财政支农支出对农村居民消费的门槛效应——基于中国省级面板数据的实证分析

李兴文 邢斯达

（西北师范大学，兰州 730070）

一、引言与相关文献述评

随着改革开放的不断深入，中国经济迅猛发展，综合国力日益增强。2008年金融危机席卷全球，中国作为世界主要经济体，同样受到波及。在世界环境不稳定的影响之下，我国出口日趋乏力，传统的以投资、出口为主导的经济增长方式显然不能有效的帮助我们度过金融危机。正是在这样的背景下，中央明确提出要加快转变经济发展方式，由传统的投资、出口拉动经济增长向以投资、消费、出口协调拉动转变，牢牢把握扩大内需这一战略基本点。根据全国第六次人口普查，我国农村人口占总人口比例为50.32%，而2012年农村居民消费占居民消费总额比例仅为26.4%，我国农村居民消费严重不足。如何利用财政政策有效的促进农村居民消费，从而推动经济发展，对我国实现扩大内需的战略目标具有重大意义。

财政支农支出是指财政投入农业的支出。从我国财政支出项目来说，支农支出主要包括支援农业生产支出，农业综合开发支出、农林水事务支出、农业基本建设支出、农村救济费和农村科技三项费等。国内学者在近些年逐渐增加对财政支农支出的关注。从财政支农支出与农业经济增长的关系角度出发，魏朗（2007）利用C-D生产函数框架对我国1999年-2003年农业经济增长面板数据实证分析发现，地方财政支农支出有利于农业经济增长，并且贡献率显著。刘涵（2008）利用多元协整方程对我国1980年-2006年财政支出总量与农业产出关系实证分析得出，财政支农可以促进农业产出增长，但存在支出总量不足的问题。在研究财政支农支出效率方面，刘穷志、卢盛峰（2009）运用2005年数据，通过构建四阶段DEA-Tobit效率评价模型研究发现，在新农村建设上，财政支农支出效率不高，认为应该缩小低效财政支出，增加高效财政支出，提高公共资金使用效率。李燕凌、欧阳万福（2011）利用县乡2004年-2006年混合数据构建基于投入的模型测算财政支农支出效率，分析认为县乡政府财政支农支出产生较好的农业生产率，但覆盖面较窄。

关于财政支农支出和农村居民消费关系的研究理论层面较多，实证分析相对较少。从实证分析角度出发，朱建军、常向阳（2009）通过构建面板固定效应变截距模型分析认为，地方财政支农支出对于农村居民消费具有显著的正效应。毛其淋（2011）基于1995年-2008年省级面板数据，运用系统GMM估计法实证检验认为财政支农支出对农村居民消费具有显著的正效应，但是存在区域性差异。胡东兰、田侃、夏杰长（2013）采用1978年-2010年年度时间序列实证分析认为，财政支农支出对农村居民消费有一定的挤入效应，但效果不明显。

通过对现有文献梳理发现，关于财政支农支出与农村居民消费的实证分析多数建立在线性关系的假设基础上完成的，然而二者之间可能存在非线性关系以及结构性变化问题却很少有文章涉及，故本文基于非线性假设的面板门槛模型进行估计，讨论财政支农支出与农村居民消费之间的非线性关系。

二、模型设定与变量说明

（一）模型设定

各种宏观经济变量之间有时并不是简单的线性关系，而是具有非线性特征，常规意义上的线性模型往往并不适于分析这类变量之间的关系。正是在这种情况下，Hansen于1999年提出面板门槛模型，用以分析变量间的非线性关系以及结构变化问题。本文通过对财政支农支出和农村居民消费构建面板门槛模型，以城乡收入差距作为门槛变量，研究在城乡收入差距不同的影响下，财政支农支出与农村居民消费二者之间存在的非线性关系。

本文首先构建基础模型，经济学界普遍认为财政支出是影响居民消费的主要因素，财政支出影响居民消费的边际效用，从而影响居民消费。因此构建财政支农支出与社会保障支出对农村居民消费影响的模型如下：

模型（1）中，i表示省份，t表示年份，ccit、esait和sbzcit分别表示全国各省（自治区、直辖市）农村居民消费额、财政支农支出总额以及社会保障支出总额。μi是不随时间变化的个体效应，εit为随机误差项。本文以财政支农支出作为主要解释变量，社会保障支出作为控制变量，农村居民消费作为被解释变量进行分析。

假设财政支农支出与农村居民消费之间存在非线性关系，在模型（1）的基础上，利用Hansen面板门槛模型思想，构建以城乡居民收入差距作为门槛变量，反映财政支农支出与农村居民消费关系的单门槛模型（2），多门槛模型可由单门槛模型扩展得到。现构建单门槛模型如下：

