曹普橋 李冰楓

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，湖北武漢，430073)

社會(huì)保障轉(zhuǎn)移支付與農(nóng)村居民消費(fèi)的門(mén)檻效應(yīng)

曹普橋 李冰楓

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，湖北武漢，430073)

本文就農(nóng)村社會(huì)保障支出與農(nóng)村居民消費(fèi)之間的關(guān)系，構(gòu)建面板門(mén)限模型進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村社保支出與農(nóng)村居民消費(fèi)并不是呈現(xiàn)簡(jiǎn)單的線性相關(guān)關(guān)系。因?yàn)?，在農(nóng)村社保強(qiáng)度較低的時(shí)候，農(nóng)村社保支出并不會(huì)增加農(nóng)村居民消費(fèi)，從而使得社會(huì)保障支出進(jìn)入“吉芬陷進(jìn)”；只有當(dāng)農(nóng)村社保支出持續(xù)增加并超過(guò)某一臨界值時(shí)，農(nóng)村社保支出對(duì)于消費(fèi)的貢獻(xiàn)程度才會(huì)發(fā)生躍遷，呈現(xiàn)正向相關(guān)關(guān)系。因此，政府對(duì)于農(nóng)村社保的消費(fèi)效應(yīng)持有較為長(zhǎng)遠(yuǎn)的眼光，持續(xù)投入、逐步完善，才能激發(fā)農(nóng)村居民的消費(fèi)。

農(nóng)村社保支出；吉芬陷進(jìn)；農(nóng)村居民消費(fèi)；面板門(mén)限模型

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了長(zhǎng)足的進(jìn)步，但隨著改革的縱向推進(jìn)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)也在發(fā)生著翻天覆地的變化，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式已由原來(lái)的投資和出口拉動(dòng)轉(zhuǎn)向?yàn)橛上M(fèi)、投資和出口協(xié)同拉動(dòng)。因此，現(xiàn)如今擴(kuò)大消費(fèi)需求，提升居民消費(fèi)能力已成為我國(guó)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要途徑。然而在我國(guó)，由于社會(huì)保障制度發(fā)展的不完善以及未來(lái)收入的不確定性，使得居民面臨的各種風(fēng)險(xiǎn)在不斷增加，居民的消費(fèi)意愿很難得到提升。相比于城市地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)收入偏低，同時(shí)社會(huì)保障體系建設(shè)相對(duì)滯后，導(dǎo)致消費(fèi)能力普遍偏低。我國(guó)農(nóng)村人口占全國(guó)人口的絕大多數(shù)，消費(fèi)卻僅占全國(guó)消費(fèi)的1/3。因此，從激發(fā)農(nóng)村居民消費(fèi)意愿入手來(lái)提振內(nèi)需，將農(nóng)村潛在的巨大消費(fèi)能力釋放出來(lái)，已成為了我國(guó)現(xiàn)階段轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的重要課題。

影響農(nóng)村居民消費(fèi)的因素是錯(cuò)綜復(fù)雜的，其中農(nóng)村社會(huì)保障制度是影響農(nóng)村居民消費(fèi)的重要因素之一?，F(xiàn)代社會(huì)保障制度作為社會(huì)的安全網(wǎng)和減震器，既能維持社會(huì)穩(wěn)定和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，又能起到保障居民的基本生活及提升居民應(yīng)對(duì)未來(lái)風(fēng)險(xiǎn)能力。社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)的影響通過(guò)兩個(gè)方面表現(xiàn)出來(lái)：第一，政府社會(huì)保障支出屬于轉(zhuǎn)移性支出的一部分，對(duì)調(diào)節(jié)收入分配差距具有十分重要的作用，它可以通過(guò)直接提高居民的收入，特別是提高低收入人群的收入，來(lái)提高人們的消費(fèi)水平，從而促進(jìn)整個(gè)社會(huì)消費(fèi)量的增長(zhǎng)；第二，社會(huì)保障制度可以提高低收入人群應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的能力，在社保制度健全的情形下，人們(特別是低收入人群)將會(huì)對(duì)未來(lái)生活有充分的信心，那么他們會(huì)大幅提高消費(fèi)的比重，否則，人們可能會(huì)把大部分收入儲(chǔ)蓄起來(lái)以應(yīng)對(duì)住房壓力、子女教育、生老病死等各種各樣的風(fēng)險(xiǎn)。因此，社會(huì)保障水平的高低和社保制度的完善程度是制約人們消費(fèi)的重要因素。

