私人转移支付与农村反贫困.docx

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私人转移支付与农村反贫困

私人转移支付与农村反贫困

一、引言

家庭之间、亲朋之间甚至邻里之间的馈赠即私人转移支付在发展中国家的农村普遍存在。

发展中国家农村地区的信用市场、保险市场和社会保障不完善，私人转移支付对较弱的公共转移支付在一定程度扮演了替代角色，在功能上与公共转移支付一样起着社会经济安全网的作用，并缓冲丁农户的收入冲击。

当私人特移支付数長随公共转移支付的增加而减少时,公共转移支付目标受益者的福利、摘赠者的福利均会受到影响。

探究这种非正式的风险分摊制度安排的运行机理、决定因素尺经济效应对公共政策的制定无疑具有积极意义。

已有文献大多集中于对私人转移支付动机和决定因素的研究上。

私人转移支付动机有利他动机、自利动机和交换动机之分。

如父母对于女的教育投资、于女对父母的赡养行为、收入高的家庭成员支持收入低的家庭成员都是出于利他动机（Oded,1995;Robert,1982）,利他动机的一个显苦待征是私人转移支付的流入与接受者的收入负相关（Cox,1987;Tomes,1981）;而自利动机则认为父母对于女的支持是父母期望自己老有所养、于女对父母的曜养是鼓励自己的后代效仿、收入高的家庭成员支持收入低的家庭成员是收入高的成员担心以后自己的机遇会逆转（Lauruncu,1981;Robert,1985）;交换动机主要用于解释非近亲、居住异地的近亲的转移支付行为方面（Ethan,2002;Mark,1989）0有的学者还研究丁私人转移支付利他和非利他动机的转换问题，如0x（2004）对菲律宾的研究发现，在收入的门槛值以下，私人捷移支付随着收入的增加而减少，高过门槛值以后，私人转移支付与家庭收入M非线性关系。

Dccpak（2OO9）对印度农户的研究也表明私人转移支付存在利他和非利他动机的转換现象O

研究私人转移支付的经济影响的文献比较缺乏。

其中有一部分实证文献关注私人转移支付对储蓄的影响（Engelhardt,1998;Guise,2002）,另一部分实证文献则研究丁转移支付对接受者生活水平的影响，主要分析迁移者的汇款对缩小贫圉和不平等的作用，Lipion（1980）认为这种私人转移支付对减少贫圉和不平等作用微弱，而Adams（2（）04）>Lactitia（2OO9）则认为这种私人转移支付对接受者的福利提升有积极影响。

Ralit2“（2008）对保加利亚金融危机前后的家庭调査分析也表明，私人转移支付增加丁接受者的支出并减少了贫圉。

出现这种争论的原因在于研究中的数据使用问题或解决样本自选择问题方法不一。

本研究重点关注两个问题：

⑴私人转移支付对接受者的福利产生了什么影响；⑵私人转移支付在缩小接受者和未接受者的福利差距方面发挥了什么作用。

本文借助中国健康与营养调査农户数据集、构逹了家庭人均主要消费和处于贫圉线以下的概率两个衡長福利的指标，并用处理效应模型和回归分解方法进行实证分析。

二、分析框架

（一）私人捷移支付对经济福利的影响

以家庭人均消费C代表个体的生活福利水平（Adams,2006；艮山也，2008）,分析私人转移支付对个体福利水平的影响。

因为家庭人均消费C是连续变長，弓I入以下（）LS形式的方程：

C卅+Tg

（1）

其中x是解释变nt集战是系数向扯小则反映了私人转移支付t对家庭人均消费的影响.

