在當(dāng)前金融危機(jī)影響還未消退的背景下，國家采取了一系列的“保增長、擴(kuò)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(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)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(shí)，公共品供給仍然是影響農(nóng)民消費(fèi)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(gè)影響農(nóng)民消費(fèi)的因素為研究對(duì)象，通過實(shí)證分析，具體比較農(nóng)村公共品供給和農(nóng)民收入這兩個(gè)因素對(duì)農(nóng)民消費(fèi)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(shí)證依據(jù)。

　　農(nóng)村公共品供給對(duì)農(nóng)民消費(fèi)影響的一致性分析

　　(一)數(shù)據(jù)選取與說明

　　通過《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》選取1985-2008年人均財(cái)政支出(x1)、人均現(xiàn)金消費(fèi)支出(yc)和農(nóng)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(fèi)支出，本文采用農(nóng)民人均現(xiàn)金消費(fèi)支出指標(biāo)，主要原因是：農(nóng)民消費(fèi)支出包括生活消費(fèi)總支出和生活消費(fèi)現(xiàn)金支出，在生活消費(fèi)總支出中，較多消費(fèi)部分是自足自給的，這種消費(fèi)對(duì)于拉動(dòng)內(nèi)需效應(yīng)不大，因此，本文采取生活消費(fèi)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(fèi)支出水平指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)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(shí)考慮與前兩個(gè)指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)口徑一致性，因此本文采用人均財(cái)政支出作為農(nóng)村公共品供給指標(biāo)。

　　(二)變量變化趨勢描述及其分析

　　根據(jù)1990-2008年人均財(cái)政支出(x1)、人均現(xiàn)金消費(fèi)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。

　　由圖1可以看出，自1985年，我國人均現(xiàn)金消費(fèi)支出整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(cái)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(fèi)支出和人均財(cái)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(fèi)支出。但是，從各自的上升幅度來看，人均財(cái)政支出的上升幅度不及人均現(xiàn)金消費(fèi)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(fèi)支出的因素不僅僅是農(nóng)村公共品供給，還有其他因素?；蛘呤且?yàn)檗r(nóng)村公共品供給是間接地影響農(nóng)民消費(fèi)支出。

　　根據(jù)圖2的農(nóng)村居民人均純收入和人均現(xiàn)金消費(fèi)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(fèi)支出具有一致相關(guān)性，農(nóng)民收入影響著農(nóng)民消費(fèi)。同時(shí)，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(fèi)支出，這說明，我國農(nóng)村居民收入不完全用于消費(fèi)支出。因此，農(nóng)村公共品供給對(duì)農(nóng)民消費(fèi)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(dòng)少于一單位消費(fèi)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(fèi)習(xí)慣以及其他因素來影響農(nóng)民消費(fèi)。

　　農(nóng)村公共品供給的農(nóng)民消費(fèi)效應(yīng)

　　(一)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

　　對(duì)于時(shí)間序列數(shù)據(jù)要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文采用最常用的ADF檢驗(yàn)法。在Eviews環(huán)境下，檢驗(yàn)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。

　　(二)Granger因果檢驗(yàn)

　　要具體研究變量間的相互依存關(guān)系，必須進(jìn)行因果檢驗(yàn)，其主要目的是具體知道每個(gè)變量在相互依存關(guān)系中的地位，即哪個(gè)變量是因，哪個(gè)變量是果，一旦知道了因果關(guān)系，就可以對(duì)本質(zhì)因素進(jìn)行分析。本文采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

　　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(fèi)支出變化，農(nóng)民收入引起農(nóng)民消費(fèi)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(fèi)支出的原因，農(nóng)村公共品供給是農(nóng)民收入變化的原因。

　　(三)協(xié)整分析

　　協(xié)整分析是檢驗(yàn)變量是否具有長期穩(wěn)定的關(guān)系，由表2可知，人均財(cái)政支出(x1)、人均現(xiàn)金消費(fèi)支出(yc)和農(nóng)村居民人均純收入(x2)的對(duì)數(shù)的二階差分是平穩(wěn)的，即log(yc)～I(xiàn)(2)，log(x1) ～I(xiàn)(2)， log(x2) ～I(xiàn)(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：

　　首先，協(xié)整回歸：

　　log(yct)=0.212.8log(x1t)+0.792269log(x2t)

　　et=log(yct)-log(yct)

　　其次，檢驗(yàn)et的單整性：非均衡誤差項(xiàng)et的單整性檢驗(yàn)如表3所示，表3顯示表明，非均衡誤差項(xiàng)et在5%的顯著水平下是平穩(wěn)的。