當(dāng)前中國(guó)農(nóng)村面臨著轉(zhuǎn)型時(shí)期的各種問(wèn)題，包括各種新老制度的更替與摩擦，物價(jià)增長(zhǎng)、醫(yī)療制度欠缺等等，這些問(wèn)題都迫切要求政府部門(mén)提供完善的農(nóng)村社會(huì)保障制度來(lái)加以調(diào)節(jié)。社會(huì)保障制度能夠有效增強(qiáng)農(nóng)村居民的安全感，弱化其不確定的預(yù)期，促進(jìn)消費(fèi)欲望及需求，增加消費(fèi)行為，從而拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

考慮到農(nóng)村社保支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響可能與農(nóng)村社保強(qiáng)度有關(guān)從而呈現(xiàn)非線性特征，本文嘗試采用新近發(fā)展起來(lái)的面板門(mén)限模型來(lái)對(duì)此問(wèn)題進(jìn)行探討，并采用2000-2013年期間31個(gè)省份的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

社會(huì)保障與居民消費(fèi)關(guān)系的研究一直以來(lái)都是國(guó)外研究的重點(diǎn)。在新古典增長(zhǎng)理論的背景下，國(guó)外學(xué)者深入探討了社會(huì)保障通過(guò)影響居民儲(chǔ)蓄進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和物質(zhì)資本積累的作用機(jī)制。Feldstein(1974)利用生命周期理論模型指出，社會(huì)保障對(duì)居民儲(chǔ)蓄和物質(zhì)資本積累的影響效應(yīng)分為兩種：一種是通過(guò)資產(chǎn)引致退休效應(yīng)增加居民儲(chǔ)蓄；一種是通過(guò)資產(chǎn)替代效應(yīng)抑制居民儲(chǔ)蓄，社會(huì)保障對(duì)居民儲(chǔ)蓄和物質(zhì)資本積累的最終影響最終取決于這兩種效應(yīng)的強(qiáng)弱對(duì)比。在此基礎(chǔ)上，F(xiàn)eldstein進(jìn)一步利用美國(guó)時(shí)序數(shù)據(jù)，通過(guò)實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)美國(guó)資產(chǎn)的資產(chǎn)引致退休效應(yīng)明顯弱于資產(chǎn)替代效應(yīng)，社會(huì)保障對(duì)居民儲(chǔ)蓄和物質(zhì)資本積累的抑制作用強(qiáng)于提升作用，社會(huì)保障制度不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。此后，F(xiàn)eldstein(1980)通過(guò)經(jīng)驗(yàn)研究也得出類(lèi)似結(jié)論。不過(guò)，也有一些學(xué)者如Leimei(1982)認(rèn)為無(wú)法確定社會(huì)保障與儲(chǔ)蓄、消費(fèi)之間的關(guān)系。Barro(1974)利用迭代模型(OLG)證明了社會(huì)保障對(duì)物質(zhì)基本積累和經(jīng)濟(jì)影響是中性的。Laitner(1988)在Barro(1974)的模型基礎(chǔ)上，進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障對(duì)物質(zhì)資本積累和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用。

近年來(lái)，內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型逐漸取代了傳統(tǒng)的新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，在內(nèi)生增長(zhǎng)模型的框架下，學(xué)術(shù)界著重考察了社會(huì)保障通過(guò)影響人力資本積累進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制。Zhang(2004)以64個(gè)國(guó)家1960-2000年的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，在較好地解決了內(nèi)生性問(wèn)題后發(fā)現(xiàn)，社會(huì)保障對(duì)人力資本積累和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用。

