社会保障转移支付与农村居民消费的门槛效应

曹普桥 李冰枫

(中南财经政法大学统计与数学学院，湖北武汉，430073)

社会保障转移支付与农村居民消费的门槛效应

曹普桥 李冰枫

(中南财经政法大学统计与数学学院，湖北武汉，430073)

本文就农村社会保障支出与农村居民消费之间的关系，构建面板门限模型进行实证分析，发现农村社保支出与农村居民消费并不是呈现简单的线性相关关系。因为，在农村社保强度较低的时候，农村社保支出并不会增加农村居民消费，从而使得社会保障支出进入“吉芬陷进”；只有当农村社保支出持续增加并超过某一临界值时，农村社保支出对于消费的贡献程度才会发生跃迁，呈现正向相关关系。因此，政府对于农村社保的消费效应持有较为长远的眼光，持续投入、逐步完善，才能激发农村居民的消费。

农村社保支出；吉芬陷进；农村居民消费；面板门限模型

一、引言

改革开放以来，我国的经济发展取得了长足的进步，但随着改革的纵向推进，社会经济结构也在发生着翻天覆地的变化，我国的经济增长方式已由原来的投资和出口拉动转向为由消费、投资和出口协同拉动。因此，现如今扩大消费需求，提升居民消费能力已成为我国转变经济增长方式和促进经济可持续发展的重要途径。然而在我国，由于社会保障制度发展的不完善以及未来收入的不确定性，使得居民面临的各种风险在不断增加，居民的消费意愿很难得到提升。相比于城市地区，农村地区收入偏低，同时社会保障体系建设相对滞后，导致消费能力普遍偏低。我国农村人口占全国人口的绝大多数，消费却仅占全国消费的1/3。因此，从激发农村居民消费意愿入手来提振内需，将农村潜在的巨大消费能力释放出来，已成为了我国现阶段转变经济增长方式的重要课题。

影响农村居民消费的因素是错综复杂的，其中农村社会保障制度是影响农村居民消费的重要因素之一。现代社会保障制度作为社会的安全网和减震器，既能维持社会稳定和促进经济发展，又能起到保障居民的基本生活及提升居民应对未来风险能力。社会保障对居民消费的影响通过两个方面表现出来：第一，政府社会保障支出属于转移性支出的一部分，对调节收入分配差距具有十分重要的作用，它可以通过直接提高居民的收入，特别是提高低收入人群的收入，来提高人们的消费水平，从而促进整个社会消费量的增长；第二，社会保障制度可以提高低收入人群应对风险的能力，在社保制度健全的情形下，人们(特别是低收入人群)将会对未来生活有充分的信心，那么他们会大幅提高消费的比重，否则，人们可能会把大部分收入储蓄起来以应对住房压力、子女教育、生老病死等各种各样的风险。因此，社会保障水平的高低和社保制度的完善程度是制约人们消费的重要因素。

当前中国农村面临着转型时期的各种问题，包括各种新老制度的更替与摩擦，物价增长、医疗制度欠缺等等，这些问题都迫切要求政府部门提供完善的农村社会保障制度来加以调节。社会保障制度能够有效增强农村居民的安全感，弱化其不确定的预期，促进消费欲望及需求，增加消费行为，从而拉动经济增长。

考虑到农村社保支出对农村居民消费的影响可能与农村社保强度有关从而呈现非线性特征，本文尝试采用新近发展起来的面板门限模型来对此问题进行探讨，并采用2000-2013年期间31个省份的数据进行实证分析。

二、相关文献综述

社会保障与居民消费关系的研究一直以来都是国外研究的重点。在新古典增长理论的背景下，国外学者深入探讨了社会保障通过影响居民储蓄进而影响经济增长和物质资本积累的作用机制。Feldstein(1974)利用生命周期理论模型指出，社会保障对居民储蓄和物质资本积累的影响效应分为两种：一种是通过资产引致退休效应增加居民储蓄；一种是通过资产替代效应抑制居民储蓄，社会保障对居民储蓄和物质资本积累的最终影响最终取决于这两种效应的强弱对比。在此基础上，Feldstein进一步利用美国时序数据，通过实证分析，发现美国资产的资产引致退休效应明显弱于资产替代效应，社会保障对居民储蓄和物质资本积累的抑制作用强于提升作用，社会保障制度不利于经济增长。此后，Feldstein(1980)通过经验研究也得出类似结论。不过，也有一些学者如Leimei(1982)认为无法确定社会保障与储蓄、消费之间的关系。Barro(1974)利用迭代模型(OLG)证明了社会保障对物质基本积累和经济影响是中性的。Laitner(1988)在Barro(1974)的模型基础上，进一步发现社会保障对物质资本积累和经济增长具有促进作用。

