董玲

內(nèi)容摘要：本文使用我國30個省市區(qū)1995-2008年的面板數(shù)據(jù)資料，采用面板門限模型探討財政支農(nóng)、人口轉(zhuǎn)變與農(nóng)村居民消費非線性影響。實證分析發(fā)現(xiàn)，財政支農(nóng)對農(nóng)村居民消費的直接影響有限，而老年人口比重與農(nóng)村居民消費之間存在兩個門限效應，門限值分別為5.62%和9.21%。所形成的三個門限區(qū)間范圍內(nèi)，農(nóng)村人均純收入每增加1%，分別引起農(nóng)村居民人均消費水平提高0.8069%、0.8160%及0.8201%。該結(jié)論的政策啟示在于，在提高農(nóng)村居民消費的財政政策制定中，應更多地考慮與包含人口、社會保障等其他相關(guān)政策的協(xié)調(diào)。

關(guān)鍵詞：財政支農(nóng) 人口轉(zhuǎn)變 農(nóng)村居民消費 面板數(shù)據(jù)門限回歸模型

問題的提出

統(tǒng)計資料顯示，2010年我國農(nóng)村人口6.71億，占總?cè)丝诘?0.05%。而同時期，農(nóng)村居民消費性支出總額為2.94萬億元，只占居民消費總額的24.58%，遠低于城鎮(zhèn)居民的消費水平。龐大的人口規(guī)模與極低的消費總量很不對稱，所以如何提高農(nóng)村居民的消費水平就顯得尤為重要。

作為宏觀調(diào)控的重要措施，財政支出政策的實施對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展勢必會產(chǎn)生一定影響。整體來說，財政支農(nóng)政策的實施會同時影響農(nóng)村居民的收入與消費水平。曹子堅、魏巍、宋亞（2007）發(fā)現(xiàn)財政支農(nóng)對農(nóng)民增收有著顯著促進作用，財政支農(nóng)綜合效用指標數(shù)據(jù)和農(nóng)民純收入之間彈性為0.8009，誤差修正模型的調(diào)整系數(shù)為-0.116，符合負反饋修正機制。楊林娟、戴亨釗（2008）對甘肅省的財政支農(nóng)支出與農(nóng)民的收入增長關(guān)系的研究結(jié)果表明：當財政對農(nóng)業(yè)每增加1%的投入，農(nóng)民人均收入將增加148.8元。楊敏、蔣遠勝（2011）運用協(xié)整檢驗及誤差修正模型分析了1991-2008年財政支農(nóng)支出對農(nóng)民人均家庭經(jīng)營收入的長期和短期影響，發(fā)現(xiàn)財政支農(nóng)支出對農(nóng)民家庭經(jīng)營收入的影響系數(shù)僅為0.2333。與此同時，相當一部分文獻也在關(guān)注財政支農(nóng)與農(nóng)村居民消費的關(guān)系?？紫槔⑺緩姡?007）的研究表明，政府財政對農(nóng)業(yè)的各項支出提高了我國農(nóng)村居民的可支配收入，從而促進了農(nóng)村消費的增長，農(nóng)村消費需求與GDP增長存在著顯著的正相關(guān)性；儲德銀、閆偉（2009）運用面板數(shù)據(jù)分析方法，發(fā)現(xiàn)地方政府人均財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費有顯著的正向影響，地方政府人均財政支農(nóng)支出每增加1%，農(nóng)村居民人均消費支出平均增加0.01個百分點。姜洋、林霞（2009）發(fā)現(xiàn)政府支出對居民消費的影響效應較小，1978-2006年影響系數(shù)為0.102，即政府支出每增加1%，居民消費增長0.102%，而1996-2006年的影響系數(shù)下降為0.046，表明隨著經(jīng)濟的發(fā)展，政府支出對居民消費的互補程度有所下降；朱建軍、常向陽（2009）發(fā)現(xiàn)地方財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費的影響顯著，其影響系數(shù)為0.501，而中央政府支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費的影響為負，且不顯著。