與國(guó)外相比，國(guó)內(nèi)的相關(guān)定量研究稍顯滯后，且多數(shù)研究是線性模型框架下進(jìn)行的。從1997年至今，國(guó)內(nèi)學(xué)者開(kāi)始研究社會(huì)保障水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，而在這之前，主要集中在對(duì)社會(huì)保障水平定義的研究上。穆懷中在1997年建立了社會(huì)保障水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系模型，并用該模型評(píng)估了我國(guó)部分省、市的社會(huì)保障水平。賈小玟(2004)運(yùn)用2000年和2001年全國(guó)農(nóng)村住戶(hù)調(diào)查截面數(shù)據(jù)建立農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)，發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障制度可以替代原始的農(nóng)村土地保障，能夠促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)需求增長(zhǎng)。姜百臣(2010)采用1982-2007年的時(shí)序數(shù)據(jù)，通過(guò)協(xié)整和誤差修正模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)行為存在引致效應(yīng)，彈性約為0.17。楊良初(2010)從經(jīng)濟(jì)理論上分析了社會(huì)保障制度的不完善，將使人們對(duì)未來(lái)消費(fèi)缺乏信心，提高了人們的消費(fèi)預(yù)期；同時(shí)使得低收入階層消費(fèi)能力薄弱，制約消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)換代。顧靜、吳中(2013)用省際面板數(shù)據(jù)分析社會(huì)保障和居民消費(fèi)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障對(duì)我國(guó)各省份居民消費(fèi)的影響并非一致，存在地區(qū)差異性。

國(guó)內(nèi)關(guān)于社會(huì)保障與居民消費(fèi)的研究大多都是針對(duì)中國(guó)整體而言的，也有一些文獻(xiàn)選擇改革開(kāi)放以來(lái)時(shí)間跨度很大的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。但是，改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)社會(huì)保障制度經(jīng)歷了不斷的調(diào)整，跨度很長(zhǎng)的時(shí)間序列分析，不具有強(qiáng)的穩(wěn)健性。當(dāng)前我國(guó)社會(huì)保障制度正處于轉(zhuǎn)軌時(shí)期，農(nóng)村社會(huì)保障制度也在不斷地完善，這些制度的結(jié)構(gòu)變動(dòng)必然會(huì)對(duì)居民的消費(fèi)行為產(chǎn)生很大的影響。鑒于這些原因，本文側(cè)重以在社會(huì)保障和消費(fèi)支出方面均相對(duì)弱勢(shì)和滯后的農(nóng)村居民為研究對(duì)象，嘗試構(gòu)建一個(gè)在2000-2013年間的短期的省級(jí)面板門(mén)限模型，來(lái)實(shí)證分析我國(guó)農(nóng)村社會(huì)保障支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的非線性影響。

三、模型的構(gòu)建與變量的選取

(一)變量的選擇與描述性分析

對(duì)于農(nóng)村社會(huì)保障與居民消費(fèi)的研究，如何度量農(nóng)村社會(huì)保障則是首先需要解決的問(wèn)題。國(guó)外在研究此類(lèi)問(wèn)題時(shí)，多數(shù)學(xué)者使用的是個(gè)人養(yǎng)老金為度量變量，但是由于我國(guó)農(nóng)村社保制度建立時(shí)間較晚，且各地區(qū)的口徑標(biāo)準(zhǔn)不一，所以詳細(xì)、高質(zhì)量的養(yǎng)老金數(shù)據(jù)難以獲取。國(guó)內(nèi)有學(xué)者使用政府的社會(huì)保障支出作為度量指標(biāo)，但是這一支出很少能夠細(xì)分到農(nóng)村居民這一層次上，所以以此來(lái)研究農(nóng)村社會(huì)保障也不甚合理。有鑒于此，本文提出使用農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移收入(SSEI)來(lái)度量農(nóng)村社保支出，主要是考慮到農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入是國(guó)家統(tǒng)計(jì)局長(zhǎng)期調(diào)查、抽樣而獲得的數(shù)據(jù)，指標(biāo)口徑穩(wěn)定、數(shù)據(jù)質(zhì)量較高，同時(shí)又與農(nóng)村居民密切相關(guān)。