模型（2）中，城乡收入差距ig为门槛变量，γ为门槛值，I为指示函数，其余变量与模型（1）一致。

（二）模型参数估计

对面板门槛模型进行参数估计主要有两步，一是估计门槛值和参数值，二是进行相关检验。为简化模型，现将模型（2）转化为矩阵形式如下：

在进行第一步估计门槛值和参数值时，首先对模型（3）进行组内平均，再用（3）式与组内平均式相减，以消除个体效应μi的影响，得到模型如下：

将所有观察值堆叠，对任意γ运用OLS估计得到α的估计值：

相应的残差平方和为：

进一步，通过格点搜索法搜索残差平方和最小的γ值以确定门槛值。以上是对第一个门槛值进行搜索的过程，如果搜索第二门槛值，需要将第一门槛值固定，在第一门槛值左右区间分别进行如上过程，搜索出除第一个门槛值外的残差平方和最小的γ值作为第二门槛值。以此方式类推，重复上述步骤，就可以搜索多门槛值，在此不再赘述。

模型参数估计的第二步是进行相关检验，主要进行两点检验：（1）检验是否存在门槛效应。（2）检验门槛值是否等于真实值。

检验是否存在门槛效应，原假设 H0∶α1=α2，备择假设 H1∶α1≠α2。检验统计量：

其中分子上的S0为不存在门槛变量时的残差平方和，S1（）为存在门槛变量的残差平方和，分母为存在门槛变量的残差平方和与自由度相除的结果。采用自抽样法（Bootstrap）估计其渐进分布，计算F统计量的值，重复上述步骤，最终得到经验P值，以此检验模型是否存在门槛效应。

检验门槛值是否等于真实值，通过最大似然比对门槛值进行检定。原假设 H0∶γ0=，备择假设 H1∶γ0≠，似然比为：

其中S1（γ^）为估计出来的门槛值的残差平方和，S1（γ）为其他可能门槛值的残差平方和，来检验实际存在的门槛值与潜在存在的门槛值是否存在显著性差异，当时，拒绝原假设，反之接受原假设，并以此判定门槛值是否等于真实值。

以上是对单门槛值进行的检验，多门槛值的假设检验与单门槛值假设检验一致，故不再赘述。

（三）变量说明

本文采用1998年-2012年我国30个省（自治区、直辖市）的面板数据，考虑到重庆市数据不全，故予以剔除。数据主要来源于《中国统计年鉴》和《中国财政年鉴》。

模型中农村居民消费用cc来表示，表示各省农村居民人均消费。财政支农支出用esa表示，由于2003年和2006年统计口径的变化，故对财政支农支出设定如下：1998年-2003年财政支农支出=支援农村生产支出+农业综合开发支出+农林水利气象部门事业费，2003年-2006年财政支农支出=农业支出+林业支出+水利和气象支出，2006年-2012年财政支农支出为农林水事务支出。社会保障支出用sbzc表示，为每年各省社会保障支出总额。门槛变量为城乡收入差距，用ig表示，ig=城市人均可支配收入/农村人均可支配收入。各变量统计性描述见表1：

表1 各变量统计性描述值

三、实证结果分析

本文借助Hansen提出的门槛效应模型，研究在不同城乡收入差距下，财政支农支出对农村居民消费的影响，文章所有模型估计运用STATA11.0软件完成。

（一）门槛值估计及检验

根据上文模型参数估计过程，以城乡收入差距（ig）作为门槛变量，首先运用格点搜索法搜索残差平方和最小的门槛值，接着将第一门槛值固定，按同样方法搜索第二门槛值，搜索的结果见表2：

表2 门槛估计值结果

在搜索完门槛值，我们要对模型进行检验，首先进行门槛效应检验判断是否存在门槛值。门槛效应检验结果见表3：

表3 门槛效应的参数估计和检验结果

以城乡收入差距ig作为门槛变量，表3中报告了三种假设下门槛检验的F值和P值，可以看出，在1%的显著水平下，单门槛效果显著，而双门槛和三门槛效果均不显著，故只有单门槛假设通过检验。

进而我们进行第二项检验，检验门槛值是否等于真实值。从图1我们可以看出，横轴为门槛变量即城乡收入差距ig，纵轴为LR值，绘制出单门槛估计值的似然比函数图。图中虚线为似然比LR的统计临界值，在5%的显著水平下临界值为7.35，曲线为门槛变量似然比值。在门槛真实值的检验中，当门槛值为 2.423时，在（2.369，2.467）区间内，似然比值LR小于5%显著水平下的临界值，所以接受原假设，即门槛值与实际值相符。

图1 门槛值及95%的置信区间

通过以上分析过程，最终确定采用单门槛模型进行估计，门槛值估计结果见表4：

表4 门槛估计结果

（二）实证结果

门槛检验之后，我们发现财政支农支出对农村居民消费的影响具有非线性关系。根据门槛变量对模型进行门槛回归估计，同时构建固定效应模型，以便于模型间的比较，估计结果见表5：

