財政支農、人口轉變與農村居民消費的門限效應分析

1、<p>　　財政支農、人口轉變與農村居民消費的門限效應分析</p><p>　　內容摘要：本文使用我國30個省市區(qū)1995-2008年的面板數據資料，采用面板門限模型探討財政支農、人口轉變與農村居民消費非線性影響。實證分析發(fā)現，財政支農對農村居民消費的直接影響有限，而老年人口比重與農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，農村人均純收入每增加1%，

2、分別引起農村居民人均消費水平提高0.8069%、0.8160%及0.8201%。該結論的政策啟示在于，在提高農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政策的協調。 </p><p>　　關鍵詞：財政支農 人口轉變 農村居民消費 面板數據門限回歸模型 </p><p><b>　　問題的提出 </b></p><p>

3、;　　統(tǒng)計資料顯示，2010年我國農村人口6.71億，占總人口的50.05%。而同時期，農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，所以如何提高農村居民的消費水平就顯得尤為重要。 </p><p>　　作為宏觀調控的重要措施，財政支出政策的實施對農村經濟發(fā)展勢必會產生一定影響。整體來說，財政支農政策的實施會同時影響農村居

4、民的收入與消費水平。曹子堅、魏巍、宋亞（2007）發(fā)現財政支農對農民增收有著顯著促進作用，財政支農綜合效用指標數據和農民純收入之間彈性為0.8009，誤差修正模型的調整系數為-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支出與農民的收入增長關系的研究結果表明：當財政對農業(yè)每增加1%的投入，農民人均收入將增加148.8元。楊敏、蔣遠勝（2011）運用協整檢驗及誤差修正模型分析了1991-2008年財政支農支

5、出對農民人均家庭經營收入的長期和短期影響，發(fā)現財政支農支出對農民家庭經營收入的影響系數僅為0.2333。與此同時，相當一部分文獻也在關注財政支農與農村居民消費的關系?？紫槔?、司強（2007）的研究表明，政府財政對農業(yè)的各項支出提高了我國農村居民的可支配收入，從而促進了農村消費的增長，農村消費需求與GDP增長存在著顯著的正相關性；儲德銀、閆偉（2009）運用面板數據分析方法，發(fā)現地方政府人均財政支農支出對農村居民消費有顯著的正向影響，地方

6、</p><p>　　有關人口轉變對經濟發(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濟的影響。美國學者Solow（1965）將人口變量作為內生變量加入生產函數；此后，Bloom和Williamson（1998）以東亞國家為研究對象，認為人口

7、轉變（Demographic Transition）是東亞國家20世紀經濟快速增長的主要原因，他們甚至把這種現象稱為“人口紅利”。Erlandsen和Nymoen（2008）利用挪威季度時間序列數據，發(fā)現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）對人口年齡結構變化對農村居民消費的影響進行實

8、證研究的結果顯示，農村少兒撫養(yǎng)比下降與老人撫養(yǎng)比上升都不利于農村居民消費率的提升。 </p><p>　　綜上所述，在影響農村居民消費的諸多因素中，既有國家的宏觀經濟政策的影響，也有人口轉變的影響。但由于不同學者選取的研究方法和數據不盡相同，得出的研究結論也存在較大差異。本文與上述研究不同的是，內容上同時考慮財政支農及農村人口轉變對農村居民消費的影響，方法上采用面板數據門限回歸模型，該模型的優(yōu)點之一就是可以從結構

9、層面發(fā)現變量之間的非線性關系。 </p><p><b>　　模型與估計方法 </b></p><p>　?。ㄒ唬┟姘鍞祿T限回歸模型的估計 </p><p>　　Hansen（1999）首先介紹了具有個體固定效應的面板數據門限回歸模型，并提出相應的估計和檢驗方法。面板數據雙門限回歸模型為： </p><p><b

10、>　?。?） </b></p><p>　　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，并且，εiti.i.d～N（0， σ2） 。 </p><p>　　對于模型（1）首先通過組內變換消除個體固定效應，進而得到模型（2）： </p><

11、;p><b>　　（2） </b></p><p>　?。ǘ╅T限效應檢驗和門限值個數確定 </p><p>　　對于單門限模型，使用Hansen的LR統(tǒng)計量： </p><p><b>　　檢驗假設， </b></p><p>　　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

12、方和，σ12是單門限模型誤差項的方差估計值。 </p><p>　　顯然，在零假設下，模型不存在門限效應，即門限值不可識別，于是，經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)計量的經驗分布。如果LR1大于經驗臨界值，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。 </p><p>　　為了進一步確定模型中門限值的個數，分別使用Hansen

