李興文 邢斯達(dá)

（西北師范大學(xué)，蘭州 730070）

一、引言與相關(guān)文獻(xiàn)述評

隨著改革開放的不斷深入，中國經(jīng)濟(jì)迅猛發(fā)展，綜合國力日益增強(qiáng)。2008年金融危機(jī)席卷全球，中國作為世界主要經(jīng)濟(jì)體，同樣受到波及。在世界環(huán)境不穩(wěn)定的影響之下，我國出口日趨乏力，傳統(tǒng)的以投資、出口為主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)增長方式顯然不能有效的幫助我們度過金融危機(jī)。正是在這樣的背景下，中央明確提出要加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，由傳統(tǒng)的投資、出口拉動經(jīng)濟(jì)增長向以投資、消費(fèi)、出口協(xié)調(diào)拉動轉(zhuǎn)變，牢牢把握擴(kuò)大內(nèi)需這一戰(zhàn)略基本點(diǎn)。根據(jù)全國第六次人口普查，我國農(nóng)村人口占總?cè)丝诒壤秊?0.32%，而2012年農(nóng)村居民消費(fèi)占居民消費(fèi)總額比例僅為26.4%，我國農(nóng)村居民消費(fèi)嚴(yán)重不足。如何利用財政政策有效的促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)，從而推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展，對我國實(shí)現(xiàn)擴(kuò)大內(nèi)需的戰(zhàn)略目標(biāo)具有重大意義。

財政支農(nóng)支出是指財政投入農(nóng)業(yè)的支出。從我國財政支出項(xiàng)目來說，支農(nóng)支出主要包括支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出，農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出、農(nóng)林水事務(wù)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)和農(nóng)村科技三項(xiàng)費(fèi)等。國內(nèi)學(xué)者在近些年逐漸增加對財政支農(nóng)支出的關(guān)注。從財政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系角度出發(fā)，魏朗（2007）利用C-D生產(chǎn)函數(shù)框架對我國1999年-2003年農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，地方財政支農(nóng)支出有利于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，并且貢獻(xiàn)率顯著。劉涵（2008）利用多元協(xié)整方程對我國1980年-2006年財政支出總量與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出關(guān)系實(shí)證分析得出，財政支農(nóng)可以促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長，但存在支出總量不足的問題。在研究財政支農(nóng)支出效率方面，劉窮志、盧盛峰（2009）運(yùn)用2005年數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建四階段DEA-Tobit效率評價模型研究發(fā)現(xiàn)，在新農(nóng)村建設(shè)上，財政支農(nóng)支出效率不高，認(rèn)為應(yīng)該縮小低效財政支出，增加高效財政支出，提高公共資金使用效率。李燕凌、歐陽萬福（2011）利用縣鄉(xiāng)2004年-2006年混合數(shù)據(jù)構(gòu)建基于投入的模型測算財政支農(nóng)支出效率，分析認(rèn)為縣鄉(xiāng)政府財政支農(nóng)支出產(chǎn)生較好的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，但覆蓋面較窄。

關(guān)于財政支農(nóng)支出和農(nóng)村居民消費(fèi)關(guān)系的研究理論層面較多，實(shí)證分析相對較少。從實(shí)證分析角度出發(fā)，朱建軍、常向陽（2009）通過構(gòu)建面板固定效應(yīng)變截距模型分析認(rèn)為，地方財政支農(nóng)支出對于農(nóng)村居民消費(fèi)具有顯著的正效應(yīng)。毛其淋（2011）基于1995年-2008年省級面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用系統(tǒng)GMM估計法實(shí)證檢驗(yàn)認(rèn)為財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費(fèi)具有顯著的正效應(yīng)，但是存在區(qū)域性差異。胡東蘭、田侃、夏杰長（2013）采用1978年-2010年年度時間序列實(shí)證分析認(rèn)為，財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費(fèi)有一定的擠入效應(yīng)，但效果不明顯。