門(mén)檻變量的選取，本文選擇農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移收入占財(cái)政社會(huì)保障支出的比重，這是一個(gè)比例變量，這個(gè)變量的大小可以表明農(nóng)村社保在整個(gè)社保系統(tǒng)內(nèi)的重要程度，同時(shí)也可以度量政府對(duì)于農(nóng)村社保的重視程度，所以本文稱(chēng)之為農(nóng)村社保強(qiáng)度(SSSI)。

控制變量組中，本文選擇的有剔除轉(zhuǎn)移收入之后的農(nóng)村人均凈收入(NPI)，收入對(duì)于消費(fèi)的影響是顯而易見(jiàn)的，所以要準(zhǔn)確的度量社會(huì)保障支出對(duì)于消費(fèi)的關(guān)系，這個(gè)變量的影響不可忽視。對(duì)于消費(fèi)的影響還有一個(gè)較為重要的變量：通貨膨脹，由于沒(méi)有單獨(dú)衡量農(nóng)村居民消費(fèi)的通脹變量，所以本文選擇的變量為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)。還有可能會(huì)影響農(nóng)村居民消費(fèi)的因素為：少兒撫養(yǎng)比(14歲以下的兒童)和老年撫養(yǎng)比(65歲以上的老年人)，本文也將其設(shè)定為控制變量，但是若在之后的回歸分析中發(fā)現(xiàn)其不顯著，本文會(huì)直接將其省去，且不再解釋。

社會(huì)保障支出的計(jì)算主要分為兩部分：社會(huì)保障支出和政府性補(bǔ)貼支出。由于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》在2007年以前是分為：撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)費(fèi)、社會(huì)保障支出和政府性補(bǔ)貼收入，2007年以后則全部歸類(lèi)為社會(huì)保障和就業(yè)支出。在將其轉(zhuǎn)換為人均指標(biāo)時(shí)，使用的全國(guó)當(dāng)年全國(guó)人口數(shù)。同時(shí)我國(guó)取消農(nóng)業(yè)稅是在2006年，這對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)可能存在一定的影響，但是由于這兩個(gè)因素前后的相隔時(shí)間較短，為了簡(jiǎn)化模型本文只選取2007年為虛擬變量。

對(duì)于農(nóng)村社會(huì)保障支出與農(nóng)村居民消費(fèi)支出的關(guān)系，本文首先構(gòu)建面板門(mén)檻模型如下：

PCCit=β1SSEIitI(qitγ)+β2SSEIitIqit>γ+β3NPIit+β4year2007+β5CPIit

+β6CDRit+β7ODRit+μi+εit

(公式1)

公式1中，PCC表示農(nóng)村人均消費(fèi)支出，SSEI表示農(nóng)村人均轉(zhuǎn)移收入，NPI表示農(nóng)村人均純收入，CPI表示消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)，CDR、ODR表示兒童、老年撫養(yǎng)比，面板門(mén)限變量q則是農(nóng)村社保強(qiáng)度(SSSI)。

本文所選擇的樣本為我國(guó)31個(gè)省份，2000年至2013年之間的農(nóng)村居民消費(fèi)支出，轉(zhuǎn)移收入等相關(guān)數(shù)據(jù)。*人口數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》；轉(zhuǎn)移收入、凈收入數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》；其他數(shù)據(jù)則是來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示：

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

注：消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)CPI是按照2000年為基數(shù)進(jìn)行了調(diào)整，農(nóng)村社會(huì)保障強(qiáng)度為農(nóng)村轉(zhuǎn)移收入占人均社保轉(zhuǎn)移收入的比例，消費(fèi)支出、轉(zhuǎn)移收入和純收入都取了對(duì)數(shù)。

圖1 相關(guān)變量的箱形圖 圖2 各變量與其滯后變量的散點(diǎn)圖

圖1中各個(gè)變量的箱形圖中，可以發(fā)現(xiàn)農(nóng)村消費(fèi)支出、純收入和轉(zhuǎn)移收入較之2007之前都有所增加。同時(shí)值的關(guān)注的是農(nóng)村社保強(qiáng)度在2007年之前極值更多，本文認(rèn)為，由于2007年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局將財(cái)政轉(zhuǎn)移支出統(tǒng)一口徑為社會(huì)保障，所以較之之前的撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)費(fèi)等支出，有了很大的增加，所以導(dǎo)致之間的數(shù)據(jù)過(guò)大。

