基于農(nóng)村公共品供給的農(nóng)民消費效應(yīng)實證分析

1、<p>　　基于農(nóng)村公共品供給的農(nóng)民消費效應(yīng)實證分析</p><p>　　內(nèi)容摘要：農(nóng)村是拉動內(nèi)需的主戰(zhàn)場，針對農(nóng)村公共品供給和農(nóng)民收入這兩個主要影響農(nóng)民消費的因素，本文利用協(xié)整分析具體研究農(nóng)村公共品供給和農(nóng)民消費支出的長期穩(wěn)定關(guān)系，同時通過誤差修正模型分析農(nóng)村公共品供給和農(nóng)民收入對農(nóng)民消費支出長期效應(yīng)和短期效應(yīng)，并進行相應(yīng)的比較。 </p><p>　　關(guān)鍵詞：農(nóng)村公共供給品

2、協(xié)整分析 誤差修正模型 效應(yīng) </p><p>　　在當(dāng)前金融危機影響還未消退的背景下，國家采取了一系列的“保增長、擴內(nèi)需、調(diào)結(jié)構(gòu)、惠民生”的政策措施。我國農(nóng)村公共品供給不足問題較為嚴(yán)重，在很大程度上，農(nóng)村公共品供給影響農(nóng)民消費結(jié)構(gòu)和消費規(guī)模。我國目前仍是農(nóng)業(yè)大國，基于農(nóng)民人口基數(shù)大、農(nóng)民收入水平低這一基本事實，公共品供給仍然是影響農(nóng)民消費最主要因素之一。本文主要以農(nóng)村公共品供給和農(nóng)民收入這兩個影響農(nóng)民消費的因素

3、為研究對象，通過實證分析，具體比較農(nóng)村公共品供給和農(nóng)民收入這兩個因素對農(nóng)民消費的長期效應(yīng)和短期效應(yīng)，為政策措施制定提供相應(yīng)的實證依據(jù)論文下載。 </p><p>　　農(nóng)村公共品供給對農(nóng)民消費影響的一致性分析 </p><p>　?。ㄒ唬?shù)據(jù)選取與說明 </p><p>　　通過《中國統(tǒng)計年鑒》選取1985-2008年人均財政支出（x1）、人均現(xiàn)金消費支出（yc）和農(nóng)

4、村居民人均純收入（x2）指標(biāo)。需要說明的是：首先，關(guān)于農(nóng)民消費支出，本文采用農(nóng)民人均現(xiàn)金消費支出指標(biāo)，主要原因是：農(nóng)民消費支出包括生活消費總支出和生活消費現(xiàn)金支出，在生活消費總支出中，較多消費部分是自足自給的，這種消費對于拉動內(nèi)需效應(yīng)不大，因此，本文采取生活消費現(xiàn)金支出指標(biāo)。其次，本文采用農(nóng)村居民人均純收入代替農(nóng)民收入，主要是考慮與農(nóng)民消費支出水平指標(biāo)的統(tǒng)計口徑一致性以及數(shù)據(jù)可獲得性。最后，關(guān)于農(nóng)村公共品供給的數(shù)據(jù)較難以整理，同時考慮與

5、前兩個指標(biāo)的統(tǒng)計口徑一致性，因此本文采用人均財政支出作為農(nóng)村公共品供給指標(biāo)。 </p><p>　　（二）變量變化趨勢描述及其分析 </p><p>　　根據(jù)1990-2008年人均財政支出（x1）、人均現(xiàn)金消費支出（yc）和農(nóng)村居民人均純收入（x2）的相關(guān)指標(biāo)，作出圖1和圖2的變化趨勢圖。 </p><p>　　由圖1可以看出，自1985年，我國人均現(xiàn)金消費支出整

6、體處于不斷上升趨勢，在1999年之后，更以加速度上升。相比之下，人均財政支出整體上雖處于不斷上升趨勢，但上升幅度較小。從二者變化趨勢來看，人均現(xiàn)金消費支出和人均財政支出具有一致變化趨勢，這在一定程度上表明，二者具有一致相關(guān)性，農(nóng)村公共品供給影響農(nóng)民消費支出。但是，從各自的上升幅度來看，人均財政支出的上升幅度不及人均現(xiàn)金消費支出的上升幅度，這說明，一方面，我國的農(nóng)村公共品供給處于發(fā)展緩慢狀態(tài)，農(nóng)村公共品供給不足。另一方面，影響農(nóng)民消費支出