通過對現(xiàn)有文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，關(guān)于財政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)的實(shí)證分析多數(shù)建立在線性關(guān)系的假設(shè)基礎(chǔ)上完成的，然而二者之間可能存在非線性關(guān)系以及結(jié)構(gòu)性變化問題卻很少有文章涉及，故本文基于非線性假設(shè)的面板門檻模型進(jìn)行估計，討論財政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)之間的非線性關(guān)系。

二、模型設(shè)定與變量說明

（一）模型設(shè)定

各種宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間有時并不是簡單的線性關(guān)系，而是具有非線性特征，常規(guī)意義上的線性模型往往并不適于分析這類變量之間的關(guān)系。正是在這種情況下，Hansen于1999年提出面板門檻模型，用以分析變量間的非線性關(guān)系以及結(jié)構(gòu)變化問題。本文通過對財政支農(nóng)支出和農(nóng)村居民消費(fèi)構(gòu)建面板門檻模型，以城鄉(xiāng)收入差距作為門檻變量，研究在城鄉(xiāng)收入差距不同的影響下，財政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)二者之間存在的非線性關(guān)系。

本文首先構(gòu)建基礎(chǔ)模型，經(jīng)濟(jì)學(xué)界普遍認(rèn)為財政支出是影響居民消費(fèi)的主要因素，財政支出影響居民消費(fèi)的邊際效用，從而影響居民消費(fèi)。因此構(gòu)建財政支農(nóng)支出與社會保障支出對農(nóng)村居民消費(fèi)影響的模型如下：

模型（1）中，i表示省份，t表示年份，ccit、esait和sbzcit分別表示全國各省（自治區(qū)、直轄市）農(nóng)村居民消費(fèi)額、財政支農(nóng)支出總額以及社會保障支出總額。μi是不隨時間變化的個體效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。本文以財政支農(nóng)支出作為主要解釋變量，社會保障支出作為控制變量，農(nóng)村居民消費(fèi)作為被解釋變量進(jìn)行分析。

假設(shè)財政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)之間存在非線性關(guān)系，在模型（1）的基礎(chǔ)上，利用Hansen面板門檻模型思想，構(gòu)建以城鄉(xiāng)居民收入差距作為門檻變量，反映財政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)關(guān)系的單門檻模型（2），多門檻模型可由單門檻模型擴(kuò)展得到?，F(xiàn)構(gòu)建單門檻模型如下：

模型（2）中，城鄉(xiāng)收入差距ig為門檻變量，γ為門檻值，I為指示函數(shù)，其余變量與模型（1）一致。

（二）模型參數(shù)估計

對面板門檻模型進(jìn)行參數(shù)估計主要有兩步，一是估計門檻值和參數(shù)值，二是進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)。為簡化模型，現(xiàn)將模型（2）轉(zhuǎn)化為矩陣形式如下：

在進(jìn)行第一步估計門檻值和參數(shù)值時，首先對模型（3）進(jìn)行組內(nèi)平均，再用（3）式與組內(nèi)平均式相減，以消除個體效應(yīng)μi的影響，得到模型如下：

將所有觀察值堆疊，對任意γ運(yùn)用OLS估計得到α的估計值：

相應(yīng)的殘差平方和為：

進(jìn)一步，通過格點(diǎn)搜索法搜索殘差平方和最小的γ值以確定門檻值。以上是對第一個門檻值進(jìn)行搜索的過程，如果搜索第二門檻值，需要將第一門檻值固定，在第一門檻值左右區(qū)間分別進(jìn)行如上過程，搜索出除第一個門檻值外的殘差平方和最小的γ值作為第二門檻值。以此方式類推，重復(fù)上述步驟，就可以搜索多門檻值，在此不再贅述。