由于本文所使用的時(shí)間序列數(shù)據(jù)為2000-2013年，且農(nóng)村人均消費(fèi)支出、轉(zhuǎn)移收入和消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)都具有強(qiáng)烈慣性，為了避免后期的模型偽回歸，所以先對(duì)各個(gè)觀測(cè)變量做單位根檢驗(yàn)。首先，從圖2的散點(diǎn)圖中，可以看到農(nóng)村人均消費(fèi)支出，農(nóng)村人均轉(zhuǎn)移收入和農(nóng)村居民純收入與其滯后一階項(xiàng)的散點(diǎn)關(guān)系幾乎表明三個(gè)變量都存在單位根。表2顯示的是面板數(shù)據(jù)相關(guān)變量的單位根檢驗(yàn)，從LLC檢驗(yàn)、DF檢驗(yàn)都顯示出其存在單位根。表3顯示的則是相關(guān)變量一階滯后的單位根檢驗(yàn)，同樣LLC檢驗(yàn)、DF檢驗(yàn)則拒絕原假設(shè)，表明差分后的數(shù)據(jù)不在有單位根關(guān)系，即數(shù)據(jù)是一階單整，即I(1)。

表2 相關(guān)變量的單位根檢驗(yàn)

注：原假設(shè)為數(shù)據(jù)存在單位根。

表3 一階差分后的相關(guān)變量單位根檢驗(yàn)

注：原假設(shè)為數(shù)據(jù)存在單位根。

面板數(shù)據(jù)中的四個(gè)變量都存在一階單整I(1)，所以原面板門(mén)限模型就需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文使用的是Westerlund(2007)所構(gòu)造的方法，其將協(xié)整檢驗(yàn)分為同質(zhì)性檢驗(yàn)(檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為組統(tǒng)計(jì)量Gt、Ga)和異質(zhì)性檢驗(yàn)(面板統(tǒng)計(jì)量Pt、Pa)。表4中Pa、Pt、Ga統(tǒng)計(jì)量是接受原假設(shè)的，即面板模型不存在協(xié)整關(guān)系，不能直接進(jìn)行面板回歸。所以本文將模型修改為差分-面板門(mén)限模型，具體形式如下：

ΔPCCit=β1ΔSSEIitI(qitγ)+β2ΔSSEIitIqit>γ+β3ΔNPIit+β4year2007+β5CPIit

+β6CDRit+β7ODRit+μi+εit

(公式2)

表4 面板數(shù)據(jù)模型協(xié)整檢驗(yàn)

注：面板協(xié)整檢驗(yàn)使用的是Westerlund(2007)的方法。

(二)面板門(mén)限實(shí)證結(jié)果分析

本文通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)，將研究模型修改為公式2的差分面板門(mén)限模型，同時(shí)依次使用單一門(mén)檻、雙門(mén)檻來(lái)對(duì)其進(jìn)行估計(jì)，參數(shù)的P值和臨界值均是通過(guò)Bootstrap重復(fù)抽樣的方法得到。表5即是門(mén)限模型的相關(guān)指標(biāo)，單一門(mén)檻和雙重門(mén)檻在5%顯著性的水平上都是顯著，表明差分面板門(mén)檻模型中門(mén)檻效應(yīng)明顯，但是雙重門(mén)檻估計(jì)的兩個(gè)γ值分別為0.341、0.361，這兩個(gè)門(mén)檻值較為接近，從現(xiàn)實(shí)生活中的實(shí)際觀察中可以知道，人均消費(fèi)支出不會(huì)在這么小的區(qū)間產(chǎn)生突變，所以本文選擇單門(mén)檻門(mén)限模型。

表5 門(mén)檻效果自抽樣檢驗(yàn)