7、的因素不僅僅是農(nóng)村公共品供給，還有其他因素?；蛘呤且驗檗r(nóng)村公共品供給是間接地影響農(nóng)民消費支出。 </p><p>　　根據(jù)圖2的農(nóng)村居民人均純收入和人均現(xiàn)金消費支出變化情況來看，二者具有一致變化趨勢，這說明，我國農(nóng)村居民人均純收入和人均現(xiàn)金消費支出具有一致相關(guān)性，農(nóng)民收入影響著農(nóng)民消費。同時，從圖2可以看出，我國農(nóng)村居民人均純收入大于農(nóng)民人均現(xiàn)金消費支出，這說明，我國農(nóng)村居民收入不完全用于消費支出。因此，農(nóng)村公共

8、品供給對農(nóng)民消費的影響具有間接性和不完全性。所謂不完全性是指，一單位公共品供給帶動少于一單位消費支出。所謂間接性是指，農(nóng)村公共品供給可以通過影響農(nóng)民收入、農(nóng)民消費習(xí)慣以及其他因素來影響農(nóng)民消費。 </p><p>　　農(nóng)村公共品供給的農(nóng)民消費效應(yīng) </p><p>　　（一）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗 </p><p>　　對于時間序列數(shù)據(jù)要進行平穩(wěn)性檢驗，本文采用最常用的AD

9、F檢驗法。在Eviews環(huán)境下，檢驗結(jié)果見表1。從表1顯示來看，這些變量在二階5%的顯著水平下是平穩(wěn)的。 </p><p>　?。ǘ〨ranger因果檢驗 </p><p>　　要具體研究變量間的相互依存關(guān)系，必須進行因果檢驗，其主要目的是具體知道每個變量在相互依存關(guān)系中的地位，即哪個變量是因，哪個變量是果，一旦知道了因果關(guān)系，就可以對本質(zhì)因素進行分析。本文采用Granger因果關(guān)系檢驗

10、，結(jié)果如表2所示。 </p><p>　　由表2可以看出，在5%的顯著性水平下X1 是 YC的原因，X2 是 YC的原因，X1 是 X2的原因。即農(nóng)村公共品供給引起農(nóng)民消費支出變化，農(nóng)民收入引起農(nóng)民消費支出變化，農(nóng)村公共品供給引起農(nóng)民收入變化。農(nóng)村公共品供給和農(nóng)民收入是農(nóng)民消費支出的原因，農(nóng)村公共品供給是農(nóng)民收入變化的原因。 </p><p><b>　?。ㄈ﹨f(xié)整分析 <

11、/b></p><p>　　協(xié)整分析是檢驗變量是否具有長期穩(wěn)定的關(guān)系，由表2可知，人均財政支出（x1）、人均現(xiàn)金消費支出（yc）和農(nóng)村居民人均純收入（x2）的對數(shù)的二階差分是平穩(wěn)的，即log（yc）～I（2），log（x1） ～I（2）， log（x2） ～I（2）。由于這些變量是同階平穩(wěn)的，因此可以繼續(xù)做協(xié)整分析。具體分析如下： </p><p><b>　　首先，協(xié)整回

12、歸： </b></p><p>　　log(yct)=0.212.8log(x1t)+0.792269log(x2t) </p><p>　　et=log(yct)-log(yct) </p><p>　　其次，檢驗et的單整性：非均衡誤差項et的單整性檢驗如表3所示，表3顯示表明，非均衡誤差項et在5%的顯著水平下是平穩(wěn)的。 </p>&

13、lt;p>　　因此，變量log（yc）、log（x1） 、log（x2）是協(xié)整，他們之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，為接下來的分析奠定基礎(chǔ)。 </p><p><b>　?。ㄋ模┬?yīng)分析 </b></p><p>　　為了具體明確log（x1）、log（x2）對log（yc）的影響情況以及它們之間的長期和短期效應(yīng)關(guān)系，同時有上面的協(xié)整分析，因此本文可以建立如下誤差修正模

14、型： </p><p>　　在Eviews環(huán)境下的回歸結(jié)果如下： </p><p>　　△log(yct)=0.634554△log(x1t)-0.332041 </p><p>　?。?.78934）（4.98754） D.W=1.8 </p><p>　　[log(yct-1)-1.366096-0.789609log(x1t-1)（1）

15、 </p><p><b>　　R2=0.937 </b></p><p>　　△log(yct)=1.115537△log(x2t)-0.143370 </p><p>　?。?.78912） （3.24971）D.W=1.8 </p><p>　　[log(yct-1)+0.439786-1.06355log(x2t

16、-1)（2） </p><p><b>　　R2=0.937 </b></p><p>　　根據(jù)方程（1）表明，x1對yc影響的短期彈性（0.634554）小于x1對yc影響的長期彈性（0.789609），因此，農(nóng)村公共品供給對農(nóng)民消費影響的短期效應(yīng)小于其長期效應(yīng)。 </p><p>　　方程（2）表明x2對yc影響的短期彈性（1.115537

