人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟論文范文

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一、計量模型設(shè)定、變量選取

（一）計量經(jīng)濟模型設(shè)定基于上述分析，構(gòu)建了如下形式的計量經(jīng)濟模型來反映農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與農(nóng)村居民消費行為的關(guān)系。其中，α4表示少兒撫養(yǎng)系數(shù)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長交互項對農(nóng)村居民消費的影響系數(shù)，α5表示老人撫養(yǎng)系數(shù)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長交互項對農(nóng)村居民消費的影響系數(shù)。其他符號同上。為克服因遺漏變量造成的內(nèi)生性問題，在模型（2）中引入了對消費存在影響的其他控制變量：（1）農(nóng)村居民收入Incoit，在凱恩斯消費函數(shù)中，收入被認(rèn)為是消費的最主要決定因素；（2）通貨膨脹率Infit，其反映了價格波動或宏觀經(jīng)濟不確定性對居民消費的影響，其對消費的影響方向并不確定；（3）城鄉(xiāng)消費比Ratit，其反映了城鄉(xiāng)居民消費份額變化對農(nóng)村居民消費行為的影響。于是，模型（3）可進一步拓展為如下形式。

（二）變量選取本文選取了中國31個省（市、區(qū)）2001至2012年的面板數(shù)據(jù)，其中各地區(qū)少兒撫養(yǎng)系數(shù)、老人撫養(yǎng)系數(shù)、家庭規(guī)模和性別比數(shù)據(jù)取自2002至2006年的《中國人口統(tǒng)計年鑒》和2007至2013年的《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，其余數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。各變量的定義說明如下：農(nóng)村居民消費用農(nóng)村居民家庭人均消費支出對數(shù)值表示；少兒撫養(yǎng)系數(shù)用少年兒童（0～14歲）與勞動年齡（15～64歲）人口數(shù)之比表示；老人撫養(yǎng)系數(shù)用老年（65歲以上）人口與勞動年齡（15～64歲）人口數(shù)的比例表示；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長以人均第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的對數(shù)值表示；農(nóng)村居民收入以農(nóng)村居民家庭人均純收入對數(shù)值表示；通貨膨脹以各地區(qū)居民消費價格指數(shù)變化率（消費物價指數(shù)－100）表示；城鄉(xiāng)消費比以城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民人均消費支出之比來表示。表1給出了各變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計。

二、估計方法與結(jié)果分析

（一）估計方法與模型估計由于在估計靜態(tài)面板模型時，通常考慮固定效應(yīng)（FE）和隨機效應(yīng)（RE）方法，故本文將采用固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)方法來識別模型（1）至（3）；考慮到可能存在的異方差情形，在模型估計過程中，使用了以省份為聚類變量的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差，相關(guān)估計結(jié)果如表2所示。從表2可以發(fā)現(xiàn)，固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)系數(shù)的顯著性和大小并不存在明顯差異，由模型（1）至（3）可知，F(xiàn)統(tǒng)計量及Wald統(tǒng)計量整體依次增大，說明引入控制變量后，模型顯著性有所改善，并且F統(tǒng)計量及Wald統(tǒng)計量的P值均為00000，表明模型整體擬合效果較好，模型設(shè)定較為合理。因此，本文的分析將根據(jù)拓展模型（3）的估計結(jié)果展開。至于依據(jù)模型（3）的固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)估計結(jié)果進行分析，則需要通過相關(guān)檢驗來進行取舍，傳統(tǒng)的做法是進行Hausman檢驗，其假定在原假設(shè)成立的情況下，隨機效應(yīng)模型是最有效率的，這意味著模型中的復(fù)合擾動項是獨立同分布的。考慮到可能存在的異方差因素，本文在模型估計過程中使用了聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差，這時便無法進行Hausman檢驗，于是，我們采用了與Hausman檢驗等價的Xtoverid檢驗來驗證固定和隨機效應(yīng)模型，Xtoverid檢驗顯著拒絕了隨機效應(yīng)的原假設(shè)，認(rèn)為應(yīng)該采用固定效應(yīng)模型進行分析。相應(yīng)地，本文還將在控制其他因素的條件下，給出少兒撫養(yǎng)系數(shù)、老年撫養(yǎng)系數(shù)及農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長等與農(nóng)村居民人均消費支出的散點圖（圖2至圖5），從圖上可以發(fā)現(xiàn)，老人撫養(yǎng)系數(shù)、人均農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長與居民消費支出存在正向關(guān)系，而少兒撫養(yǎng)系數(shù)和總撫養(yǎng)系數(shù)與農(nóng)村居民消費支出具有反向的變動特征，有關(guān)它們間的相關(guān)關(guān)系，本文接下來將結(jié)合模型識別結(jié)果進行詳細(xì)論述。