圖3 單門(mén)檻模型似然比LR統(tǒng)計(jì)量曲線圖

表6 門(mén)檻估計(jì)值和置信區(qū)間

對(duì)于單門(mén)檻模型，在門(mén)檻變量γ(農(nóng)村轉(zhuǎn)移支付占人均社保支出比重)的可能取值中，門(mén)檻模型似然比LR的可能取值如圖3所示，圖中的虛線表示則是非標(biāo)準(zhǔn)卡方分布95%的臨界值。所以可以知道門(mén)檻變量γ=0.388是有效的，同時(shí)在95%置信度下γ的置信區(qū)間為[0.301，0.622]。

從上段分析可知，單門(mén)檻面板模型的估計(jì)結(jié)果更為合理，所以本段著重分析單門(mén)檻面板系數(shù)的估計(jì)結(jié)果，同時(shí)表7還列示了固定效應(yīng)模型、雙門(mén)檻面板模型的估計(jì)結(jié)果以作為對(duì)照。首先，模型(1)的面板固定效應(yīng)模型，農(nóng)村人均轉(zhuǎn)移收入增量(DSSEI)與農(nóng)村人均消費(fèi)支出增量(DPCC)成正比關(guān)系：農(nóng)村人均轉(zhuǎn)移收入增量每增加1個(gè)單位就會(huì)使得農(nóng)村人均消費(fèi)支出增量增加0.0334個(gè)單位。但是對(duì)于模型(2)的單門(mén)檻面板模型，估計(jì)門(mén)檻變量γ為0.338，即當(dāng)農(nóng)村人均轉(zhuǎn)移收入占人均社保收入(SSSI)的33.8%之前，農(nóng)村人均轉(zhuǎn)移收入增量與農(nóng)村人均消費(fèi)支出增量之間并沒(méi)有較為顯著的關(guān)系；只有當(dāng)農(nóng)村轉(zhuǎn)移收入占到人均社保收入的33.8%之后，農(nóng)村人均轉(zhuǎn)移收入才能夠增加農(nóng)村人均消費(fèi)支出。換而言之，只有當(dāng)農(nóng)村社會(huì)保障支出達(dá)到一定的程度，農(nóng)村社會(huì)保障制度才會(huì)有效地增加農(nóng)村居民消費(fèi)。

表7 面板門(mén)限系數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：DSSEI_1∶DSSEI*I(SSSI<γ)，DSSEI_2∶DSSEI*I(SSSI>=γ)，相關(guān)不顯著的變量，本文將其刪除，修改后重新進(jìn)行回歸。

(三) 實(shí)證小結(jié)

當(dāng)農(nóng)村人均社保占社會(huì)人均社保比例低于33.8%時(shí)，農(nóng)村人均轉(zhuǎn)移收入的增加對(duì)于農(nóng)村人均消費(fèi)的貢獻(xiàn)居然為負(fù)(DSSEI_1=-0.00872，盡管這一系數(shù)不太顯著)。乍一看這個(gè)結(jié)果可能會(huì)有點(diǎn)悖論，但是經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中曾有個(gè)著名的“吉芬難題”問(wèn)題，即在某一段時(shí)間內(nèi)土豆的需求量與土豆的價(jià)格成正比。經(jīng)濟(jì)學(xué)家的解釋是：由于在那段時(shí)間內(nèi)居民的生活比較困苦，所以能夠承受的消費(fèi)品只有土豆這種，所以土豆的價(jià)格上升僅僅是表示當(dāng)?shù)鼐用竦纳罾щy程度加大，而引起了土豆消費(fèi)的增加。

這一解釋同樣也適用于農(nóng)村社會(huì)保障，當(dāng)農(nóng)村社保占人均社保比例較低時(shí)，表明這個(gè)地區(qū)的農(nóng)村社會(huì)保障系統(tǒng)處于較低的水平，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)水平相對(duì)不活躍，自然農(nóng)村居民能用于消費(fèi)的資金也會(huì)維持在較低的水平。所以在農(nóng)村社保比例較低的水平下逐漸增加農(nóng)村社保支出，對(duì)于其消費(fèi)支出的貢獻(xiàn)是有限的，一方面是由于農(nóng)村居民窮困生活的消費(fèi)慣性使然，而更為重要的一方面則是，在較低水平的農(nóng)村社保增加會(huì)意味著當(dāng)?shù)氐母F困程度較高(如扶貧和救濟(jì)費(fèi)用的增加)，這顯然不利于農(nóng)村消費(fèi)支出的增加。