有關(guān)人口轉(zhuǎn)變對經(jīng)濟發(fā)展的影響源于Modigliani和Brumberg于1954年提出的生命周期假說。該理論認為，人口轉(zhuǎn)變會影響一國或一個地區(qū)的消費水平，進而影響一國或一個地區(qū)的經(jīng)濟增長水平。此后，多名學者從實證角度探討了人口因素對宏觀經(jīng)濟的影響。美國學者Solow（1965）將人口變量作為內(nèi)生變量加入生產(chǎn)函數(shù)；此后，Bloom和Williamson（1998）以東亞國家為研究對象，認為人口轉(zhuǎn)變（Demographic Transition）是東亞國家20世紀經(jīng)濟快速增長的主要原因，他們甚至把這種現(xiàn)象稱為“人口紅利”。Erlandsen和Nymoen（2008）利用挪威季度時間序列數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)65歲及以上人口所占比重每提高1%，長期來看，會導致人均消費水平下降0.31%；短期來看，65歲及以上人口所占比重每提高1%，會導致人均消費水平下降0.344%。李響、王凱、呂美曄（2010）對人口年齡結(jié)構(gòu)變化對農(nóng)村居民消費的影響進行實證研究的結(jié)果顯示，農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比下降與老人撫養(yǎng)比上升都不利于農(nóng)村居民消費率的提升。

綜上所述，在影響農(nóng)村居民消費的諸多因素中，既有國家的宏觀經(jīng)濟政策的影響，也有人口轉(zhuǎn)變的影響。但由于不同學者選取的研究方法和數(shù)據(jù)不盡相同，得出的研究結(jié)論也存在較大差異。本文與上述研究不同的是，內(nèi)容上同時考慮財政支農(nóng)及農(nóng)村人口轉(zhuǎn)變對農(nóng)村居民消費的影響，方法上采用面板數(shù)據(jù)門限回歸模型，該模型的優(yōu)點之一就是可以從結(jié)構(gòu)層面發(fā)現(xiàn)變量之間的非線性關(guān)系。

模型與估計方法

（一）面板數(shù)據(jù)門限回歸模型的估計

Hansen（1999）首先介紹了具有個體固定效應的面板數(shù)據(jù)門限回歸模型，并提出相應的估計和檢驗方法。面板數(shù)據(jù)雙門限回歸模型為：

（1）

其中， yit是被解釋變量，zit是受門限效應影響的解釋變量，xit是不受門限效應影響的解釋變量，qit是門限變量，γ1 、γ2 為門限值，I（·） 是示性函數(shù)，并且，εiti.i.d～N（0， σ2） 。

對于模型（1）首先通過組內(nèi)變換消除個體固定效應，進而得到模型（2）：

（2）

（二）門限效應檢驗和門限值個數(shù)確定

對于單門限模型，使用Hansen的LR統(tǒng)計量：

檢驗假設(shè)，

其中，S0是無門限模型的殘差平方和，S1是單門限模型的殘差平方和，σ12是單門限模型誤差項的方差估計值。

顯然，在零假設(shè)下，模型不存在門限效應，即門限值不可識別，于是，經(jīng)典檢驗具有非標準分布。為此，利用Hansen的自舉法（Bootstrap）可得到LR統(tǒng)計量的經(jīng)驗分布。如果LR1大于經(jīng)驗臨界值，則可推斷門限效應是顯著的，即確定模型中存在一個門限值。

為了進一步確定模型中門限值的個數(shù)，分別使用Hansen（1999）的 統(tǒng)計量：LR2=（S1-S2）/σ22和LR3=（S2-S3）/ σ32 檢驗假設(shè)H02：有一個門限值，H12：有兩個門限值和假設(shè)H03：有兩個門限值，H13：有三個門限值。endprint

其中，S2和S3分別為雙門限和三門限模型的殘差平方和；σ22和σ32分別是雙門限和三門限模型誤差項的方差估計值。以此類推，即可確定模型的門限個數(shù)。

財政支農(nóng)、人口轉(zhuǎn)變與居民消費的非線性效應

（一）變量與樣本

本文以老年人口所占比重為門限變量qit，設(shè)定了面板數(shù)據(jù)門限回歸模型（1），其中包含的變量如表1所示。各省的財政支農(nóng)支出、居民消費、收入數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1996-2009年），人口年齡結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)來自《中國人口統(tǒng)計年鑒》（1996-2009年）。為了使數(shù)據(jù)具有價格上的可比性，以1995年為基期，對農(nóng)民人均消費支出采用農(nóng)村居民消費價格指數(shù)，對農(nóng)民人均純收入采用人均純收入指數(shù)，人均財政支農(nóng)支出采用農(nóng)村居民消費價格指數(shù)進行了消脹處理。