式

（1）设定中的私人转移支付t足被当作外生变at来看待的•然而t并不呈现圈机分布•即e（氏mxo.那么.OLS估计的转移支付后的人均消费就会由于没有纠正选择性而产生偏谋。

为此•定义转移支付方程（Kalitza.2008）：

GOtY*⑵

其测度接受私人转移支付倾向的潜变就是解释变it集,松是变fit集的系数•"是溟差项疔是不可观察的•但可以观察到T.定义T=l当T>0时，否则在假定叶N（0」）下，则设定形式为Probit模型•即PXT=l）：

=©Yd・Pe=O）=（t>卜％丫/讽时片水-务丫丫）是正态分布函数°假设（&.刈朋从联合正态分布，即（&小卜（00£,1心）其中Per是相关系数，于是估计家庭人均消费的处理效应模ffl（Bamowf1981）为：

E（CIT=1）邙祕參諸］⑶

E{crr=o）=BX

其中・讽厶丫丁）是正态密度函数•接受私人转移支付和没右接受私人转移支付的家庭人均消费的差异为：

E（crr»E（c讣W賦亦］⑸

式（5）中方括号中的值就足依赖私人转移支何变fitT的米尔利斯比率•负值的米尔利斯表明•由于选择了真实生活水平不高的个体进入转移支付样本中•而过高地估计了家庭人均消费•正值的米尔利斯比率则相反。

本文分别用极大似然方法和两步法求解式（5）。

为进一步考察私人转移支付对福利的彩响•本文引入家庭处于贫困线以下的概率。

设P-为贫困倾向或贫困状态•当家庭人均消费低于贫困线时定义PJ否则P=0。

即当F>OBt,P=l；当P*WO时,P=0。

在接受的私人转移支付变ft为外生的假定下•估计转移支付对贫困的影响（Ralitza.2008）：

P和卄（6）

其中,X,是解释变量集;％是系数向量;T为哑变量;当家庭收到私人转移支付时T值为1,仪有收到私人转移支付T值为0;卄反映祗人转移支付对贫困家庭的影响方向和强度;在假定®服从正态分布时,相应的模型为Probit模型，即P呼1）=郴式时珊）。

同理，转移支付并非随机分布，用Pmbit模刑估计的％也会产生误差，所以，在假定（昭叼）眼从联合正杰分布下•即（Sp.HtW.OJ」・嘶）•其中Ph是坯和商的相关系数，式⑵和式（6）组成了递归的联立方程,本文使用双变量Probit模型求解。

（二）私人转移支付与生活福利水平差距

利用处理效应模型和双变長Probit模型能获得私人转移支付对人均消费水平和贫圉的无偏影响，但并没有说明私人转移支付对生活福利水平不平等有何影响。

我们把样本分为接受了私人转移支付和没有接受私人转移支付两个组别，如果私人捷移支付在缩小生活水平方面发挥了作用，而且存在更宣余的个体或更贫圉的个体有更高的接受私人转移支付槪率这种选择性问题，那么组间的不平等是显巷异干零的，即组间的家庭人均消费方差显首异于零（Ralitza,2008）。

在负向偏差的情况下，说明私人捷移支付流向了贫圉家庭，生活福利水平的不平等程度就会缩小，而正偏差则说明私人转移支付流向了富余家庭，生活水平的差距就会扩大。

与组间方差向对应，如果组内方差所占比重比组间方差所占比重大，说明组间存在较严重的交叉现象，私人转移支付对生活水平的不平等作用微弱。

这里使用Ficlds（2003）回归分解尺H；uichanc（2005）处理效应模型回归分解相结台的分解方法。

变長贡献率的具体计算方法为（Kalita,2008）:

sk=Bk

COV（XK.C）

v©—

其中.V（C）是对数家庭人均消费的总方芳•次是相应的毎个变貳Xk的贡献率。

私人转移支付的贡献率

没V/C）和W（C）分别代表没有接受私人转移支付的家庭人均消费和樸受了私人转移支付的家庭人均消费的方差,PT是家庭得到转移支付的比率•组内方差可表示为"r>（1-prM（CHpM（C）;组间方差为:

其中.Co.c,分別代表没有接受转移支付组淀义为o组）的家庭人均消费平均值和接受了转移支付组（定义为1组）的家庭人均消费平均值。

首先对组间的k个变址的贡献｛不含T项、谋差项、米尔利斯比率项）进行分析。

第k个变矗的组间彷献率为：

（8）

其中・心、眾分别是1组和0绍的《的均值靛转移支付⑴对组间的贡献率为:

亠一^"。

若定义

2霭誇、心壬^^，则选择性偏误的贡献率为8J=paXX|-XoWC1-Q,K中入g是选择性的均值。

课差项对组间方差的贡献率为s：

=@4°）/（ClC。

）.其中厶厶分別代表接受私人转移支付谋差项均值和没有接受私人转移支付谋差项均值。

组内贡献率的计算只是式（7）的简单扩展（不含T项、误差项、米尔利斯比率项），第k个变盾的组内贡献率为：

其屮.XmG分别是0组（没有收到私人转移支付组）的相应值.X'G分别是1组（收到私人转移支付组）的相应值。

*尔利斯比率对组内的贡献为泮：

（O=（l・PT）pa.

方差的贡献率为0,即^C）=0o

三、数据来源尺描述性统计

本研究使用的数据取自2（X）6年中国I建康和营养调査敖据集。

虽然该教据岸的主要目的用于人口健康方面的分析，但该敌据集中也包含了家庭收入、家庭主要消费、私人转移支付.人口学特征等信息，可以用来分析私人粳移支付对生活福利和生活水平不平等的彫响,分析以农户（家庭）为单位，去除缺乏相关变長的样本，臺终使用2698个样本。

表1绐出了全部样本和收到私人转移支付、没有收到转移支付分组别样本的描述性统计情况。

表1显示，收到私人转移支付的家庭占全部家庭的近40%,收到私人转移支付的平均数長为1161元。

利他动机的私人转移支付认为私人转移支付将会分配给经济剥夺水平较高的家庭，即具有高人力资本水平、高就业的家庭收到私人转移支付的槪率较低。

表1说明中国农村收到私人转移支付的家庭户主的平均受教育程度要低于没有收到私人转移支付的户主的平均受教育程度;收到私人转移支付的户主的平均年龄要高于没有收到私人捷移支付的户主的平均年龄;女性户主收到私人转移支付的概率要高于没有收到私人转移支付的概率；在婚户主收到私人转移支付的槪率低于没有收到私人转移支付的概率；私人转移支付更多地流向了没有工作人口教较多的家庭；65岁以上人口占家庭人口比重高的家庭更易得到转移支付，而14岁以下人口占家庭人口比重高的家庭收到的转移支付概率较低，这并不完全符台私人料移支付的利他动机学说;居住在东部地区的家庭收到转移支付的槪率要低于其没有收到转移支付的槪卒；家庭耕地数長越多，接受捷移支付的槪率越低。

另外，健康状况差的户主收到转移支付的槪率比未收到转移支付的概率要高、没有父母在该家庭中生活的收到私人转移支付的概率要高于未收到私人转移支付的槪率。

总体来说，私人转移支付大体符台利他动机学说。

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第一，分析转移支付方程的回归结果。

户主为女性、在婚户主的系数为正号，表明这些家庭有取得私人转移支付的偏向，但统计结果并非显蒼；户主年龄对私人转移支付的彫响是凸性的，随着白主年龄的增加，转移支付先减少，然后随着年龄的増加再増加，而且在1%的水平上统计显若，这与生命周期理论不谋而台，说明最年轻的和晨年长的人比中年人更易取得私人转移支付；户主的受教育程度及14岁以下人口占家庭人口比重的系数为正，但统计结果并非显芝；65岁以上人口占家庭人口比重的系数为正且在10%的水平上显芝，表明家庭中65岁以上老年人口所占比重越高，其取得私人转移支付的槪率越大；家庭中没有工作人教的系数为负，但并非显巷；居住在东部地域的家庭取得私人转移支付的槪率较居住在中西部地域的家庭为低，且在5%的水平上统计显首，居住在东部地域的家庭收入水平较高,可能更会以宿赠者的角色出现；家庭耕地数昼越多，其同意私人转移支付的偏向越低，但统计并非显巷。

