文/譚維（四川大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院）

一、引言

消費(fèi)、投資和出口通常被比喻為拉動經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車,消費(fèi)作為三駕馬車之一，具有刺激經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長的重要作用。國家的“擴(kuò)大內(nèi)需”政策就是鼓勵消費(fèi)和投資，刺激消費(fèi)。在中國，農(nóng)村居民是具有非常大潛力的消費(fèi)群體，促進(jìn)農(nóng)村居民的消費(fèi)有利于我國經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，同時農(nóng)村消費(fèi)市場的開拓，也有利于鄉(xiāng)村振興、城鄉(xiāng)融合發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)現(xiàn)。對農(nóng)村家庭而言，政府補(bǔ)助提升了家庭可支配收入水平，從理論上而言能夠?qū)彝ハM(fèi)帶來一定的促進(jìn)作用，本文利用CFPS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)庫相關(guān)面板數(shù)據(jù)，探究政府補(bǔ)助究竟會對農(nóng)戶消費(fèi)水平及消費(fèi)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生怎樣的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

政府對農(nóng)戶的各項(xiàng)補(bǔ)助（包括低保、退耕還林補(bǔ)助、農(nóng)業(yè)補(bǔ)助、五保戶補(bǔ)助、特困戶補(bǔ)助、工傷人員供養(yǎng)直系親屬撫恤金，以及救濟(jì)金、賑災(zāi)款（含實(shí)物形式）和其他政府補(bǔ)助，是農(nóng)戶從政府部門獲得的轉(zhuǎn)移性收入，也是政府部門給予農(nóng)戶的公共轉(zhuǎn)移性支付。

許多學(xué)者都探究了轉(zhuǎn)移性收入對農(nóng)戶消費(fèi)的影響，溫濤等（2013）[1]研究發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)移性收入主要影響衣食住行等基本生活消費(fèi)需求。葛曉鱗等（2010）[2]卻認(rèn)為轉(zhuǎn)移性收入主要影響農(nóng)民家庭設(shè)備用品及服務(wù)的消費(fèi)支出。鞏師恩（2013）[3]基于恩格爾定律的影響研究收入結(jié)構(gòu)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)之間的相關(guān)關(guān)系發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)移性收入具有較強(qiáng)的邊際非食品消費(fèi)促進(jìn)效應(yīng)。陶醉等（2016）[4]認(rèn)為轉(zhuǎn)移性收入對各分項(xiàng)消費(fèi)支出的刺激效果較為明顯。紀(jì)明（2010）[5]劉苓玲（2011）[6]研究均發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)移性收入對促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)具有乘數(shù)效應(yīng)。

在研究公共轉(zhuǎn)移支付對農(nóng)村居民家庭的消費(fèi)的影響方面，羅寧波（2016）[7]發(fā)現(xiàn)，財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出從減少居民對未來消費(fèi)的不確定性和增加居民可支配收入兩方面促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)支出的增加，且中西部地區(qū)的促進(jìn)作用大于東部地區(qū)。劉雙等（2017）[8]以生命周期理論為微觀基礎(chǔ)建立模型,接入平滑轉(zhuǎn)移函數(shù)作為分層函數(shù)研究發(fā)現(xiàn)，不同的轉(zhuǎn)移支付項(xiàng)目對不同階層及其消費(fèi)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了差異性影響。劉雯（2021）[9]利 用CFPS2010-2018年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，公共轉(zhuǎn)移支付收入的存在和數(shù)額的增加均有助于刺激農(nóng)戶提高消費(fèi)支出。學(xué)術(shù)界學(xué)者對農(nóng)戶消費(fèi)的影響因素的研究趨于成熟，目前主要研究收入[10][11]、消費(fèi)環(huán)境的變化[12]、社會資本[13]、家庭特征[14]、社會保障[15][16]和農(nóng)村金融發(fā)展[17][18]等方面對農(nóng)戶消費(fèi)的影響研究。

三、實(shí)證分析

（一）模型建立

為了研究政府補(bǔ)助對農(nóng)戶消費(fèi)的影響，本文參考吳敏（2020）①、劉雯（2021）②等人的實(shí)證過程，構(gòu)建了雙向固定效應(yīng)模型：

其中，下標(biāo)i表示家庭，t表示年份；expit表示第i個家庭在第t年的消費(fèi)性支出；αi代表家庭固定效應(yīng)，用來控制類似于家庭住址這類不隨時間變化的家庭特征；βt表示年度固定效應(yīng)，用來捕捉對所有家庭均產(chǎn)生相同影響的宏觀因素，例如物價水平的變化；subit則是第i個家庭在第t年是否獲得政府補(bǔ)助或政府補(bǔ)助金額；Xit表示控制變量矩陣，εit表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)來源和指標(biāo)體系

本文利用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）所提供微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，通過連續(xù)追蹤形成了2014-2018年的面板數(shù)據(jù)。

被解釋變量的選取：為探討研究主題，本文參考隋夢琳（2021）③的做法，將消費(fèi)分為生存資料消費(fèi)、發(fā)展資料消費(fèi)和享受資料消費(fèi)，生存資料消費(fèi)額為家庭食物、衣著和居住支出的加總額，發(fā)展資料消費(fèi)額為文教娛樂支出和醫(yī)療保健支出的加總額、享受資料消費(fèi)額為交通通信支出和家庭設(shè)備及日用品支出的加總額。此處的被解釋變量為家庭消費(fèi)總額pce、家庭生存資料消費(fèi)額live、發(fā)展資料消費(fèi)額develop、享受資料消費(fèi)額enjoy、家庭食物支出food、衣著支出dress、居住支出house、家庭設(shè)備及日用品支出daily、交通通信支出trco、文教娛樂支出eec、醫(yī)療保健支出med。為了便于分析政府補(bǔ)助對貧困農(nóng)戶消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，本文指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)說明詳見表1。

