曹普橋 李冰楓

(中南財經(jīng)政法大學統(tǒng)計與數(shù)學學院，湖北武漢，430073)

社會保障轉(zhuǎn)移支付與農(nóng)村居民消費的門檻效應(yīng)

曹普橋 李冰楓

(中南財經(jīng)政法大學統(tǒng)計與數(shù)學學院，湖北武漢，430073)

本文就農(nóng)村社會保障支出與農(nóng)村居民消費之間的關(guān)系，構(gòu)建面板門限模型進行實證分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村社保支出與農(nóng)村居民消費并不是呈現(xiàn)簡單的線性相關(guān)關(guān)系。因為，在農(nóng)村社保強度較低的時候，農(nóng)村社保支出并不會增加農(nóng)村居民消費，從而使得社會保障支出進入“吉芬陷進”；只有當農(nóng)村社保支出持續(xù)增加并超過某一臨界值時，農(nóng)村社保支出對于消費的貢獻程度才會發(fā)生躍遷，呈現(xiàn)正向相關(guān)關(guān)系。因此，政府對于農(nóng)村社保的消費效應(yīng)持有較為長遠的眼光，持續(xù)投入、逐步完善，才能激發(fā)農(nóng)村居民的消費。

農(nóng)村社保支出；吉芬陷進；農(nóng)村居民消費；面板門限模型

一、引言

改革開放以來，我國的經(jīng)濟發(fā)展取得了長足的進步，但隨著改革的縱向推進，社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)也在發(fā)生著翻天覆地的變化，我國的經(jīng)濟增長方式已由原來的投資和出口拉動轉(zhuǎn)向為由消費、投資和出口協(xié)同拉動。因此，現(xiàn)如今擴大消費需求，提升居民消費能力已成為我國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式和促進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的重要途徑。然而在我國，由于社會保障制度發(fā)展的不完善以及未來收入的不確定性，使得居民面臨的各種風險在不斷增加，居民的消費意愿很難得到提升。相比于城市地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)收入偏低，同時社會保障體系建設(shè)相對滯后，導致消費能力普遍偏低。我國農(nóng)村人口占全國人口的絕大多數(shù)，消費卻僅占全國消費的1/3。因此，從激發(fā)農(nóng)村居民消費意愿入手來提振內(nèi)需，將農(nóng)村潛在的巨大消費能力釋放出來，已成為了我國現(xiàn)階段轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式的重要課題。

影響農(nóng)村居民消費的因素是錯綜復雜的，其中農(nóng)村社會保障制度是影響農(nóng)村居民消費的重要因素之一?，F(xiàn)代社會保障制度作為社會的安全網(wǎng)和減震器，既能維持社會穩(wěn)定和促進經(jīng)濟發(fā)展，又能起到保障居民的基本生活及提升居民應(yīng)對未來風險能力。社會保障對居民消費的影響通過兩個方面表現(xiàn)出來：第一，政府社會保障支出屬于轉(zhuǎn)移性支出的一部分，對調(diào)節(jié)收入分配差距具有十分重要的作用，它可以通過直接提高居民的收入，特別是提高低收入人群的收入，來提高人們的消費水平，從而促進整個社會消費量的增長；第二，社會保障制度可以提高低收入人群應(yīng)對風險的能力，在社保制度健全的情形下，人們(特別是低收入人群)將會對未來生活有充分的信心，那么他們會大幅提高消費的比重，否則，人們可能會把大部分收入儲蓄起來以應(yīng)對住房壓力、子女教育、生老病死等各種各樣的風險。因此，社會保障水平的高低和社保制度的完善程度是制約人們消費的重要因素。

當前中國農(nóng)村面臨著轉(zhuǎn)型時期的各種問題，包括各種新老制度的更替與摩擦，物價增長、醫(yī)療制度欠缺等等，這些問題都迫切要求政府部門提供完善的農(nóng)村社會保障制度來加以調(diào)節(jié)。社會保障制度能夠有效增強農(nóng)村居民的安全感，弱化其不確定的預期，促進消費欲望及需求，增加消費行為，從而拉動經(jīng)濟增長。