17、）大于x2對yc影響的長期彈性（1.06355）。這說明農(nóng)民收入對農(nóng)民消費支出影響的短期效應(yīng)大于其長期效應(yīng)。因此，農(nóng)民收入能立即帶動消費，而公共品供給長期消費效應(yīng)比其短期效應(yīng)更大。</p><p>　　為了具體比較農(nóng)村公共品供給和農(nóng)民收入對農(nóng)民消費支出的效應(yīng)。由于人均財政支出（x1）、人均現(xiàn)金消費支出（yc）和農(nóng)村居民人均純收入（x2）具有協(xié)整性，它們具有長期穩(wěn)定關(guān)系，因此可以得出以下回歸方程： </p&g

18、t;<p>　　log(yct)=0.191449log(x1t)+0.807953log(x2t)+ </p><p>　?。?.704564） （4.12146）（4.0317） D.W=1.79 </p><p>　　0.542815AR(1) （3） </p><p>　　R2=0.9937 </p><p>　　由方程

19、（3）可知，在x1和x2共同對yc的影響情況下，x1對yc影響的彈性（0.191449）小于x2對yc影響的彈性（0.807953）。這表明，從長期來說，如果考慮到公共品供給和農(nóng)民收入相互影響，農(nóng)村公共品供給對農(nóng)民消費支出的效應(yīng)小于農(nóng)民收入對農(nóng)民消費支出的效應(yīng)。這個結(jié)論似乎與實際不符合，但是，如果考慮到農(nóng)民收入和農(nóng)村公共品供給之間的關(guān)系就明白其中原因。有以上分析可知，公共品供給是農(nóng)民收入的原因，農(nóng)民收入的提高在一定程度上依賴于農(nóng)村公共品

20、供給。 </p><p>　　從圖3可以看出：由圖3（a）農(nóng)村公共品供給可以直接帶動農(nóng)民消費支出，也可以通過影響農(nóng)民收入間接帶動農(nóng)民消費支出。圖3（b）表明，農(nóng)民收入直接帶動農(nóng)民消費支出。之所以從長期來說農(nóng)村公共品供給對農(nóng)民消費支出的效應(yīng)小于農(nóng)民收入對農(nóng)民消費支出的效應(yīng)，其根本原因是因為農(nóng)村公共品供給影響農(nóng)民收入，進而進一步影響農(nóng)民消費支出。從表面來看，影響農(nóng)民消費支出的因素來自于農(nóng)村公共品供給和農(nóng)民收入，實際上

21、，農(nóng)民消費支出來自于通過農(nóng)村公共品供給帶來的收入。因此，農(nóng)民消費支出的收入效應(yīng)來自于農(nóng)民其他收入和農(nóng)村公共品供給帶來的收入，而農(nóng)民消費支出的農(nóng)村公共品供給效應(yīng)僅來自于農(nóng)村公共品供給。所以農(nóng)民收入對農(nóng)民消費支出的長期效應(yīng)大于農(nóng)村公共品供給對農(nóng)民消費支出的長期效應(yīng)。 </p><p>　　但是，具體到農(nóng)民收入對農(nóng)民消費支出的短期效應(yīng)小于農(nóng)民收入對農(nóng)民消費支出的長期效應(yīng)，其原因是農(nóng)民消費是非理性的，這符合Scott的思

22、想，Scott認(rèn)為農(nóng)民的經(jīng)濟行為奉行“生計第一”和“安全第一”的原則，而不是理性經(jīng)濟人的收益最大化原則。而農(nóng)村公共品的短期效應(yīng)大于其長期效應(yīng)，這是由于農(nóng)村公共品供給帶動農(nóng)民的即期消費支出，林毅夫認(rèn)為農(nóng)民在外部條件限制下，會按照傳統(tǒng)慣例作出消費行為，但在外部條件變化的情況下，會改變自己的行為方式。因此，農(nóng)村公共品供給的變化可以改變農(nóng)民的消費支出。 </p><p>　　綜上所述，農(nóng)村公共品供給不僅能立即改變農(nóng)民的消

23、費習(xí)慣產(chǎn)生即時效應(yīng)，而且能影響農(nóng)民收入，進而影響農(nóng)民消費支出，產(chǎn)生長期效應(yīng)。按照消費者的消費習(xí)慣，收入是改變消費習(xí)慣最方便、最靈活的因素，但是這種習(xí)慣的改變是建立在農(nóng)村公共品供給這個外在條件之上的。因此，農(nóng)村公共品供給在影響農(nóng)民消費支出上不僅具有直接效應(yīng)而且可起到間接“橋梁”作用。 </p><p><b>　　參考文獻： </b></p><p>　　1.羅光強.農(nóng)

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