模型參數(shù)估計的第二步是進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)，主要進(jìn)行兩點(diǎn)檢驗(yàn)：（1）檢驗(yàn)是否存在門檻效應(yīng)。（2）檢驗(yàn)門檻值是否等于真實(shí)值。

檢驗(yàn)是否存在門檻效應(yīng)，原假設(shè) H0∶α1=α2，備擇假設(shè) H1∶α1≠α2。檢驗(yàn)統(tǒng)計量：

其中分子上的S0為不存在門檻變量時的殘差平方和，S1（）為存在門檻變量的殘差平方和，分母為存在門檻變量的殘差平方和與自由度相除的結(jié)果。采用自抽樣法（Bootstrap）估計其漸進(jìn)分布，計算F統(tǒng)計量的值，重復(fù)上述步驟，最終得到經(jīng)驗(yàn)P值，以此檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖陂T檻效應(yīng)。

檢驗(yàn)門檻值是否等于真實(shí)值，通過最大似然比對門檻值進(jìn)行檢定。原假設(shè) H0∶γ0=，備擇假設(shè) H1∶γ0≠，似然比為：

其中S1（γ^）為估計出來的門檻值的殘差平方和，S1（γ）為其他可能門檻值的殘差平方和，來檢驗(yàn)實(shí)際存在的門檻值與潛在存在的門檻值是否存在顯著性差異，當(dāng)時，拒絕原假設(shè)，反之接受原假設(shè)，并以此判定門檻值是否等于真實(shí)值。

以上是對單門檻值進(jìn)行的檢驗(yàn)，多門檻值的假設(shè)檢驗(yàn)與單門檻值假設(shè)檢驗(yàn)一致，故不再贅述。

（三）變量說明

本文采用1998年-2012年我國30個省（自治區(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)，考慮到重慶市數(shù)據(jù)不全，故予以剔除。數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國財政年鑒》。

模型中農(nóng)村居民消費(fèi)用cc來表示，表示各省農(nóng)村居民人均消費(fèi)。財政支農(nóng)支出用esa表示，由于2003年和2006年統(tǒng)計口徑的變化，故對財政支農(nóng)支出設(shè)定如下：1998年-2003年財政支農(nóng)支出=支援農(nóng)村生產(chǎn)支出+農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出+農(nóng)林水利氣象部門事業(yè)費(fèi)，2003年-2006年財政支農(nóng)支出=農(nóng)業(yè)支出+林業(yè)支出+水利和氣象支出，2006年-2012年財政支農(nóng)支出為農(nóng)林水事務(wù)支出。社會保障支出用sbzc表示，為每年各省社會保障支出總額。門檻變量為城鄉(xiāng)收入差距，用ig表示，ig=城市人均可支配收入/農(nóng)村人均可支配收入。各變量統(tǒng)計性描述見表1：

表1 各變量統(tǒng)計性描述值

三、實(shí)證結(jié)果分析

本文借助Hansen提出的門檻效應(yīng)模型，研究在不同城鄉(xiāng)收入差距下，財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，文章所有模型估計運(yùn)用STATA11.0軟件完成。

（一）門檻值估計及檢驗(yàn)

根據(jù)上文模型參數(shù)估計過程，以城鄉(xiāng)收入差距（ig）作為門檻變量，首先運(yùn)用格點(diǎn)搜索法搜索殘差平方和最小的門檻值，接著將第一門檻值固定，按同樣方法搜索第二門檻值，搜索的結(jié)果見表2：

表2 門檻估計值結(jié)果

在搜索完門檻值，我們要對模型進(jìn)行檢驗(yàn)，首先進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)判斷是否存在門檻值。門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見表3：

表3 門檻效應(yīng)的參數(shù)估計和檢驗(yàn)結(jié)果

以城鄉(xiāng)收入差距ig作為門檻變量，表3中報告了三種假設(shè)下門檻檢驗(yàn)的F值和P值，可以看出，在1%的顯著水平下，單門檻效果顯著，而雙門檻和三門檻效果均不顯著，故只有單門檻假設(shè)通過檢驗(yàn)。