考慮到農(nóng)村社保支出對農(nóng)村居民消費的影響可能與農(nóng)村社保強度有關(guān)從而呈現(xiàn)非線性特征，本文嘗試采用新近發(fā)展起來的面板門限模型來對此問題進行探討，并采用2000-2013年期間31個省份的數(shù)據(jù)進行實證分析。

二、相關(guān)文獻綜述

社會保障與居民消費關(guān)系的研究一直以來都是國外研究的重點。在新古典增長理論的背景下，國外學者深入探討了社會保障通過影響居民儲蓄進而影響經(jīng)濟增長和物質(zhì)資本積累的作用機制。Feldstein(1974)利用生命周期理論模型指出，社會保障對居民儲蓄和物質(zhì)資本積累的影響效應(yīng)分為兩種：一種是通過資產(chǎn)引致退休效應(yīng)增加居民儲蓄；一種是通過資產(chǎn)替代效應(yīng)抑制居民儲蓄，社會保障對居民儲蓄和物質(zhì)資本積累的最終影響最終取決于這兩種效應(yīng)的強弱對比。在此基礎(chǔ)上，F(xiàn)eldstein進一步利用美國時序數(shù)據(jù)，通過實證分析，發(fā)現(xiàn)美國資產(chǎn)的資產(chǎn)引致退休效應(yīng)明顯弱于資產(chǎn)替代效應(yīng)，社會保障對居民儲蓄和物質(zhì)資本積累的抑制作用強于提升作用，社會保障制度不利于經(jīng)濟增長。此后，F(xiàn)eldstein(1980)通過經(jīng)驗研究也得出類似結(jié)論。不過，也有一些學者如Leimei(1982)認為無法確定社會保障與儲蓄、消費之間的關(guān)系。Barro(1974)利用迭代模型(OLG)證明了社會保障對物質(zhì)基本積累和經(jīng)濟影響是中性的。Laitner(1988)在Barro(1974)的模型基礎(chǔ)上，進一步發(fā)現(xiàn)社會保障對物質(zhì)資本積累和經(jīng)濟增長具有促進作用。

近年來，內(nèi)生經(jīng)濟增長模型逐漸取代了傳統(tǒng)的新古典經(jīng)濟增長模型，在內(nèi)生增長模型的框架下，學術(shù)界著重考察了社會保障通過影響人力資本積累進而影響經(jīng)濟增長的作用機制。Zhang(2004)以64個國家1960-2000年的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，在較好地解決了內(nèi)生性問題后發(fā)現(xiàn)，社會保障對人力資本積累和經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用。

與國外相比，國內(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行的。從1997年至今，國內(nèi)學者開始研究社會保障水平與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系，而在這之前，主要集中在對社會保障水平定義的研究上。穆懷中在1997年建立了社會保障水平與經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系模型，并用該模型評估了我國部分省、市的社會保障水平。賈小玟(2004)運用2000年和2001年全國農(nóng)村住戶調(diào)查截面數(shù)據(jù)建立農(nóng)村居民消費函數(shù)，發(fā)現(xiàn)社會保障制度可以替代原始的農(nóng)村土地保障，能夠促進農(nóng)村消費需求增長。姜百臣(2010)采用1982-2007年的時序數(shù)據(jù)，通過協(xié)整和誤差修正模型進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)社會保障對農(nóng)村居民消費行為存在引致效應(yīng)，彈性約為0.17。楊良初(2010)從經(jīng)濟理論上分析了社會保障制度的不完善，將使人們對未來消費缺乏信心，提高了人們的消費預期；同時使得低收入階層消費能力薄弱，制約消費結(jié)構(gòu)的升級換代。顧靜、吳中(2013)用省際面板數(shù)據(jù)分析社會保障和居民消費的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)社會保障對我國各省份居民消費的影響并非一致，存在地區(qū)差異性。

