亚洲免费av电影一区二区三区,日韩爱爱视频,51精品视频一区二区三区,91视频爱爱,日韩欧美在线播放视频,中文字幕少妇AV,亚洲电影中文字幕,久久久久亚洲av成人网址,久久综合视频网站,国产在线不卡免费播放

        ?

        財政支農(nóng)、人口轉(zhuǎn)變與農(nóng)村居民消費的門限效應分析

        2014-05-14 01:19:55董玲
        商業(yè)經(jīng)濟研究 2014年13期
        關(guān)鍵詞:財政支農(nóng)

        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。

        參考文獻:

        1.楊林娟,戴亨釗.甘肅省財政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入增長關(guān)系研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題,2008(3)

        2.楊敏,蔣遠勝.財政支持對提高農(nóng)民家庭經(jīng)營收入的效果—基于1991-2008年統(tǒng)計數(shù)據(jù)的再檢驗[J].四川農(nóng)業(yè)大學學報,2011(3)

        3.曹子堅,魏巍,宋亞.國家財政支農(nóng)投入與農(nóng)民純收入之間的數(shù)量關(guān)系[J].統(tǒng)計與決策,2007(4)

        4.孔祥利,司強.新農(nóng)村建設(shè)財政支出與農(nóng)村消費需求的相關(guān)性[J].云南民族大學學報(哲學社會科學版),2007(5)

        5.儲德銀,閆偉.地方政府支出與農(nóng)村居民消費需求—基于1998-2007年省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析[J].統(tǒng)計研究,2009(8)

        6.姜洋,林霞.政府支出與居民消費:總量影響、結(jié)構(gòu)效應和區(qū)域差異[J].消費經(jīng)濟,2009(10)

        7.朱建軍,常向陽.財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費影響的研究[J].農(nóng)業(yè)考古,2010(3)

        8.李響,王凱,呂美曄.人口年齡結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民消費:理論機理與實證檢驗[J].江海學刊,2010(2)

        9.Bloom,D.E.and J.G.Williamson .Demographic Transitions and Economic Miracles in Emerging Asia[J].World Bank Economic Review,1998,12(3)

        10.Solveig Erlandsen and Ragnar Nymoen.Consumption and population age structure[J].Journal of Population Economics,2008,21(3)endprint

        猜你喜歡
        財政支農(nóng)
        淺析財政支農(nóng)對促進社會主義新農(nóng)村建設(shè)的重要意義
        財政支農(nóng)資金績效問題分析
        調(diào)節(jié)收入分配的財稅政策有效性研究
        財政支農(nóng)資金對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響研究綜述
        關(guān)于當前財政支農(nóng)機制的幾點思考
        基于多階段DEA模型的中國財政支農(nóng)績效分析
        會計之友(2016年11期)2016-06-23 15:46:24
        河北省財政支農(nóng)項目對農(nóng)民增收帶動作用調(diào)研
        商(2016年18期)2016-06-20 22:27:54
        新形勢下我國財政支農(nóng)問題研究
        江淮論壇(2015年4期)2015-11-02 23:10:47
        財政支農(nóng)對農(nóng)村居民消費的效應分析
        廣東“一鄉(xiāng)一品”活動財政扶持政策回顧及其優(yōu)化策略
        中日韩字幕中文字幕一区| 免费特级毛片| 国产日韩欧美亚洲精品中字| 亚洲精品AⅤ无码精品丝袜无码| 人妻中文字幕一区二区三区| 久久777国产线看观看精品| 免费1级做爰片1000部视频| www.狠狠艹| 精品日产一区2区三区| 91精品久久久老熟女91精品| 久久精品国产亚洲av网站| 亚洲综合无码一区二区三区| 久久亚洲aⅴ精品网站婷婷| 蜜桃夜夜爽天天爽三区麻豆av| 国模冰莲极品自慰人体| 国产精品人妻一区夜夜爱| 欧美激情国产亚州一区二区| 亚洲六月丁香色婷婷综合久久| 亚洲中文字幕无码av永久| 欧美成年黄网站色视频| 日本高清在线播放一区二区三区| 少妇被猛烈进入中文字幕| 久久精品国产亚洲av久| 成 人 网 站 免 费 av| 宅宅午夜无码一区二区三区| 亚洲禁区一区二区三区天美| 亚洲国产成人精品无码区在线秒播| 色一情一乱一伦一区二区三欧美 | 亚洲香蕉av一区二区蜜桃| 扒开美女内裤舔出白水| 中文字幕丰满伦子无码| 久久久久欧洲AV成人无码国产| 久久99久久久精品人妻一区二区| 久久精品99国产精品日本| 无套内射蜜桃小视频| 亚洲无线码1区| 国产精品亚洲一区二区三区16| 一本久久伊人热热精品中文字幕| 国产成人国产在线观看| 久久精品伊人久久精品伊人| 狠狠97人人婷婷五月|