近年来，内生经济增长模型逐渐取代了传统的新古典经济增长模型，在内生增长模型的框架下，学术界着重考察了社会保障通过影响人力资本积累进而影响经济增长的作用机制。Zhang(2004)以64个国家1960-2000年的面板数据为基础，在较好地解决了内生性问题后发现，社会保障对人力资本积累和经济增长具有显著的促进作用。

与国外相比，国内的相关定量研究稍显滞后，且多数研究是线性模型框架下进行的。从1997年至今，国内学者开始研究社会保障水平与经济发展的关系，而在这之前，主要集中在对社会保障水平定义的研究上。穆怀中在1997年建立了社会保障水平与经济发展之间的关系模型，并用该模型评估了我国部分省、市的社会保障水平。贾小玟(2004)运用2000年和2001年全国农村住户调查截面数据建立农村居民消费函数，发现社会保障制度可以替代原始的农村土地保障，能够促进农村消费需求增长。姜百臣(2010)采用1982-2007年的时序数据，通过协整和误差修正模型进行实证检验，发现社会保障对农村居民消费行为存在引致效应，弹性约为0.17。杨良初(2010)从经济理论上分析了社会保障制度的不完善，将使人们对未来消费缺乏信心，提高了人们的消费预期；同时使得低收入阶层消费能力薄弱，制约消费结构的升级换代。顾静、吴中(2013)用省际面板数据分析社会保障和居民消费的关系，发现社会保障对我国各省份居民消费的影响并非一致，存在地区差异性。

国内关于社会保障与居民消费的研究大多都是针对中国整体而言的，也有一些文献选择改革开放以来时间跨度很大的时间序列数据进行分析。但是，改革开放以来，我国社会保障制度经历了不断的调整，跨度很长的时间序列分析，不具有强的稳健性。当前我国社会保障制度正处于转轨时期，农村社会保障制度也在不断地完善，这些制度的结构变动必然会对居民的消费行为产生很大的影响。鉴于这些原因，本文侧重以在社会保障和消费支出方面均相对弱势和滞后的农村居民为研究对象，尝试构建一个在2000-2013年间的短期的省级面板门限模型，来实证分析我国农村社会保障支出对农村居民消费的非线性影响。

三、模型的构建与变量的选取

(一)变量的选择与描述性分析

对于农村社会保障与居民消费的研究，如何度量农村社会保障则是首先需要解决的问题。国外在研究此类问题时，多数学者使用的是个人养老金为度量变量，但是由于我国农村社保制度建立时间较晚，且各地区的口径标准不一，所以详细、高质量的养老金数据难以获取。国内有学者使用政府的社会保障支出作为度量指标，但是这一支出很少能够细分到农村居民这一层次上，所以以此来研究农村社会保障也不甚合理。有鉴于此，本文提出使用农村居民转移收入(SSEI)来度量农村社保支出，主要是考虑到农村居民转移性收入是国家统计局长期调查、抽样而获得的数据，指标口径稳定、数据质量较高，同时又与农村居民密切相关。

门槛变量的选取，本文选择农村居民转移收入占财政社会保障支出的比重，这是一个比例变量，这个变量的大小可以表明农村社保在整个社保系统内的重要程度，同时也可以度量政府对于农村社保的重视程度，所以本文称之为农村社保强度(SSSI)。

控制变量组中，本文选择的有剔除转移收入之后的农村人均净收入(NPI)，收入对于消费的影响是显而易见的，所以要准确的度量社会保障支出对于消费的关系，这个变量的影响不可忽视。对于消费的影响还有一个较为重要的变量：通货膨胀，由于没有单独衡量农村居民消费的通胀变量，所以本文选择的变量为居民消费价格指数(CPI)。还有可能会影响农村居民消费的因素为：少儿抚养比(14岁以下的儿童)和老年抚养比(65岁以上的老年人)，本文也将其设定为控制变量，但是若在之后的回归分析中发现其不显著，本文会直接将其省去，且不再解释。