（二）模型估計

首先，基于模型（1）估計門限值為 5.62%和9.21%，及其相應95%漸近置信區(qū)間分別為[5.02%，6.09%]和[8.62 %，11.81%]。表2為利用LR統(tǒng)計量對模型的門限效應進行顯著性檢驗結(jié)果。在99%的顯著性水平下，第一個LR統(tǒng)計量拒絕了不存在門限效應的零假設(shè)，第二個拒絕存在一個門限效應的零假設(shè)，第三個接受了存在兩個門限效應的零假設(shè)。因此，可以運用面板數(shù)據(jù)雙門限回歸模型（1）進行統(tǒng)計推斷。

從表3中各列的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

第一，財政支農(nóng)支出（xit）對居民消費的影響作用有限。該變量彈性系數(shù)為 0.0488，說明財政支農(nóng)支出增加1%，會引起農(nóng)村居民消費增加 0.0488%。

第二，農(nóng)村居民收入和消費之間存在顯著的非線性關(guān)系，收入增長對需求的的動態(tài)影響過程可以劃分為三個不同的體制。

當65歲及以上人口所占比重不高于5.62%時，收入對消費的彈性系數(shù)約為0.8069；當65歲及以上人口所占比重介于5.62%-9.21%之間時，收入對消費的彈性系數(shù)約為0.8160；然而，當65歲及以上人口所占比重高于9.21%時，收入對消費的彈性系數(shù)約為0.8201，這時，收入水平每增加1%，農(nóng)村居民消費水平平均增加0.8201%。間接說明，隨著農(nóng)村老齡化程度的提高，未來農(nóng)村居民會將更多的消費用于老年人口的撫養(yǎng)。

結(jié)論及政策啟示

本文的分析表明，一方面，政府財政對農(nóng)業(yè)的各項支出間接促進了農(nóng)村居民消費的增長，但該項作用程度有限。其原因可能為：財政支農(nóng)主要用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性支出，而不是消費性支出，也就是說該項政策的實施并非直接作用于農(nóng)民消費水平的增加，而是通過改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，進而提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效率的基礎(chǔ)上，通過農(nóng)民收入水平的提高，來達到促進農(nóng)民消費水平提高的目的。

另一方面，本文發(fā)現(xiàn)農(nóng)村老年人口撫養(yǎng)比的上升并非是阻礙當前農(nóng)村消費的因素，而是具有促進作用。按照聯(lián)合國的標準，1989年我國農(nóng)村人口中65歲及以上人口所占的比重為5.82%，1998年首次超過7%，達到7.05%，標志著我國農(nóng)村人口開始進入老齡化階段。此后，人口老齡化程度逐漸加劇，2009年達到9.80%，我國農(nóng)村65歲及以上人口規(guī)模達到6986萬人。相較于城鎮(zhèn)居民，農(nóng)村居民的養(yǎng)老問題面臨著更多的不確定性，國家層面的社會保障還不能夠完全滿足越來越多的農(nóng)村老年人口的需求，巨大的需求缺口只能通過個人或家庭的積蓄來彌補，所以收入中的大部分用于支付老年人口的生活需要，即老年人口越多，消費水平就越高。這恰恰說明當前我國農(nóng)村地區(qū)社會保障體系的滯后性。

基于以上分析，在提高農(nóng)村居民消費的對策中本文提出財政政策與其他政策相互協(xié)調(diào)的總體思路。即財政支農(nóng)政策中應以完善農(nóng)村居民教育、醫(yī)療及社會保障為側(cè)重點，在此基礎(chǔ)上，通過持續(xù)增加農(nóng)業(yè)其他投入，不斷為我國農(nóng)村消費需求的增長提供新的空間。

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