其次，对家庭人均消费方程进行分析。

结果显示，接受私人转移支付对家庭人均消费支出没有影响。

从选择性问题的视角出发，私人转移支付的净效应在人均消费选择性纠偏后,应等于转移支付的系数与米尔利斯比率系教的差值。

米尔利斯系教为正则反映的是由于把一些高消费个体选丁转移支付方程中，从而低估了转移支付后的人均消费，表3中的负的米尔

利斯比率系数说明，如臬不解决家庭进入转移支付处理效应模型的负向选择问题，我们就会高估转移支付对人均福利水平的影响。

私人转移支付的系教为，米尔利斯比率系数为，这意味着纠正选择性问题以后，转移支付对人均消费的净影响为，因为转移支付的系数不显首,净效应的计算更多只是具有方法论上的意义丁。

其他变長的系数大体上与已有文献的论述相似。

户主受教育程度较高其收入可能会处于高水平，进而带来人均消费的高企；14岁以下人口占家庭人口比重高的家庭人均消费降低；家庭中未就业的人教越多其人均消费越低；耕地数長对人均消费有显蒼的正向影响;农户居住在东部地区对家庭人均消费有显巷的正向影响；户主为女性其人均消费较高，其原因可能在于这样的家庭需要更多的支出来积累社会资本构筑社会网络以应对更多的生产、生活不测。

表4中特移支付方程与表3中的转移支付方程回归结果大体类似，只不过在表4中的65岁以上人口占家庭人口比重对捷移支付的影响虽然符号仍然为正，但变得不再显蒼；14岁以下人口与家庭人口比重的系教变化为在10%的水平上对转移支付有正向影响。

表4中家庭人均总支出与表3中的家庭人均消费回归结果也大体类似，只不过在表4中的女性户主变長对家庭人均总支出的影响变得不显苦;私人转移支付对家庭人均总支出的影响仍然不显首，米尔利斯比率系数仍然为不显苦的负号。

«4家庭人均总支出（对数）的处整座輕

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ii分别反示在1%、5%、10%水平上显开：

由于中国陸康与营养调査没有涉尺家庭诸蓄顶目，本研究以家庭总收入减去家庭总支出作为储蓄的近似代理变是。

在表5的转移支付决定因素中，无论是两步法仍是极大似然法结果都表明，年龄、14岁以下和65岁以上人口别离占家庭人口的比重、居住地域对转移支付有显首影响。

在家庭人均储蓄方程中，私人转移支付对家庭人均储蓄有正向彫响，且在10%的水平上统计显首。

极大似然法下纠正选择性偏误以后，私人捷移支付对家庭人均储蓄的净效应为％；两步法下纠正选择性偏误以后,私人转移支付对家庭人均储蓄的净效应为％。

私人转移支付对支出没有影响，而对储蓄有正向影响的原因可能在于：

若是收入的取得是永久性的而且市场是完善的，消费一般会光滑地进行下去乃至还可能把收入完全用于消费，而若是收入的取得是暂时性和不肯定的（比如私人转移支付），取得者的选择可能是进行储蓄而不是消费，农户缺少应对收入冲击的保险系统、农村借贷还存在诸多约束农未来收入的不肯定性都可能使农户把当前收入储蓄下来。

下面再转向其他变長对储蓄影响的分析，户主受教育程度高对家庭人均消费、家庭人均总支出、家庭人均储蓄均有正向的显若影响；14岁以下人口占家庭人口比重高的家庭其人均消费、人均总支出及储蓄都显苦为低；家庭中未就业的人员多其人均消费、人均总支出及人均储蓄都显蒼降低；居住在东部地域家庭、拥有耕地较多的家庭对人均消费、人均总支出尺人均储蓄都有显昔的正向影响。

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最后，分析私人转移支付对贫圉的影响，估長影响个体处于贫困线以下的一些因素的概率。

若是把私人转移支付作为外生变長用Pebit模型迸行估長，表6中的结果表明，同意私人转移支付与贫園之间不存在显蒼的相关关系。

若是把私人转移支付作为内生变長用双变Probit模型迸行估昼，结果表明，私人转移支付对贫因仍然没有影响。

其他变長对贫圉的影响方向正如预期的那样，比如，受教育程度较高者其陷入贫困的槪率降低；14岁以下人口占家庭人口比重高的家庭贫圉概率增加；家庭拥有较多耕地对贫園的影响为负号。

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