　　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)。

　　(四)效應(yīng)分析

　　為了具體明確log(x1)、log(x2)對(duì)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(shí)有上面的協(xié)整分析，因此本文可以建立如下誤差修正模型：

　　在Eviews環(huán)境下的回歸結(jié)果如下：

　　△log(yct)=0.634554△log(x1t)-0.332041

　　(5.78934)(4.98754) D.W=1.8

　　[log(yct-1)-1.366096-0.789609log(x1t-1)(1)

　　R2=0.937

　　△log(yct)=1.115537△log(x2t)-0.143370

　　(6.78912) (3.24971)D.W=1.8

　　[log(yct-1)+0.439786-1.06355log(x2t-1)(2)

　　R2=0.937

　　根據(jù)方程(1)表明，x1對(duì)yc影響的短期彈性(0.634554)小于x1對(duì)yc影響的長期彈性(0.789609)，因此，農(nóng)村公共品供給對(duì)農(nóng)民消費(fèi)影響的短期效應(yīng)小于其長期效應(yīng)。

　　方程(2)表明x2對(duì)yc影響的短期彈性(1.115537)大于x2對(duì)yc影響的長期彈性(1.06355)。這說明農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)民消費(fèi)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(dòng)消費(fèi)，而公共品供給長期消費(fèi)效應(yīng)比其短期效應(yīng)更大。

　　為了具體比較農(nóng)村公共品供給和農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)民消費(fèi)支出的效應(yīng)。由于人均財(cái)政支出(x1)、人均現(xiàn)金消費(fèi)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：

　　log(yct)=0.191449log(x1t)+0.807953log(x2t)+

　　(3.704564) (4.12146)(4.0317) D.W=1.79

　　0.542815AR(1) (3)

　　R2=0.9937

　　由方程(3)可知，在x1和x2共同對(duì)yc的影響情況下，x1對(duì)yc影響的彈性(0.191449)小于x2對(duì)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(duì)農(nóng)民消費(fèi)支出的效應(yīng)小于農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)民消費(fèi)支出的效應(yīng)。這個(gè)結(jié)論似乎與實(shí)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)村公共品供給。

　　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(dòng)農(nóng)民消費(fèi)支出，也可以通過影響農(nóng)民收入間接帶動(dòng)農(nóng)民消費(fèi)支出。圖3(b)表明，農(nóng)民收入直接帶動(dòng)農(nóng)民消費(fèi)支出。之所以從長期來說農(nóng)村公共品供給對(duì)農(nóng)民消費(fèi)支出的效應(yīng)小于農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)民消費(fèi)支出的效應(yīng)，其根本原因是因?yàn)檗r(nóng)村公共品供給影響農(nóng)民收入，進(jìn)而進(jìn)一步影響農(nóng)民消費(fèi)支出。從表面來看，影響農(nóng)民消費(fèi)支出的因素來自于農(nóng)村公共品供給和農(nóng)民收入，實(shí)際上，農(nóng)民消費(fèi)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(fèi)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(fèi)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(duì)農(nóng)民消費(fèi)支出的長期效應(yīng)大于農(nóng)村公共品供給對(duì)農(nóng)民消費(fèi)支出的長期效應(yīng)。

　　但是，具體到農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)民消費(fèi)支出的短期效應(yīng)小于農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)民消費(fèi)支出的長期效應(yīng)，其原因是農(nóng)民消費(fèi)是非理性的，這符合Scott的思想，Scott認(rèn)為農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)行為奉行“生計(jì)第一”和“安全第一”的原則，而不是理性經(jīng)濟(jì)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(dòng)農(nóng)民的即期消費(fèi)支出，林毅夫認(rèn)為農(nóng)民在外部條件限制下，會(huì)按照傳統(tǒng)慣例作出消費(fèi)行為，但在外部條件變化的情況下，會(huì)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(fèi)支出。

　　綜上所述，農(nóng)村公共品供給不僅能立即改變農(nóng)民的消費(fèi)習(xí)慣產(chǎn)生即時(shí)效應(yīng)，而且能影響農(nóng)民收入，進(jìn)而影響農(nóng)民消費(fèi)支出，產(chǎn)生長期效應(yīng)。按照消費(fèi)者的消費(fèi)習(xí)慣，收入是改變消費(fèi)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(gè)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(fèi)支出上不僅具有直接效應(yīng)而且可起到間接“橋梁”作用。