13、（1999）的 統(tǒng)計量：LR2=（S1-S2）/σ22和LR3=（S2-S3）/ σ32 檢驗假設H02：有一個門限值，H12：有兩個門限值和假設H03：有兩個門限值，H13：有三個門限值。 　　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。 </p><p>　　財政支農、人口轉變與居民消費的非線性效應 <

14、;/p><p><b>　?。ㄒ唬┳兞颗c樣本 </b></p><p>　　本文以老年人口所占比重為門限變量qit，設定了面板數據門限回歸模型（1），其中包含的變量如表1所示。各省的財政支農支出、居民消費、收入數據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1996-2009年），人口年齡結構數據來自《中國人口統(tǒng)計年鑒》（1996-2009年）。為了使數據具有價格上的可比性，以1995年為基

15、期，對農民人均消費支出采用農村居民消費價格指數，對農民人均純收入采用人均純收入指數，人均財政支農支出采用農村居民消費價格指數進行了消脹處理。 </p><p><b>　?。ǘ┠Ｐ凸烙?</b></p><p>　　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

16、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，第二個拒絕存在一個門限效應的零假設，第三個接受了存在兩個門限效應的零假設。因此，可以運用面板數據雙門限回歸模型（1）進行統(tǒng)計推斷。 </p><p>　　從表3中各列的回歸結果發(fā)現： </p><p>　　第一，財政支農支出（xit）對居民消費的影響作用有限。該變量彈

17、性系數為 0.0488，說明財政支農支出增加1%，會引起農村居民消費增加 0.0488%。 </p><p>　　第二，農村居民收入和消費之間存在顯著的非線性關系，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。 </p><p>　　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

18、對消費的彈性系數約為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約為0.8201，這時，收入水平每增加1%，農村居民消費水平平均增加0.8201%。間接說明，隨著農村老齡化程度的提高，未來農村居民會將更多的消費用于老年人口的撫養(yǎng)。 </p><p><b>　　結論及政策啟示 </b></p><p>　　本文的分析表明，一方面

19、，政府財政對農業(yè)的各項支出間接促進了農村居民消費的增長，但該項作用程度有限。其原因可能為：財政支農主要用于農業(yè)生產性支出，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民消費水平的增加，而是通過改善農業(yè)生產條件，進而提高農業(yè)產出效率的基礎上，通過農民收入水平的提高，來達到促進農民消費水平提高的目的。 </p><p>　　另一方面，本文發(fā)現農村老年人口撫養(yǎng)比的上升并非是阻礙當前農村消費的因素，而是具有促

20、進作用。按照聯合國的標準，1989年我國農村人口中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

21、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村地區(qū)社會保障體系的滯后性。 </p><p>　　基于以上分析，在提高農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調的總體思路。即財政支農政策中應以完善農村居民教育、醫(yī)療及社會保障為側重點，在此基礎上，通過持續(xù)增加農業(yè)其他投入，不斷為我國農村消費需求的增長提供新的空間。 </p><p>

22、;<b>　　參考文獻： </b></p><p>　　1.楊林娟，戴亨釗.甘肅省財政支農支出與農民收入增長關系研究[J].農業(yè)經濟問題，2008（3） </p><p>　　2.楊敏，蔣遠勝.財政支持對提高農民家庭經營收入的效果―基于1991-2008年統(tǒng)計數據的再檢驗[J].四川農業(yè)大學學報，2011（3） </p><p>　　3.曹子堅

23、，魏巍，宋亞.國家財政支農投入與農民純收入之間的數量關系[J].統(tǒng)計與決策，2007（4） </p><p>　　4.孔祥利，司強.新農村建設財政支出與農村消費需求的相關性[J].云南民族大學學報（哲學社會科學版），2007（5） </p><p>　　5.儲德銀，閆偉.地方政府支出與農村居民消費需求―基于1998-2007年省級面板數據的經驗分析[J].統(tǒng)計研究，2009（8） <

24、/p><p>　　6.姜洋，林霞.政府支出與居民消費：總量影響、結構效應和區(qū)域差異[J].消費經濟，2009（10） </p><p>　　7.朱建軍，常向陽.財政支農支出對農村居民消費影響的研究[J].農業(yè)考古，2010（3） </p><p>　　8.李響，王凱，呂美曄.人口年齡結構與農村居民消費：理論機理與實證檢驗[J].江海學刊，2010（2） </p&g

25、t;<p>　　9.Bloom，D.E.and J.G.Williamson .Demographic Transitions and Economic Miracles in Emerging Asia[J].World Bank Economic Review，1998，12（3） </p><p>　　10.Solveig Erlandsen and Ragnar Nymoen.Consump