（二）實證結(jié)果分析第一，少兒撫養(yǎng)系數(shù)對農(nóng)村居民消費支出具有負(fù)向影響。具體來看，在其他條件不變的情況下，農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比每下降1％將導(dǎo)致農(nóng)村居民消費上升00466％，隨著農(nóng)村居民收入水平的不斷提高，子女的教育更加受到重視，從而使得家庭少兒總撫養(yǎng)支出對家庭撫養(yǎng)孩子數(shù)量的彈性增大。長期嚴(yán)格的“計劃生育”政策，使得中國農(nóng)村居民家庭撫養(yǎng)的孩子數(shù)量出現(xiàn)了顯著下降，在撫養(yǎng)的孩子較少時，父母往往傾向于給子女提供更好的教育、生活環(huán)境。加之子女教育成本的不斷增加，希望子女“跳出農(nóng)門”的農(nóng)戶家庭，需要將更多的資源用于子女的人力資本投資，以數(shù)量換取質(zhì)量。也就是說，隨著少兒撫養(yǎng)比的下降，農(nóng)村居民的消費水平反而上升了，這一結(jié)論與生命周期理論不一致，生命周期理論認(rèn)為少兒撫養(yǎng)系數(shù)與居民儲蓄水平負(fù)相關(guān)，而與消費水平正相關(guān)，但是生命周期理論的假設(shè)條件，并不適用于中國農(nóng)村的實際情況。生命周期理論中，居民要以一生為跨度做出消費和儲蓄決策，據(jù)統(tǒng)計，2012年底中國農(nóng)村仍有9899萬貧困人口①，如果加上剛剛擺脫貧困的農(nóng)村居民，這一數(shù)字將大大增加，對于這些居民而言，暫時性收入是其當(dāng)期消費的主要來源，較低的收入使居民沒有足夠儲蓄來實現(xiàn)消費在不同年齡段的優(yōu)化調(diào)整。同時，在面臨傳統(tǒng)的自然風(fēng)險、家庭內(nèi)部風(fēng)險，以及宏觀經(jīng)濟波動引發(fā)的市場風(fēng)險時，農(nóng)村居民往往難以準(zhǔn)確預(yù)測未來收入與支出狀況，只能依據(jù)現(xiàn)期收入與財產(chǎn)狀況進行“階段性”決策，其消費和儲蓄行為具有典型的“短視性”特征。第二，老人撫養(yǎng)系數(shù)對農(nóng)村居民消費支出具有不顯著正向影響。在其他條件不變的情況下，農(nóng)村老人撫養(yǎng)比每上升1％將引起農(nóng)村居民消費上升00439％。因為隨著年齡的增長，老年人會逐漸部分或全部喪失勞動能力，農(nóng)村老年人便無法從事高強度的農(nóng)業(yè)勞動，其只能獲取微薄的收入或者沒有任何收入來源，農(nóng)村老人將成為凈產(chǎn)出為負(fù)的消費群體，并需要成年勞動力為其提供食品、醫(yī)療等消費品。一方面，老年人口比例的增加會加大農(nóng)村居民家庭的撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)，另一方面，在農(nóng)業(yè)技術(shù)條件不發(fā)生改變或進步緩慢的情形下，還會引起社會總產(chǎn)出水平的下降，這兩方面的作用會使消費在社會總產(chǎn)出中的比例上升。在中國農(nóng)村社會保障體系還不健全的情況下，農(nóng)村居民并不會將儲蓄存款作為其養(yǎng)老的保障以應(yīng)對未來的不時之需，因為現(xiàn)階段家庭養(yǎng)老依然是農(nóng)村老年人的主要（也許是唯一）選擇，老年人的生活、醫(yī)療等消費需求，可以依靠子女和自己來滿足。同時，中國老年人比較關(guān)心下一代的生活，往往會選擇節(jié)衣縮食來減少當(dāng)前消費，以便能為子女遺贈更多的財產(chǎn)，減輕家庭的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)。因而，在農(nóng)村居民較弱的謹(jǐn)慎的養(yǎng)老動機和較強的關(guān)心子女的遺贈動機共同作用下，農(nóng)村老人撫養(yǎng)比將對農(nóng)村居民消費具有不顯著的正向影響。目前中國農(nóng)村少兒撫養(yǎng)系數(shù)呈現(xiàn)不斷下降態(tài)勢，而老人撫養(yǎng)系數(shù)在逐步上升，少兒撫養(yǎng)系數(shù)下降幅度超過老人撫養(yǎng)系數(shù)上升的幅度，從而人口總撫養(yǎng)系數(shù)呈現(xiàn)出下降趨勢。