國內(nèi)關(guān)于社會保障與居民消費的研究大多都是針對中國整體而言的，也有一些文獻選擇改革開放以來時間跨度很大的時間序列數(shù)據(jù)進行分析。但是，改革開放以來，我國社會保障制度經(jīng)歷了不斷的調(diào)整，跨度很長的時間序列分析，不具有強的穩(wěn)健性。當前我國社會保障制度正處于轉(zhuǎn)軌時期，農(nóng)村社會保障制度也在不斷地完善，這些制度的結(jié)構(gòu)變動必然會對居民的消費行為產(chǎn)生很大的影響。鑒于這些原因，本文側(cè)重以在社會保障和消費支出方面均相對弱勢和滯后的農(nóng)村居民為研究對象，嘗試構(gòu)建一個在2000-2013年間的短期的省級面板門限模型，來實證分析我國農(nóng)村社會保障支出對農(nóng)村居民消費的非線性影響。

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

對于農(nóng)村社會保障與居民消費的研究，如何度量農(nóng)村社會保障則是首先需要解決的問題。國外在研究此類問題時，多數(shù)學者使用的是個人養(yǎng)老金為度量變量，但是由于我國農(nóng)村社保制度建立時間較晚，且各地區(qū)的口徑標準不一，所以詳細、高質(zhì)量的養(yǎng)老金數(shù)據(jù)難以獲取。國內(nèi)有學者使用政府的社會保障支出作為度量指標，但是這一支出很少能夠細分到農(nóng)村居民這一層次上，所以以此來研究農(nóng)村社會保障也不甚合理。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)移性收入是國家統(tǒng)計局長期調(diào)查、抽樣而獲得的數(shù)據(jù)，指標口徑穩(wěn)定、數(shù)據(jù)質(zhì)量較高，同時又與農(nóng)村居民密切相關(guān)。

門檻變量的選取，本文選擇農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移收入占財政社會保障支出的比重，這是一個比例變量，這個變量的大小可以表明農(nóng)村社保在整個社保系統(tǒng)內(nèi)的重要程度，同時也可以度量政府對于農(nóng)村社保的重視程度，所以本文稱之為農(nóng)村社保強度(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)，收入對于消費的影響是顯而易見的，所以要準確的度量社會保障支出對于消費的關(guān)系，這個變量的影響不可忽視。對于消費的影響還有一個較為重要的變量：通貨膨脹，由于沒有單獨衡量農(nóng)村居民消費的通脹變量，所以本文選擇的變量為居民消費價格指數(shù)(CPI)。還有可能會影響農(nóng)村居民消費的因素為：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，本文會直接將其省去，且不再解釋。

社會保障支出的計算主要分為兩部分：社會保障支出和政府性補貼支出。由于《中國統(tǒng)計年鑒》在2007年以前是分為：撫恤和社會福利救濟費、社會保障支出和政府性補貼收入，2007年以后則全部歸類為社會保障和就業(yè)支出。在將其轉(zhuǎn)換為人均指標時，使用的全國當年全國人口數(shù)。同時我國取消農(nóng)業(yè)稅是在2006年，這對于農(nóng)村居民消費可能存在一定的影響，但是由于這兩個因素前后的相隔時間較短，為了簡化模型本文只選取2007年為虛擬變量。

對于農(nóng)村社會保障支出與農(nóng)村居民消費支出的關(guān)系，本文首先構(gòu)建面板門檻模型如下：

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表示消費者價格指數(shù)，CDR、ODR表示兒童、老年撫養(yǎng)比，面板門限變量q則是農(nóng)村社保強度(SSSI)。

