私人转移支付与农村反贫困文档格式.docx

1、而自利动机则认为父母对子女的支持是父母期望自己老有所养、子女对父母的赡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（Laurence，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）。有的学者还研究了私人转移支付利他和非利他动机的转换问题，如Cox（2004）对菲律宾的研究发现，在收入的门槛值以下，私人转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呈非线性关系。Deepak（2009）对印度农户的研究也表明私人转移支付存在利他和

2、非利他动机的转换现象。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；Guiso，2002），另一部分实证文献则研究了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困和不平等的作用，Lipton（1980）认为这种私人转移支付对减少贫困和不平等作用微弱，而Adams（2004）、Laetitia（2009）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。Ralitza（2008）对保加利亚金融危机前后的家庭调查分析也表明，私人转移支付增加了接受者的支出并减少了贫困。出现这种争论的原因在于研究中的数据使

3、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：（1）私人转移支付对接受者的福利产生了什么影响；（2）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查农户数据集，构建了家庭人均主要消费和处于贫困线以下的概率两个衡量福利的指标，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）私人转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；Ralitza，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是连续变量，引入以下OLS形式的方程：（二）私人转移支付与生活福利水平差距利用处理效

4、应模型和双变量Probit模型能获得私人转移支付对人均消费水平和贫困的无偏影响，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，如果私人转移支付在缩小生活水平方面发挥了作用，而且存在更富余的个体或更贫困的个体有更高的接受私人转移支付概率这种选择性问题，那么组间的不平等是显著异于零的，即组间的家庭人均消费方差显著异于零（Ralitza，2008）。在负向偏差的情况下，说明私人转移支付流向了贫困家庭，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

5、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Fields（2003）回归分解及Hanchane（2005）处理效应模型回归分解相结合的分解方法。变量贡献率的具体计算方法为（Ralitza，2008）：三、数据来源及描述性统计本研究使用的数据取自2006年中国健康和营养调查数据集。虽然该数据库的主要目的用于人口健康方面的分析，但该数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，可以用来分析私人转移支付对生活福利和生活水平不平等的影响，分析以农户（家庭）为单位，去除缺乏相关变量的样本，最终使用2 698个样本。

6、表1给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量为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概率较低。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转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概率低于没有收到私

7、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数较多的家庭；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，这并不完全符合私人转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概率要低于其没有收到转移支付的概率；家庭耕地数量越多，接受转移支付的概率越低。另外，健康状况差的户主收到转移支付的概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概率。总体来说，私人转移支付大体符合利他动机学说。表2给出了去除转移支付后按收入分位组划分的收到私人转移支付概率及数量情形

8、。其统计结果显示，最穷的家庭收到的转移支付概率最高，但最穷的家庭收到的转移支付数量与最富家庭收到的转移支付数量相差无几。在收入分位组的中段，随着家庭收入的上升，收到转移支付的概率和数量都在下降。这进一步说明有必要深切研究收到私人转移支付和没收到私人转移支付的家庭的生活水平不平等情形。四、实证结果（一）私人转移支付对人均消费和贫困的影响表3给出了用极大似然法和两步法计算的处理效应模型结果。因为两步法和极大似然法计算的结果大致相同，因此，主要以极大似然法为主进行分析。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，但统计结果并非显著；户主年

9、龄对私人转移支付的影响是凸性的，随着户主年龄的增加，转移支付先减少，然后随着年龄的增加再增加，而且在1的水平上统计显著，这与生命周期理论不谋而合，说明最年轻的和最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，但统计结果并非显著；65岁以上人口占家庭人口比重的系数为正且在10的水平上显著，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概率越大；家庭中没有工作人数的系数为负，但并非显著；居住在东部地域的家庭取得私人转移支付的概率较居住在中西部地域的家庭为低，且在5的水平上统计显著，居住在东部地域的家庭收入水平较高，可能更会以捐赠者的

10、角色出现；家庭耕地数量越多，其同意私人转移支付的偏向越低，但统计并非显著。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数的差值。米尔利斯系数为正则反映的是由于把一些高消费个体选了转移支付方程中，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，如果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。私人转移支付的系数为，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

11、为，因为转移支付的系数不显著，净效应的计算更多只是具有方法论上的意义了。其他变量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；家庭中未就业的人数越多其人均消费越低；耕地数量对人均消费有显著的正向影响；农户居住在东部地区对家庭人均消费有显著的正向影响；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中转移支付方程与表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转移支付的影响虽然符号仍