少兒撫養(yǎng)比和老人撫養(yǎng)比的共同作用將使總撫養(yǎng)比與農(nóng)村居民消費表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)關(guān)系（如圖4），從而農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變即人口總撫養(yǎng)比的下降將有助于提升農(nóng)村居民消費。第三，人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與消費支出顯著正相關(guān)。農(nóng)村居民家庭作為生產(chǎn)單位和消費單位的統(tǒng)一體，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長將對農(nóng)村居民消費產(chǎn)生直接和間接效應(yīng)。作為主要收入來源之一，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長一方面會提高農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入，從而引致農(nóng)戶通過市場購買來滿足其消費需求；另一方面，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長將會產(chǎn)生更多的剩余農(nóng)產(chǎn)品，農(nóng)戶可將剩余農(nóng)產(chǎn)品轉(zhuǎn)化、加工后進行消費，從而提高農(nóng)戶消費水平，而不是將僅有的農(nóng)產(chǎn)品進行出售以換取生活補貼，或作為來年的生產(chǎn)資料儲備起來。第四，首先從少兒撫養(yǎng)系數(shù)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長交互項和農(nóng)村居民消費間關(guān)系來看，模型（2）中兩者的交互作用對居民消費存在不顯著的負(fù)向影響，但其在模型（3）中具有高度顯著的負(fù)向影響；同時，老人撫養(yǎng)系數(shù)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長交互項和農(nóng)村居民消費的關(guān)系，在模型（2）與（3）中均表現(xiàn)為不顯著的負(fù)向影響；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對消費的偏效應(yīng)為α3＋α4Youthit＋α5Oldit，表明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對居民消費上升的貢獻隨著少兒撫養(yǎng)比的下降而被強化，而隨著老人撫養(yǎng)比的上升逐步被弱化，其中，少兒撫養(yǎng)比的強化作用更為明顯。少兒撫養(yǎng)比和老人撫養(yǎng)比對居民消費貢獻的偏效應(yīng)分別為α3＋α4Agriit和α3＋α5Agriit，表明隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的不斷增長，少兒撫養(yǎng)比下降對農(nóng)村居民消費提升的貢獻被強化，而老人撫養(yǎng)比上升對居民消費的貢獻被弱化。第五，農(nóng)村居民人均純收入對居民消費具有顯著的正向影響，且其系數(shù)遠大于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。通貨膨脹率與居民消費在1％的顯著性水平下負(fù)相關(guān)，說明宏觀經(jīng)濟不確定性對農(nóng)村居民消費具有負(fù)向影響。城鄉(xiāng)消費比對農(nóng)村居民消費具有顯著負(fù)向影響，城鄉(xiāng)消費差距越大，表明全社會居民最終消費支出中，農(nóng)村居民消費所占份額越小，而其根本原因在于農(nóng)村居民在國民經(jīng)濟增長過程中，所占分配份額過低，農(nóng)村居民消費需求不足將直接制約我國居民整體的消費需求，進而影響內(nèi)需的擴大。