進(jìn)而我們進(jìn)行第二項(xiàng)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)門檻值是否等于真實(shí)值。從圖1我們可以看出，橫軸為門檻變量即城鄉(xiāng)收入差距ig，縱軸為LR值，繪制出單門檻估計值的似然比函數(shù)圖。圖中虛線為似然比LR的統(tǒng)計臨界值，在5%的顯著水平下臨界值為7.35，曲線為門檻變量似然比值。在門檻真實(shí)值的檢驗(yàn)中，當(dāng)門檻值為 2.423時，在（2.369，2.467）區(qū)間內(nèi)，似然比值LR小于5%顯著水平下的臨界值，所以接受原假設(shè)，即門檻值與實(shí)際值相符。

圖1 門檻值及95%的置信區(qū)間

通過以上分析過程，最終確定采用單門檻模型進(jìn)行估計，門檻值估計結(jié)果見表4：

表4 門檻估計結(jié)果

（二）實(shí)證結(jié)果

門檻檢驗(yàn)之后，我們發(fā)現(xiàn)財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響具有非線性關(guān)系。根據(jù)門檻變量對模型進(jìn)行門檻回歸估計，同時構(gòu)建固定效應(yīng)模型，以便于模型間的比較，估計結(jié)果見表5：

表5 模型參數(shù)估計結(jié)果

從表5中我們可以看出，社會保障支出對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響無論是在門檻回歸模型中還是在固定效應(yīng)模型中，都是顯著的正效應(yīng)，說明社會保障支出對促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)具有重要意義。從回歸系數(shù)看，門檻回歸模型的系數(shù)為5.9536，要略低于固定效應(yīng)模型的回歸系數(shù)6.4712，說明固定效應(yīng)模型拉高了農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向。

從財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響來看，門檻回歸模型根據(jù)門檻變量城鄉(xiāng)收入差距的門檻值2.423，將研究樣本分為兩類群體，一類是城鄉(xiāng)收入差距小于等于2.423，一類是城鄉(xiāng)收入差距大于2.423。對于這兩類群體，財政支農(nóng)支出對于農(nóng)村居民消費(fèi)的影響存在顯著差異。當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距小于等于門檻值時，財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費(fèi)的回歸系數(shù)為8.9871，而當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距大于門檻值時，該回歸系數(shù)降低為3.4848，說明當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距跨越門檻值2.423時，財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響作用下降。而從固定效用模型來看，財政支農(nóng)支出對于農(nóng)村居民消費(fèi)影響的估計值為3.4206，這與城鄉(xiāng)收入差距大于門檻值的估計相近。

從以上分析可知，財政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)之間具有顯著的非線性關(guān)系，如果僅僅使用固定效應(yīng)模型無法判斷變量間的這種非線性關(guān)系。

（三）進(jìn)一步分析

根據(jù)門檻變量城鄉(xiāng)收入差距的門檻值，將我國30個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）劃分為兩類，一類是低收入差距水平區(qū)域（ig≤2.423），一類是高收入差距區(qū)域（ig>2.423）。并將1998年-2012年每年兩類區(qū)域所含省份數(shù)量列于表6：

表6 兩類區(qū)域各年包含的省份數(shù)

從表6我們可以看出，自1998年以來，高收入差距省份逐年增多，低收入差距省份逐年減少，這一趨勢一直持續(xù)到2009年，在此以后開始轉(zhuǎn)變。根據(jù)上文分析我們知道，在較低城鄉(xiāng)收入差距區(qū)域，財政支農(nóng)支出對于農(nóng)村居民消費(fèi)的促進(jìn)作用要大于較高城鄉(xiāng)收入差距區(qū)域，這就說明我國各省從2000年以后一直到2009年這段時間內(nèi)，財政支農(nóng)政策在促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)從而擴(kuò)大內(nèi)需的過程中，并沒有發(fā)揮它應(yīng)有的效力，產(chǎn)生了一定的政策失效性。不過自2009年以后，收入差距較小的區(qū)域逐漸增加，說明目前我國目前的收入分配政策對于縮小各區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距已經(jīng)取得一定的成效。