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

表1 變量的描述性統(tǒng)計

注：消費者價格指數(shù)CPI是按照2000年為基數(shù)進行了調(diào)整，農(nóng)村社會保障強度為農(nóng)村轉(zhuǎn)移收入占人均社保轉(zhuǎn)移收入的比例，消費支出、轉(zhuǎn)移收入和純收入都取了對數(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圖

圖1中各個變量的箱形圖中，可以發(fā)現(xiàn)農(nóng)村消費支出、純收入和轉(zhuǎn)移收入較之2007之前都有所增加。同時值的關(guān)注的是農(nóng)村社保強度在2007年之前極值更多，本文認為，由于2007年國家統(tǒng)計局將財政轉(zhuǎn)移支出統(tǒng)一口徑為社會保障，所以較之之前的撫恤和社會福利救濟費等支出，有了很大的增加，所以導致之間的數(shù)據(jù)過大。

由于本文所使用的時間序列數(shù)據(jù)為2000-2013年，且農(nóng)村人均消費支出、轉(zhuǎn)移收入和消費者價格指數(shù)都具有強烈慣性，為了避免后期的模型偽回歸，所以先對各個觀測變量做單位根檢驗。首先，從圖2的散點圖中，可以看到農(nóng)村人均消費支出，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的散點關(guān)系幾乎表明三個變量都存在單位根。表2顯示的是面板數(shù)據(jù)相關(guān)變量的單位根檢驗，從LLC檢驗、DF檢驗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，同樣LLC檢驗、DF檢驗則拒絕原假設(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

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

注：原假設(shè)為數(shù)據(jù)存在單位根。

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

注：面板協(xié)整檢驗使用的是Westerlund(2007)的方法。

(二)面板門限實證結(jié)果分析

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

表5 門檻效果自抽樣檢驗

圖3 單門檻模型似然比LR統(tǒng)計量曲線圖

表6 門檻估計值和置信區(qū)間

對于單門檻模型，在門檻變量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準卡方分布95%的臨界值。所以可以知道門檻變量γ=0.388是有效的，同時在95%置信度下γ的置信區(qū)間為[0.301，0.622]。

從上段分析可知，單門檻面板模型的估計結(jié)果更為合理，所以本段著重分析單門檻面板系數(shù)的估計結(jié)果，同時表7還列示了固定效應(yīng)模型、雙門檻面板模型的估計結(jié)果以作為對照。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個單位就會使得農(nóng)村人均消費支出增量增加0.0334個單位。但是對于模型(2)的單門檻面板模型，估計門檻變量γ為0.338，即當農(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)村人均消費支出增量之間并沒有較為顯著的關(guān)系；只有當農(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)村人均消費支出。換而言之，只有當農(nóng)村社會保障支出達到一定的程度，農(nóng)村社會保障制度才會有效地增加農(nóng)村居民消費。

表7 面板門限系數(shù)估計結(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，修改后重新進行回歸。

(三) 實證小結(jié)

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

這一解釋同樣也適用于農(nóng)村社會保障，當農(nóng)村社保占人均社保比例較低時，表明這個地區(qū)的農(nóng)村社會保障系統(tǒng)處于較低的水平，農(nóng)村經(jīng)濟水平相對不活躍，自然農(nóng)村居民能用于消費的資金也會維持在較低的水平。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，對于其消費支出的貢獻是有限的，一方面是由于農(nóng)村居民窮困生活的消費慣性使然，而更為重要的一方面則是，在較低水平的農(nóng)村社保增加會意味著當?shù)氐母F困程度較高(如扶貧和救濟費用的增加)，這顯然不利于農(nóng)村消費支出的增加。

但是政府仍應(yīng)當繼續(xù)加大對于農(nóng)村社保支出，逐步提升農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移收入的增加，同時又要保持較為長遠的眼光來對待農(nóng)村居民消費的問題，不能因農(nóng)村社保支出對于農(nóng)村消費貢獻較弱而減少農(nóng)村社保的制度建設(shè)，因為只有當農(nóng)村社保支出達到一定的門檻值之后，農(nóng)村社保支出對于消費的貢獻就會發(fā)生較大的飛躍(貢獻度會從第一階段的-0.087%跳躍到6.18%)。