社会保障支出的计算主要分为两部分：社会保障支出和政府性补贴支出。由于《中国统计年鉴》在2007年以前是分为：抚恤和社会福利救济费、社会保障支出和政府性补贴收入，2007年以后则全部归类为社会保障和就业支出。在将其转换为人均指标时，使用的全国当年全国人口数。同时我国取消农业税是在2006年，这对于农村居民消费可能存在一定的影响，但是由于这两个因素前后的相隔时间较短，为了简化模型本文只选取2007年为虚拟变量。

对于农村社会保障支出与农村居民消费支出的关系，本文首先构建面板门槛模型如下：

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

+β6CDRit+β7ODRit+μi+εit

(公式1)

公式1中，PCC表示农村人均消费支出，SSEI表示农村人均转移收入，NPI表示农村人均纯收入，CPI表示消费者价格指数，CDR、ODR表示儿童、老年抚养比，面板门限变量q则是农村社保强度(SSSI)。

本文所选择的样本为我国31个省份，2000年至2013年之间的农村居民消费支出，转移收入等相关数据。*人口数据来自《中国人口和就业统计年鉴》；转移收入、净收入数据来自《中国农村统计年鉴》；其他数据则是来自《中国统计年鉴》。相关变量的描述性统计如表1所示：

表1 变量的描述性统计

注：消费者价格指数CPI是按照2000年为基数进行了调整，农村社会保障强度为农村转移收入占人均社保转移收入的比例，消费支出、转移收入和纯收入都取了对数。

图1 相关变量的箱形图 图2 各变量与其滞后变量的散点图

图1中各个变量的箱形图中，可以发现农村消费支出、纯收入和转移收入较之2007之前都有所增加。同时值的关注的是农村社保强度在2007年之前极值更多，本文认为，由于2007年国家统计局将财政转移支出统一口径为社会保障，所以较之之前的抚恤和社会福利救济费等支出，有了很大的增加，所以导致之间的数据过大。

由于本文所使用的时间序列数据为2000-2013年，且农村人均消费支出、转移收入和消费者价格指数都具有强烈惯性，为了避免后期的模型伪回归，所以先对各个观测变量做单位根检验。首先，从图2的散点图中，可以看到农村人均消费支出，农村人均转移收入和农村居民纯收入与其滞后一阶项的散点关系几乎表明三个变量都存在单位根。表2显示的是面板数据相关变量的单位根检验，从LLC检验、DF检验都显示出其存在单位根。表3显示的则是相关变量一阶滞后的单位根检验，同样LLC检验、DF检验则拒绝原假设，表明差分后的数据不在有单位根关系，即数据是一阶单整，即I(1)。

表2 相关变量的单位根检验

注：原假设为数据存在单位根。

表3 一阶差分后的相关变量单位根检验

注：原假设为数据存在单位根。

面板数据中的四个变量都存在一阶单整I(1)，所以原面板门限模型就需要进行协整检验。本文使用的是Westerlund(2007)所构造的方法，其将协整检验分为同质性检验(检验统计量为组统计量Gt、Ga)和异质性检验(面板统计量Pt、Pa)。表4中Pa、Pt、Ga统计量是接受原假设的，即面板模型不存在协整关系，不能直接进行面板回归。所以本文将模型修改为差分-面板门限模型，具体形式如下：

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

+β6CDRit+β7ODRit+μi+εit

(公式2)

表4 面板数据模型协整检验

注：面板协整检验使用的是Westerlund(2007)的方法。

(二)面板门限实证结果分析

本文通过协整检验，将研究模型修改为公式2的差分面板门限模型，同时依次使用单一门槛、双门槛来对其进行估计，参数的P值和临界值均是通过Bootstrap重复抽样的方法得到。表5即是门限模型的相关指标，单一门槛和双重门槛在5%显著性的水平上都是显著，表明差分面板门槛模型中门槛效应明显，但是双重门槛估计的两个γ值分别为0.341、0.361，这两个门槛值较为接近，从现实生活中的实际观察中可以知道，人均消费支出不会在这么小的区间产生突变，所以本文选择单门槛门限模型。

表5 门槛效果自抽样检验

图3 单门槛模型似然比LR统计量曲线图

表6 门槛估计值和置信区间

对于单门槛模型，在门槛变量γ(农村转移支付占人均社保支出比重)的可能取值中，门槛模型似然比LR的可能取值如图3所示，图中的虚线表示则是非标准卡方分布95%的临界值。所以可以知道门槛变量γ=0.388是有效的，同时在95%置信度下γ的置信区间为[0.301，0.622]。