四、結(jié)論與政策啟示

本文運(yùn)用我國1998年-2012年省級面板數(shù)據(jù)，建立以城鄉(xiāng)收入差距為門檻變量的面板門檻模型，對我國財政支農(nóng)政策與農(nóng)村居民消費(fèi)進(jìn)行實(shí)證分析，同時將門檻模型結(jié)果與運(yùn)用各變量構(gòu)建的固定效應(yīng)模型結(jié)果對比分析認(rèn)為：財政支農(nóng)支出政策對于促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)從而擴(kuò)大內(nèi)需，具有重要作用；在不同的城鄉(xiāng)收入差距水平下，財政支農(nóng)政策對于農(nóng)村居民消費(fèi)的影響不同，即財政支農(nóng)政策與農(nóng)村居民消費(fèi)具有明顯的非線性關(guān)系；門檻變量城鄉(xiāng)收入差距的門檻值為2.423，以此為分界線劃分低收入差距區(qū)域和高收入差距區(qū)域，并得出在低收入差距區(qū)域財政支農(nóng)政策對于農(nóng)村居民消費(fèi)的影響要大于高收入差距區(qū)域產(chǎn)生的影響的結(jié)論；同時，社會保障支出對于促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)也具有重要作用。

通過對低收入差距區(qū)域和高收入差距區(qū)域在不同年份所包含省份數(shù)量分析認(rèn)為，我國自1998年以來城鄉(xiāng)收入差距逐漸擴(kuò)大，低收入差距省份逐漸減少，高收入差距省份不斷增多，使得在這段期間內(nèi)，財政支農(nóng)政策在促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)從而擴(kuò)大內(nèi)需時，并沒有完全發(fā)揮其政策效力，產(chǎn)生了一定的政策失效性。然而在2009年以后，這一局勢開始扭轉(zhuǎn)，說明政府在宏觀層面上更加重視縮小城鄉(xiāng)收入差距，并且已經(jīng)取得一定的成效。

基于以上分析，本文認(rèn)為應(yīng)該增加財政資金向財政支農(nóng)政策以及社會保障支出傾斜，這對于促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)，從根本上實(shí)現(xiàn)擴(kuò)大內(nèi)需的戰(zhàn)略途徑具有重要意義；與此同時應(yīng)該堅持并完善現(xiàn)有的收入分配政策，逐步縮小城鄉(xiāng)收入差距，進(jìn)而提高財政支農(nóng)政策的有效性。

〔1〕 魏朗.財政支農(nóng)支出對我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響的研究——對1999-2003年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)貢獻(xiàn)率的實(shí)證分析[J].中央財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2007（9）：11-22.

〔2〕 劉涵.財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2008（10）：30-35.

〔3〕 劉窮志，盧盛峰.財政支農(nóng)支出績效評估與數(shù)量優(yōu)化研究[J].中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2009（2）：51-56.

〔4〕 李燕凌，歐陽萬福.縣鄉(xiāng)政府財政支農(nóng)支出效率的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011（10）：110-122.

〔5〕 朱建軍，常向陽.地方財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費(fèi)影響的面板模型分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2009（2）：38-45.

〔6〕毛其淋.地方政府財政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)——來自中國29個省市面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)評論，2011（5）：86-97.

〔7〕 胡東蘭，田侃，夏杰長.中國財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民消費(fèi)影響——實(shí)證分析與政策建議[J].財政研究，2013（1）：50-53.

〔8〕 Martin J.Bailey.National Income And Price Value[M].Mc-Graw-Hill，1971.