12、然为正，但变得不再显著；14岁以下人口与家庭人口比重的系数变化为在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中的女性户主变量对家庭人均总支出的影响变得不显著；私人转移支付对家庭人均总支出的影响仍然不显著，米尔利斯比率系数仍然为不显著的负号。由于中国健康与营养调查没有涉及家庭储蓄项目，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量。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著影响。在家庭人均储蓄方程中，私人转移支付对家庭人均

13、储蓄有正向影响，且在10的水平上统计显著。极大似然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；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及未来收入的不肯定性都可能使农户把当前收入储蓄下来。下面再转向其他变量对储蓄影响的分析，户主受教育程度高对家庭人均消

14、费、家庭人均总支出、家庭人均储蓄均有正向的显著影响；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著为低；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著降低；居住在东部地域家庭、拥有耕地较多的家庭对人均消费、人均总支出及人均储蓄都有显著的正向影响。最后，分析私人转移支付对贫困的影响，估量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量用Probit模型进行估量，表6中的结果表明，同意私人转移支付与贫困之间不存在显著的相关关系。若是把私人转移支付作为内生变量用双变量Probit模型进行估量，结果表明，私人转移支付对贫困仍然没有影响。其他变量

15、对贫困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概率降低；14岁以下人口占家庭人口比重高的家庭贫困概率增加；家庭拥有较多耕地对贫困的影响为负号。（二）私人转移支付对生活水平不平等的影响上述分析表明私人转移支付对家庭人均消费及贫困均没有显著影响。接下来要分析私人转移支付对不同家庭人均消费差距的缩小具有什么作用。当然，这里要考虑到非随机选择性因素的影响，比如在通常情况下，弱势个体更可能成为转移支付的净接受者，生活水平较高者更可能是以净捐赠者的角色出现，这两类群体之间的消费差距远高于组内的差距，高收入者向低收入者的转移支付会缩小组间差距。而如果组内消费差距很高，转移支付只发生在高收

16、入组内或只发生在低收入组内，那么，组内的消费差距会扩大而不是缩小。本文的计算表明家庭人均消费的总方差的绝大部分是由组内部分构成，组内部分占，而组间方差只占，私人转移支付在缩小两类家庭间（收到转移支付和没有收到转移支付两类）的消费差距方面作用甚微。各个变量对组内方差的奉献率如表7所示。从表7能够看出，扰动项和不可测的异质性占97以上，说明同意私人转移支付家庭和没有同意私人转移支付家庭间存在较大程度的重叠。组内方差奉献少部份可由年龄、受教育程度等人口社会学因素来解释。组间不平等主要受由私人转移支付和选择性变量影响。总之，组内、组间方差的比较说明，转移支付在缩小生活福利差距方面作用不大，其他变量对生

17、活福利差距缩小的奉献率明显低于不可测的异质性因素的奉献率。五、结论研究亲属间私人转移支付的文献大多关注于此类转移支付对公共转移支付的替代作用方面，这些文献认为如果私人转移支付具有利他动机，即接受者是弱势个体，那么私人转移支付在收入再分配的功能上将会对公共转移支付产生“挤出”效应。本研究则主要关注私人转移支付对接受者的福利产生了何种影响。研究结果显示：（1）私人转移支付具有利他动机，弱势农户更易获得私人转移支付。（2）私人转移支付对接受者的家庭人均支出没有影响，对接受者的贫困状态没有显著作用，而对储蓄有正向影响，接受者的决策是把这种暂时的、不确定的收入转作储蓄而非消费。（3）私人转移支付对缩小福利不平等作用微弱，福利不平等主要受一些诸如能力、动机等不可观察因素影响，少部分可由年龄、受教育程度等人口社会学因素来解释。私人转移支付对福利影响的复杂性要求制定公共政策时，要同时考虑到转移支付和非转移支付因素对提升生活水平的作用。针对中国农村社会福利制度不甚健全的实际情况，本文对私人转移支付的研究还存在如下值得探讨的比较问题：在缓解贫困和减少不平等方面，公共转移支付更有效，还是私人转移支付更有效？两种转移支付的交换作用又会如何？如果农村的公共转移作为一种长效机制存在，农户是否把这种收入也像对待私人转移支付一样纳入储蓄决策？这些都需要进一步研究。