et=log(yct)-log(yct)

其次，检验et的单整性：非均衡误差项et的单整性检验如表3所示，表3显示表明，非均衡误差项et在5%的显著水平下是平稳的。

因此，变量log(yc)、log(x1) 、log(x2)是协整，他们之间存在长期稳定的关系，为接下来的分析奠定基础。

(四)效应分析

为了具体明确log(x1)、log(x2)对log(yc)的影响情况以及它们之间的长期和短期效应关系，同时有上面的协整分析，因此本文可以建立如下误差修正模型：

在Eviews环境下的回归结果如下：

△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

根据方程(1)表明，x1对yc影响的短期弹性(0.634554)小于x1对yc影响的长期弹性(0.789609)，因此，农村公共品供给对农民消费影响的短期效应小于其长期效应。

方程(2)表明x2对yc影响的短期弹性(1.115537)大于x2对yc影响的长期弹性(1.06355)。这说明农民收入对农民消费支出影响的短期效应大于其长期效应。因此，农民收入能立即带动消费，而公共品供给长期消费效应比其短期效应更大。

为了具体比较农村公共品供给和农民收入对农民消费支出的效应。由于人均财政支出(x1)、人均现金消费支出(yc)和农村居民人均纯收入(x2)具有协整性，它们具有长期稳定关系，因此可以得出以下回归方程：

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共同对yc的影响情况下，x1对yc影响的弹性(0.191449)小于x2对yc影响的弹性(0.807953)。这表明，从长期来说，如果考虑到公共品供给和农民收入相互影响，农村公共品供给对农民消费支出的效应小于农民收入对农民消费支出的效应。这个结论似乎与实际不符合，但是，如果考虑到农民收入和农村公共品供给之间的关系就明白其中原因。有以上分析可知，公共品供给是农民收入的原因，农民收入的提高在一定程度上依赖于农村公共品供给。

从图3可以看出：由图3(a)农村公共品供给可以直接带动农民消费支出，也可以通过影响农民收入间接带动农民消费支出。图3(b)表明，农民收入直接带动农民消费支出。之所以从长期来说农村公共品供给对农民消费支出的效应小于农民收入对农民消费支出的效应，其根本原因是因为农村公共品供给影响农民收入，进而进一步影响农民消费支出。从表面来看，影响农民消费支出的因素来自于农村公共品供给和农民收入，实际上，农民消费支出来自于通过农村公共品供给带来的收入。因此，农民消费支出的收入效应来自于农民其他收入和农村公共品供给带来的收入，而农民消费支出的农村公共品供给效应仅来自于农村公共品供给。所以农民收入对农民消费支出的长期效应大于农村公共品供给对农民消费支出的长期效应。探讨农村公共品供给农民消费效应实证