng)村居民消費(fèi)。如果只使用唯一一個工具變量，則無法從統(tǒng)計上檢驗工具變量的外生性假設(shè)，但如果能夠?qū)ふ业絻蓚€或兩個以上的工具變量，則可以通過過度識別來檢驗工具變量組是否都符合外生性的要求。為了充分保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文使用兩個工具變量，通過過度識別檢驗來保證工具變量組確實是合適的。① ①詳細(xì)的解釋可以參見方穎和趙揚(yáng)發(fā)表在《經(jīng)濟(jì)研究》2011年第5期的《尋找制度的工具變量：估計產(chǎn)權(quán)保護(hù)對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)》一文。

檢驗財政對農(nóng)支出過程中，我們運(yùn)用了其滯后一期作為工具變量，是因為當(dāng)期的農(nóng)村居民消費(fèi)不會影響上一期的財政對農(nóng)支出，即滯后一期的財政對農(nóng)支出與原模型的隨機(jī)干擾項不會存在同期相關(guān)性，可視為外生的。而滯后一期的財政對農(nóng)支出與當(dāng)期財政對農(nóng)支出是高度相關(guān)的，檢驗得到財政對農(nóng)支出與其滯后一期的相關(guān)系數(shù)是0.986，所以滯后一期的財政對農(nóng)支出是一個合適的工具變量。

另外考慮農(nóng)村土地面積，農(nóng)村土地面積越大，意味著農(nóng)村居民對公共物品的需求越大，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入也越大，即政府為實現(xiàn)既定的服務(wù)目標(biāo)必然要加大對農(nóng)支出，所以農(nóng)村土地面積與財政對弄支出密切相關(guān)。另一方面，土地面積不會直接影響居民消費(fèi)水平。土地面積的大小可能會影響該區(qū)域的消費(fèi)總量，但人均消費(fèi)主要與個體因素有關(guān)，故土地面積不會影響人均消費(fèi)值，而本文采用的就是農(nóng)村人均消費(fèi)水平，很好地規(guī)避了可能存在的土地面積對消費(fèi)總量的影響這一點，因此農(nóng)村土地面積可視為外生的。由于各類年鑒均無農(nóng)村土地面積的直接數(shù)據(jù)，我們使用耕地面積與住宅面積之和作為替代值，其中住宅面積等于農(nóng)村人均住房面積與農(nóng)村人口數(shù)量之積。檢驗發(fā)現(xiàn)財政對農(nóng)支出與農(nóng)村土地面積的相關(guān)系數(shù)為0.695，所以農(nóng)村土地面積是一個合適的工具變量。

為了更進(jìn)一步的檢驗選擇的兩個工具變量是否合適，我們檢驗滯后一期的財政對農(nóng)支出和農(nóng)村土地面積是否會直接影響農(nóng)村居民消費(fèi)水平。檢驗方法是：將滯后一期的財政對農(nóng)支出和農(nóng)村土地面積分別放入回歸方程，考察回歸系數(shù)相應(yīng)的p值，查看p是否大于0.1，大于則說明不存在直接影響，即認(rèn)為是好的IV。檢驗結(jié)果顯示，滯后一期的財政對農(nóng)支出的系數(shù)p值為0.116，農(nóng)村土地面積的系數(shù)p值為0.347，進(jìn)一步說明了滯后一期的財政對農(nóng)支出和農(nóng)村土地面積是合適的工具變量。

由于工具變量數(shù)量多于內(nèi)生變量，需要采用過度識別方法檢驗工具變量的有效性。首先使用2SLS方法估計模型，得到殘差ε，將殘差ε對所有外生變量回歸，獲得R2，在所有IV都與擾動項不相關(guān)的零假設(shè)之下，nR2服從自由度為q的卡方分布，q等于工具變量個數(shù)減去內(nèi)生變量個數(shù)，若nR2超過設(shè)定的顯著性水平的臨界值，則拒絕原假設(shè)，即至少部分IV不是外生的，工具變量失效。按照上面方法，得到R2=0.075，樣本量是24，故nR2=1.80，小于自由度為1的卡方分布的臨界值3.84，不能拒絕原假設(shè)，說明我們選擇的工具變量都是有效的。至此，我們充分檢驗了所選擇的兩個工具變量是好的IV。

下面利用滯后一期的財政對農(nóng)支出與農(nóng)村土地面積作為工具變量，為檢驗結(jié)果的穩(wěn)定性，分別使用2SLS和GMM方法對前面的ARMA模型進(jìn)行回歸，分析結(jié)果是否發(fā)生變化，見表5。