四、結(jié)論與政策建議

本文使用面板門限模型，運用2000-2013年各地區(qū)農(nóng)村社會保障等方面的數(shù)據(jù)，研究農(nóng)村社會保障與農(nóng)村居民消費之間的關(guān)系。對于農(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。門檻變量選擇的是農(nóng)村人均轉(zhuǎn)移收入占人均社會保障支出的比重，這個比例一方面能夠表明農(nóng)村社保在全社會社保中的地位，另一方面也能表明政府對于農(nóng)村社會保障的重視程度。文章最后得出的結(jié)論是：第一，當農(nóng)村社保人均轉(zhuǎn)移收入占人均社會保障支出的比重不超過33.8%時，農(nóng)村社會保障支出的增加對于農(nóng)村居民消費的貢獻為負，但是成反向關(guān)系并不能理解為社會保障保障支出會抑制消費，而是由于此時農(nóng)村居民消費也會呈現(xiàn)特殊的“吉芬現(xiàn)象”；第二，當農(nóng)村人均轉(zhuǎn)移收入比重持續(xù)增加超過33.8%后，農(nóng)村社保支出對于消費會發(fā)生跳躍性的變化，貢獻程度會從前一階段的-0.087%躍遷到6.18%。

在政策建議上，本文認為由于農(nóng)村社保支出對于農(nóng)村居民消費的貢獻屬于“慢熱型”，所以政府部門對于農(nóng)村社保的消費效應(yīng)應(yīng)當持有長遠的視角，持續(xù)增加農(nóng)村地區(qū)的社保支出，逐步完善該地區(qū)的社會保障系統(tǒng)，這樣才能夠達到擴大農(nóng)村居民消費的效果。

[1]WesterlundJ.“Testingforerrorcorrectioninpaneldata”，OxfordBulletinofEconomics&Statistics，2007，69(6):709-748.

[2]B.E.B.E.H.“Thresholdeffectsinnon-dynamicpanels:Estimation，testingandinference”，JournalofEconometrics，1997，volume93(2):345-368(24).

[3]FeldsteinMS，EconomyJOP.“SocialSecurity，InducedRetirement，andAggregateCapitalAccumulation”，JournalofPoliticalEconomy，1974，(5):905-26.

[4]FeldsteinM，PellechioA.“SocialSecurityandHouseholdWealthAccumulation:NewMicroeconometricEvidence”，ReviewofEconomics&Statistics，1979，61(3):361-68.

[5]KurzM.“Thelife-cyclehypothesisandtheeffectsofsocialsecurityandprivatepensionsonfamilysavings”，Economics，1981.

[6]BarroRJ.“Theimpactofsocialsecurityonprivatesaving:EvidencefromtheU.S.TimeSeries”，Washington，D.C.AmericanEnterpriseInstitute，1978.

[7]LeimerDR，LesnoySD.“SocialSecurityandPrivateSaving:NewTimeSeriesEvidence”，GeneralInformation，1982，90(3):606-29.

[8]賈俊雪、郭慶旺、寧靜：《傳統(tǒng)文化信念、社會保障與經(jīng)濟增長》，載《世界經(jīng)濟》，2011(8)。

[9]顧靜、吳忠：《社會保障、居民消費與地區(qū)差異性——基于2006-2010年各省面板數(shù)據(jù)的實證研究》，載《社會保障研究》，2013(2)。

[10]姜百臣、馬少華、孫明華：《社會保障對農(nóng)村居民消費行為的影響機制分析》，載《中國農(nóng)村經(jīng)濟》，2010(11)。

[11]涂玉華：《農(nóng)村社會保障支出對促進農(nóng)民消費需求的影響研究》，載《經(jīng)濟經(jīng)緯》，2012(4)。

(責任編輯：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