表5 模型参数估计结果

从表5中我们可以看出，社会保障支出对农村居民消费的影响无论是在门槛回归模型中还是在固定效应模型中，都是显著的正效应，说明社会保障支出对促进农村居民消费具有重要意义。从回归系数看，门槛回归模型的系数为5.9536，要略低于固定效应模型的回归系数6.4712，说明固定效应模型拉高了农村居民边际消费倾向。

从财政支农支出对农村居民消费的影响来看，门槛回归模型根据门槛变量城乡收入差距的门槛值2.423，将研究样本分为两类群体，一类是城乡收入差距小于等于2.423，一类是城乡收入差距大于2.423。对于这两类群体，财政支农支出对于农村居民消费的影响存在显著差异。当城乡收入差距小于等于门槛值时，财政支农支出对农村居民消费的回归系数为8.9871，而当城乡收入差距大于门槛值时，该回归系数降低为3.4848，说明当城乡收入差距跨越门槛值2.423时，财政支农支出对农村居民消费的影响作用下降。而从固定效用模型来看，财政支农支出对于农村居民消费影响的估计值为3.4206，这与城乡收入差距大于门槛值的估计相近。

从以上分析可知，财政支农支出与农村居民消费之间具有显著的非线性关系，如果仅仅使用固定效应模型无法判断变量间的这种非线性关系。

（三）进一步分析

根据门槛变量城乡收入差距的门槛值，将我国30个省（自治区、直辖市）划分为两类，一类是低收入差距水平区域（ig≤2.423），一类是高收入差距区域（ig>2.423）。并将1998年-2012年每年两类区域所含省份数量列于表6：

表6 两类区域各年包含的省份数

从表6我们可以看出，自1998年以来，高收入差距省份逐年增多，低收入差距省份逐年减少，这一趋势一直持续到2009年，在此以后开始转变。根据上文分析我们知道，在较低城乡收入差距区域，财政支农支出对于农村居民消费的促进作用要大于较高城乡收入差距区域，这就说明我国各省从2000年以后一直到2009年这段时间内，财政支农政策在促进农村居民消费从而扩大内需的过程中，并没有发挥它应有的效力，产生了一定的政策失效性。不过自2009年以后，收入差距较小的区域逐渐增加，说明目前我国目前的收入分配政策对于缩小各区域城乡收入差距已经取得一定的成效。

四、结论与政策启示

本文运用我国1998年-2012年省级面板数据，建立以城乡收入差距为门槛变量的面板门槛模型，对我国财政支农政策与农村居民消费进行实证分析，同时将门槛模型结果与运用各变量构建的固定效应模型结果对比分析认为：财政支农支出政策对于促进农村居民消费从而扩大内需，具有重要作用；在不同的城乡收入差距水平下，财政支农政策对于农村居民消费的影响不同，即财政支农政策与农村居民消费具有明显的非线性关系；门槛变量城乡收入差距的门槛值为2.423，以此为分界线划分低收入差距区域和高收入差距区域，并得出在低收入差距区域财政支农政策对于农村居民消费的影响要大于高收入差距区域产生的影响的结论；同时，社会保障支出对于促进农村居民消费也具有重要作用。

通过对低收入差距区域和高收入差距区域在不同年份所包含省份数量分析认为，我国自1998年以来城乡收入差距逐渐扩大，低收入差距省份逐渐减少，高收入差距省份不断增多，使得在这段期间内，财政支农政策在促进农村居民消费从而扩大内需时，并没有完全发挥其政策效力，产生了一定的政策失效性。然而在2009年以后，这一局势开始扭转，说明政府在宏观层面上更加重视缩小城乡收入差距，并且已经取得一定的成效。

基于以上分析，本文认为应该增加财政资金向财政支农政策以及社会保障支出倾斜，这对于促进农村居民消费，从根本上实现扩大内需的战略途径具有重要意义；与此同时应该坚持并完善现有的收入分配政策，逐步缩小城乡收入差距，进而提高财政支农政策的有效性。

〔1〕 魏朗.财政支农支出对我国农业经济增长影响的研究——对1999-2003年农业生产贡献率的实证分析[J].中央财经大学学报，2007（9）：11-22.

〔2〕 刘涵.财政支农支出对农业经济增长影响的实证分析[J].农业经济问题，2008（10）：30-35.

〔3〕 刘穷志，卢盛峰.财政支农支出绩效评估与数量优化研究[J].中南财经政法大学学报，2009（2）：51-56.

〔4〕 李燕凌，欧阳万福.县乡政府财政支农支出效率的实证分析[J].经济研究，2011（10）：110-122.

〔5〕 朱建军，常向阳.地方财政支农支出对农村居民消费影响的面板模型分析[J].农业技术经济，2009（2）：38-45.

〔6〕毛其淋.地方政府财政支农支出与农村居民消费——来自中国29个省市面板数据的经验证据[J].经济评论，2011（5）：86-97.

〔7〕 胡东兰，田侃，夏杰长.中国财政支农支出对农村居民消费影响——实证分析与政策建议[J].财政研究，2013（1）：50-53.

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