表1 變量指標(biāo)

解釋變量的選?。罕疚谋唤忉屪兞糠謩e為二元變量—是否獲得政府補(bǔ)助sub_t（獲得為1，未獲得為0）和連續(xù)變量—政府補(bǔ)助的金額subinc。

控制變量的選取：本文控制變量引入了家庭特征。主要為家庭非轉(zhuǎn)移性收入inc、家庭人口規(guī)模size、家庭65歲以上老年人人口占比elderpp、家庭現(xiàn)有現(xiàn)金和存款moeny、家庭勞動力人均受教育年限eduy、家庭是否務(wù)農(nóng)arg以及家庭是否外出打工work。表2為描述性統(tǒng)計(jì)。

表2 變量指標(biāo)描述性統(tǒng)計(jì)

（三）實(shí)證分析

表3詳細(xì)反映了獲得政府補(bǔ)助以及政府補(bǔ)助金額對農(nóng)戶消費(fèi)總量和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的回歸結(jié)果。表3中模型（1）顯示獲得政府補(bǔ)助對農(nóng)戶消費(fèi)總額具有正向影響，系數(shù)為0.0382，且在10%的置信水平上顯著。模型（2）中顯示政府補(bǔ)助每增加1單位，農(nóng)戶消費(fèi)總額將會增加0.00958個單位，且在5%的置信水平上顯著。模型（3）和模型（4）顯示獲得政府補(bǔ)助雖對生存資源消費(fèi)額有正向影響，但結(jié)果并不顯著，政府補(bǔ)助金額每增加1個單位，將會促使生存資源消費(fèi)額增加0.00633個單位，且在10%的置信水平上顯著。模型（5）和模型（6）顯示獲得政府補(bǔ)助以及政府補(bǔ)助金額均會對發(fā)展資料消費(fèi)額產(chǎn)生正向影響，且均在5%的置信水平上顯著。模型（7）和模型（8）顯示獲得政府補(bǔ)助及政府補(bǔ)助金額雖對享受資料消費(fèi)額具有正向促進(jìn)作用，但并不顯著。

表3 政府補(bǔ)助與農(nóng)戶消費(fèi)總量和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的回歸結(jié)果

同時，家庭非轉(zhuǎn)移性收入對農(nóng)戶消費(fèi)總量和結(jié)構(gòu)的正向影響尤為強(qiáng)烈，8個模型中均顯示在1%的置信水平上顯著。家庭現(xiàn)有存款和現(xiàn)金對消費(fèi)總量、生存資料消費(fèi)額以及發(fā)展資料消費(fèi)額的影響均不明顯，但對家庭享受資料消費(fèi)額具有正向促進(jìn)作用，且在5%的置信水平上顯著。家庭勞動力人均受教育年限對農(nóng)戶消費(fèi)總量、生存資料消費(fèi)額和享受資料消費(fèi)額具有正向影響，對發(fā)展資料消費(fèi)的影響不顯著。家庭老年人口占比對享受資料消費(fèi)額具有抑制作用，在10%的置信水平上顯著，顯然，當(dāng)家庭老年人口所占比重越大，家庭面臨的養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)、醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)將會越大，若家庭存在理性預(yù)期，則會減少享受資料消費(fèi)，增加儲蓄以抵抗所能預(yù)期的風(fēng)險(xiǎn)。家庭規(guī)模對人均消費(fèi)總量、人均生存性消費(fèi)及人均發(fā)展性消費(fèi)均具有抑制作用，且都在1%的置信水平上顯著，但對人均享受資料消費(fèi)的影響不顯著。家庭務(wù)農(nóng)對農(nóng)戶生存資料消費(fèi)具有抑制作用，主要原因是務(wù)農(nóng)可以實(shí)現(xiàn)部分自產(chǎn)自銷，從而減少家庭食物方面的消費(fèi)支出；同時務(wù)農(nóng)對享受資料消費(fèi)具有正向影響，主要原因是務(wù)農(nóng)家庭會購買大量農(nóng)業(yè)設(shè)備設(shè)施。

四、結(jié)論

獲得政府補(bǔ)助以及政府補(bǔ)助金額均會對家庭消費(fèi)總量、家庭生存資料消費(fèi)、家庭資料消費(fèi)、家庭居住消費(fèi)，家庭日用品及設(shè)備消費(fèi)和家庭醫(yī)療保障產(chǎn)生正向影響，說明政府補(bǔ)助在一定程度上可以促使農(nóng)村家庭消費(fèi)，并且?guī)椭r(nóng)村家庭在一定程度上不僅關(guān)注生存性消費(fèi)，還能增加發(fā)展性消費(fèi)，助力消費(fèi)升級。

注釋

①吳敏.低收入家庭現(xiàn)金轉(zhuǎn)移支付的消費(fèi)刺激作用——來自城鄉(xiāng)居民最低生活保障項(xiàng)目的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].財(cái)政研究,2020(8):40-54.DOI:10.19477/j.cnki.11-1077/f.2020.08.004.

②劉雯.公共轉(zhuǎn)移支付與農(nóng)戶消費(fèi)[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯,2021,38(4):23-32.

③隋夢琳. 移動支付對我國農(nóng)村家庭消費(fèi)水平及消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響研究[D].山東大學(xué),2021.