但是政府仍應(yīng)當(dāng)繼續(xù)加大對(duì)于農(nóng)村社保支出，逐步提升農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移收入的增加，同時(shí)又要保持較為長(zhǎng)遠(yuǎn)的眼光來(lái)對(duì)待農(nóng)村居民消費(fèi)的問(wèn)題，不能因農(nóng)村社保支出對(duì)于農(nóng)村消費(fèi)貢獻(xiàn)較弱而減少農(nóng)村社保的制度建設(shè)，因?yàn)橹挥挟?dāng)農(nóng)村社保支出達(dá)到一定的門(mén)檻值之后，農(nóng)村社保支出對(duì)于消費(fèi)的貢獻(xiàn)就會(huì)發(fā)生較大的飛躍(貢獻(xiàn)度會(huì)從第一階段的-0.087%跳躍到6.18%)。

四、結(jié)論與政策建議

本文使用面板門(mén)限模型，運(yùn)用2000-2013年各地區(qū)農(nóng)村社會(huì)保障等方面的數(shù)據(jù)，研究農(nóng)村社會(huì)保障與農(nóng)村居民消費(fèi)之間的關(guān)系。對(duì)于農(nóng)村社保支出的度量本文選擇的是農(nóng)村人均轉(zhuǎn)移收入，主要是考慮到轉(zhuǎn)移收入中很大一部分是政府的轉(zhuǎn)移支付，且與農(nóng)村居民直接相關(guān)，所以能夠衡量農(nóng)村社保支出。門(mén)檻變量選擇的是農(nóng)村人均轉(zhuǎn)移收入占人均社會(huì)保障支出的比重，這個(gè)比例一方面能夠表明農(nóng)村社保在全社會(huì)社保中的地位，另一方面也能表明政府對(duì)于農(nóng)村社會(huì)保障的重視程度。文章最后得出的結(jié)論是：第一，當(dāng)農(nóng)村社保人均轉(zhuǎn)移收入占人均社會(huì)保障支出的比重不超過(guò)33.8%時(shí)，農(nóng)村社會(huì)保障支出的增加對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)的貢獻(xiàn)為負(fù)，但是成反向關(guān)系并不能理解為社會(huì)保障保障支出會(huì)抑制消費(fèi)，而是由于此時(shí)農(nóng)村居民消費(fèi)也會(huì)呈現(xiàn)特殊的“吉芬現(xiàn)象”；第二，當(dāng)農(nóng)村人均轉(zhuǎn)移收入比重持續(xù)增加超過(guò)33.8%后，農(nóng)村社保支出對(duì)于消費(fèi)會(huì)發(fā)生跳躍性的變化，貢獻(xiàn)程度會(huì)從前一階段的-0.087%躍遷到6.18%。

在政策建議上，本文認(rèn)為由于農(nóng)村社保支出對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)的貢獻(xiàn)屬于“慢熱型”，所以政府部門(mén)對(duì)于農(nóng)村社保的消費(fèi)效應(yīng)應(yīng)當(dāng)持有長(zhǎng)遠(yuǎn)的視角，持續(xù)增加農(nóng)村地區(qū)的社保支出，逐步完善該地區(qū)的社會(huì)保障系統(tǒng)，這樣才能夠達(dá)到擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)的效果。

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(責(zé)任編輯：H)

Threshold Effect Between Social Security Transfer Payment and Rural Residents’ Consumption

CAO Puqiao LI Bingfeng

To find the relationship between the social security transfer payment and rural residents’ consumption，we build the threshold model and find nonlinear relationship between the two.When the rural social security intensity is low，the security transfer payment will not increase the consumption，and will pull the payment into “Giffen Trap”; Only the payment increasing sustain，the consume would jump increasly，and having the positive correlation.So the government should have a long sight in the rural security payment，continue to invest，and the security effect will come forth.

rural security payment，Giffen trap，rural consumption，threshold model