三、主要結(jié)論和啟示

本文利用2001至2012年中國農(nóng)村省級面板數(shù)據(jù)，考察了農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長及其交互作用對中國農(nóng)村居民消費的影響，并在控制農(nóng)村居民收入、通貨膨脹率及城鄉(xiāng)消費比的條件下，檢驗結(jié)果依舊穩(wěn)健。實證分析發(fā)現(xiàn)，少兒撫養(yǎng)比下降對農(nóng)村居民消費產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，而老人撫養(yǎng)系數(shù)升高對農(nóng)村居民消費具有不顯著的正向影響，現(xiàn)階段中國農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比的下降和老人撫養(yǎng)比的上升將有助于提升農(nóng)村居民消費；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長將有利于提升農(nóng)村居民消費水平，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對居民消費上升的貢獻隨著少兒撫養(yǎng)比的下降而被強化，而隨著老人撫養(yǎng)比的上升逐步被弱化；此外，控制變量農(nóng)村居民收入對居民消費具有顯著正向影響，而通貨膨脹和城鄉(xiāng)消費差距制約了農(nóng)村居民消費需求。

從長期來看，隨著農(nóng)村居民生育觀念的逐步轉(zhuǎn)變，計劃生育政策的可能調(diào)整，農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)將會發(fā)生新的變化，特別是，少兒撫養(yǎng)比下降空間的縮小使其對農(nóng)村居民消費的影響逐步減弱，農(nóng)村老齡化程度的加深對居民消費決策影響越來越明顯。同時，在當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動嚴(yán)重依賴勞動力投入的情況下，農(nóng)村“人口紅利”的緩慢消失，將使農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對居民消費的支撐作用逐步減弱。因此，人口結(jié)構(gòu)變化與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對農(nóng)村居民消費的影響需要動態(tài)地進一步考察。本文認(rèn)為建立擴大農(nóng)村居民消費的長效機制，提升農(nóng)村居民收入水平，形成合理的收入分配結(jié)構(gòu)，降低宏觀經(jīng)濟不確定性是當(dāng)前擴大農(nóng)村居民消費需求的重要選擇，據(jù)此提出以下政策建議。第一，在農(nóng)村老年人口壽命延長和農(nóng)村養(yǎng)老保障體系尚不完善的情況下，傳統(tǒng)的農(nóng)村家庭養(yǎng)老方式將難以為繼，應(yīng)加快建立適合國情的可持續(xù)養(yǎng)老保障模式。第二，建立健全農(nóng)產(chǎn)品加工、儲存、運輸、營銷等產(chǎn)業(yè)鏈條，強化農(nóng)業(yè)科技支撐體系建設(shè)，推進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，從而拉動農(nóng)村居民就業(yè)，并帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。第三，拓寬居民收入來源渠道，在不斷提高工資性和財產(chǎn)性收入水平基礎(chǔ)上，進一步拓寬農(nóng)村居民投資渠道，增加農(nóng)村居民利息、紅利等財產(chǎn)性收入；加快深化土地制度改革，在穩(wěn)定土地長期物權(quán)的前提下，加快土地的流轉(zhuǎn)和變現(xiàn)，全方位提高居民收入水平。第四，建立綜合與分類相結(jié)合的稅制模式，加大稅收調(diào)節(jié)力度，發(fā)揮個人所得稅的累進性特征，逐步提高所得稅在稅收結(jié)構(gòu)中的比重，并適時開征物業(yè)稅、遺產(chǎn)稅和贈與稅等稅種，不斷縮小收入分配差距。第五，提高低收入者收入水平，擴大中等收入者比重，一方面，通過合理的財稅政策，逐步提高城鄉(xiāng)居民收入在國民收入分配中所占比重，特別是勞動要素報酬在初次分配中所占比重；另一方面，加大財政轉(zhuǎn)移支付力度，切實提高城鄉(xiāng)低收入者收入水平，保障中等收入階層成長。

作者：張永麗南永清單位：西北師范大學(xué)商學(xué)院山東大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院