表5回歸結(jié)果顯示，2SLS和GMM的回歸結(jié)果基本是一致的，說明工具變量法的回歸結(jié)果是可信的。2SLS回歸結(jié)果與表4的回歸結(jié)果相比較，財政對農(nóng)支出的系數(shù)基本不變，由0.144變?yōu)?.149；經(jīng)濟(jì)波動的影響略微弱化，由-23.669變?yōu)?21.606；經(jīng)濟(jì)增長的系數(shù)變大，由27.218增大為25.039；農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)不變，由0.608變?yōu)?.638。GMM回歸結(jié)果與表4的回歸結(jié)果相比較，財政對農(nóng)支出的系數(shù)略有下降，由0.144下降為0.130；經(jīng)濟(jì)波動的影響略微變?nèi)酰?23.669變?yōu)?21.792；經(jīng)濟(jì)增長的系數(shù)也變大，由27.218增大為25.036；農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)基本不變，由0.608變?yōu)?.624。綜合2SLS和GMM的回歸結(jié)果，說明直接用OLS回歸的結(jié)果確實是有偏的，使用多個工具變量以后，財政對農(nóng)支出、經(jīng)濟(jì)波動、經(jīng)濟(jì)增長以及農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響程度有所變動但變動的方向是一致的。運(yùn)用工具變量得到的方程同樣證明了命題1和命題2以及理論模型中關(guān)于ζ的假設(shè)是成立的。

五、結(jié)論與建議

文章在理論分析的基礎(chǔ)上，通過對中國1985—2011年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，首先進(jìn)行單位根檢驗和協(xié)整檢驗，排除虛假回歸的可能性，建立了ARMA模型，又考慮到財政對農(nóng)支出的內(nèi)生性，尋找合適的工具變量后，使用2SLS與GMM兩種方法進(jìn)行估計，保證了結(jié)論的可信性，結(jié)論如下：

一是財政對農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費(fèi)水平有明顯的擠入效應(yīng)。財政對農(nóng)支出每增加1%，農(nóng)村居民消費(fèi)會增加0.13%，說明財政對農(nóng)支出可以提高農(nóng)村居民消費(fèi)，改善農(nóng)民生活。

二是經(jīng)濟(jì)波動對農(nóng)村居民消費(fèi)水平有較強(qiáng)的擠出效應(yīng)。實證結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)波動變動1%，農(nóng)村居民消費(fèi)將變動21.792%。很可能是由于經(jīng)濟(jì)波動大幅的改變了農(nóng)村居民的收入水平，導(dǎo)致消費(fèi)水平也有較大的變動。

三是農(nóng)村居民消費(fèi)有一定的滯后效應(yīng)。滯后一期的消費(fèi)水平對當(dāng)期消費(fèi)有顯著的正向作用，說明農(nóng)村居民消費(fèi)存在“棘輪效應(yīng)”，能上不能下；滯后二期的消費(fèi)水平則會抑制當(dāng)期的消費(fèi)，意味著早期的消費(fèi)支出對當(dāng)前消費(fèi)由一定的制約作用，農(nóng)村居民消費(fèi)有著一定時期（比如三年）內(nèi)的計劃性。

四是經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)村居民消費(fèi)價格水平對農(nóng)村居民消費(fèi)有正向作用，特別是在所有考察的變量中，經(jīng)濟(jì)增長的作用最大，系數(shù)達(dá)到25.036，意味著經(jīng)濟(jì)增長1%，農(nóng)村居民消費(fèi)支出將增加25.036%。結(jié)合農(nóng)村居民消費(fèi)價格水平對農(nóng)村居民消費(fèi)也有正向影響，我們認(rèn)為一方面經(jīng)濟(jì)增長帶來了收入的增長進(jìn)而拉動消費(fèi)需求，另一方伴隨經(jīng)濟(jì)增長日益上升的物價水平也導(dǎo)致了消費(fèi)支出的被迫增加。

本文的政策含義主要有兩點：第一，由于財政對農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費(fèi)水平的顯著擠入效應(yīng)，在當(dāng)前階段增加財政對農(nóng)支出對啟動農(nóng)村市場有重要意義。目前財政對農(nóng)支出占財政支出的比重很小，增長空間很大，政府可以通過改善財政支出結(jié)構(gòu)來增加財政對農(nóng)支出。同時，科學(xué)的對財政對農(nóng)支出進(jìn)行管理，積極整合財政支農(nóng)資金，允許和鼓勵各地探索多渠道、多形式的支農(nóng)資金來源，以提高農(nóng)業(yè)競爭力，切實增加農(nóng)民收入，擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)需求。

第二，經(jīng)濟(jì)波動對農(nóng)村居民消費(fèi)有顯著的擠出效應(yīng)，并且消費(fèi)的變動幅度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高出經(jīng)濟(jì)波動。農(nóng)村居民收入偏低，對風(fēng)險較為厭惡，一旦出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)波動會引發(fā)嚴(yán)重的恐慌情緒，對消費(fèi)的抑制非常明顯。一般來說，高收入群體偏好增長，低收入群體偏好平抑波動。因此，政府應(yīng)在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的同時，充分重視對經(jīng)濟(jì)波動的平抑。此外，政府也應(yīng)當(dāng)適度增加面向“三農(nóng)”的投入，完善面向農(nóng)民的社會保障體系，消除他們面臨的風(fēng)險，使農(nóng)村居民消費(fèi)時無后顧之憂。

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