从上段分析可知，单门槛面板模型的估计结果更为合理，所以本段着重分析单门槛面板系数的估计结果，同时表7还列示了固定效应模型、双门槛面板模型的估计结果以作为对照。首先，模型(1)的面板固定效应模型，农村人均转移收入增量(DSSEI)与农村人均消费支出增量(DPCC)成正比关系：农村人均转移收入增量每增加1个单位就会使得农村人均消费支出增量增加0.0334个单位。但是对于模型(2)的单门槛面板模型，估计门槛变量γ为0.338，即当农村人均转移收入占人均社保收入(SSSI)的33.8%之前，农村人均转移收入增量与农村人均消费支出增量之间并没有较为显著的关系；只有当农村转移收入占到人均社保收入的33.8%之后，农村人均转移收入才能够增加农村人均消费支出。换而言之，只有当农村社会保障支出达到一定的程度，农村社会保障制度才会有效地增加农村居民消费。

表7 面板门限系数估计结果

注：DSSEI_1∶DSSEI*I(SSSI<γ)，DSSEI_2∶DSSEI*I(SSSI>=γ)，相关不显著的变量，本文将其删除，修改后重新进行回归。

(三) 实证小结

当农村人均社保占社会人均社保比例低于33.8%时，农村人均转移收入的增加对于农村人均消费的贡献居然为负(DSSEI_1=-0.00872，尽管这一系数不太显著)。乍一看这个结果可能会有点悖论，但是经济学理论中曾有个著名的“吉芬难题”问题，即在某一段时间内土豆的需求量与土豆的价格成正比。经济学家的解释是：由于在那段时间内居民的生活比较困苦，所以能够承受的消费品只有土豆这种，所以土豆的价格上升仅仅是表示当地居民的生活困难程度加大，而引起了土豆消费的增加。

这一解释同样也适用于农村社会保障，当农村社保占人均社保比例较低时，表明这个地区的农村社会保障系统处于较低的水平，农村经济水平相对不活跃，自然农村居民能用于消费的资金也会维持在较低的水平。所以在农村社保比例较低的水平下逐渐增加农村社保支出，对于其消费支出的贡献是有限的，一方面是由于农村居民穷困生活的消费惯性使然，而更为重要的一方面则是，在较低水平的农村社保增加会意味着当地的穷困程度较高(如扶贫和救济费用的增加)，这显然不利于农村消费支出的增加。

但是政府仍应当继续加大对于农村社保支出，逐步提升农村居民转移收入的增加，同时又要保持较为长远的眼光来对待农村居民消费的问题，不能因农村社保支出对于农村消费贡献较弱而减少农村社保的制度建设，因为只有当农村社保支出达到一定的门槛值之后，农村社保支出对于消费的贡献就会发生较大的飞跃(贡献度会从第一阶段的-0.087%跳跃到6.18%)。

四、结论与政策建议

本文使用面板门限模型，运用2000-2013年各地区农村社会保障等方面的数据，研究农村社会保障与农村居民消费之间的关系。对于农村社保支出的度量本文选择的是农村人均转移收入，主要是考虑到转移收入中很大一部分是政府的转移支付，且与农村居民直接相关，所以能够衡量农村社保支出。门槛变量选择的是农村人均转移收入占人均社会保障支出的比重，这个比例一方面能够表明农村社保在全社会社保中的地位，另一方面也能表明政府对于农村社会保障的重视程度。文章最后得出的结论是：第一，当农村社保人均转移收入占人均社会保障支出的比重不超过33.8%时，农村社会保障支出的增加对于农村居民消费的贡献为负，但是成反向关系并不能理解为社会保障保障支出会抑制消费，而是由于此时农村居民消费也会呈现特殊的“吉芬现象”；第二，当农村人均转移收入比重持续增加超过33.8%后，农村社保支出对于消费会发生跳跃性的变化，贡献程度会从前一阶段的-0.087%跃迁到6.18%。

在政策建议上，本文认为由于农村社保支出对于农村居民消费的贡献属于“慢热型”，所以政府部门对于农村社保的消费效应应当持有长远的视角，持续增加农村地区的社保支出，逐步完善该地区的社会保障系统，这样才能够达到扩大农村居民消费的效果。

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(责任编辑：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.

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