简谈中国中国区域间农村社会保障对居民消费影响
最后更新时间：2024-03-24
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论文导读：经验研究述评关于社会保障与居民消费之间的理论关系，学者们的争论焦点在于社会保障是否可以缩小居民社会差距（含消费差距）、促进居民消费支出。早期的学者一般认为社会保障通过收入再分配，调节了地区居民收入差距，缓解了地区贫富差距，扩大了贫困地区居民的边际消费能力。1920年，福利经济学的创始人庇古指出，1]，可
摘要：在对理论和经验研究进行述评的基础上，建立农村社会保障与居民消费支出之间的Panel Data模型，并运用4大区域农村社会保障与居民消费支出数据（1991-2008年）进行实证检验。结果显示，转型期农村社会保障对居民消费支出的影响程度存在明显的区域差异，具体来说，东部地区的农村社会保障系数为0262，说明东部地区农村社会保障每增加1%，会促进居民消费支出增加0262%；中部地区的农村社会保障系数为0237；东北地区的农村社会保障系数为0145；西部地区的农村社会保障系数为0087，可见，东部地区的影响程度最大，西部地区最小。就其他解释变量来说，各地区的人均GDP对其居民消费支出均有显著的正向影响；东部地区的GINI系数对其居民消费支出有显著的负向影响，其他地区的GINI系数对其居民消费支出没有影响；东北地区、西部地区的城市化率对其居民消费支出均有显著的正向影响，而其他地区的城市化率对其居民消费支出没有影响。这些充分说明不同区域农村居民收入公平性、城市化进程、经济发展水平不同，对农村居民消费支出的影响也不同。本文还提出了如何因地制宜地发展农村社会保障，提高中西部贫困农村地区消费支出和生活水平的对策措施。
关键词：转型期；农村社会保障；农村居民消费支出；区域差异
A
文章编号 1002-2104（2013）05-0093-05doi：10.3969/j.issn.1002-2104.201
1 理论与经验研究述评
关于社会保障与居民消费之间的理论关系，学者们的争论焦点在于社会保障是否可以缩小居民社会差距（含消费差距）、促进居民消费支出。
早期的学者一般认为社会保障通过收入再分配，调节了地区居民收入差距，缓解了地区贫富差距，扩大了贫困
地区居民的边际消费能力。1920年，福利经济学的创始人庇古指出，1]，可以通过向穷人进行直接转移收入，如举办一些社会保障和社会服务设施，来减轻贫富差距；凯恩斯也极力推举实施政府干预，如实行“普通福利”政策，来解决收入分配不公平问题。二次大战结束以后，社会保障制度在西方得到迅速发展。其中，北欧多数国家以“福利国家”著称，为国民提供了“从摇篮到坟墓”的福利计划。福利政策的推行极大地刺激了这些国家消费需求的增长，对经济发展起到了重要的促进作用。
贝利提出[3]，政府部分加大公共物品和公共服务支出，能促进私人消费。菲尔德斯坦提出养老社会保障对居民储蓄有两种效应[4]，即替代效应和引致退休效应，并运用扩展的生命周期假说模型，选取1929-1971年美国的总量数据，考察了美国养老社会保障与居民消费之间的关系，实证结果表明，没有社会保障体系与存在社会保障的情况相比，居民储蓄将增加50%-100%。丹齐格等的研究支持了费尔德斯坦的结论，但认为社会保障对消费的正效应并没有费尔德斯坦估计的那么大。达杰克和井堀利宏分别通过实证研究，分析了政府支出的临时性增加和持久性增加对促进私人消费的不同影响。
然而，有许多学者发现，社会保障可能减少居民消费。布林德运用两种方法检验了源于：论文 范文www.7ctime.com
收入分配、再分配与总消费的关系，结果发现收入再分配（含社会保障）或者对居民消费没有影响，或者减少了居民消费[5]。科特里科夫采用横截面数据进行实证检验，发现社会保障减少了消费。
雷默尔和莱斯诺伊指出费尔德斯坦模型构建的一个主要缺陷是他对那些将有资格成为各种不同社会保障收益享有者人数的估计，特别是他的模型的计算程序存在着众多论文导读：
缺陷：给度内人口的就业现状，模型没有随着确定收益的条件概率的变化而作出调整；忽视了女性参加工作的比例的重大变化；没有包括当前领取福利金的女性。雷默尔和莱斯诺伊的进一步研究表明，社会保障可能减少消费。
虽然社会保障对居民消费的影响既有积极的一面，也存在消极的一面，但许多学者认为，在中国经济社会转型期，社会保障作为国家或政府调节居民收入的一种手段，其主要作用是改善中西部贫困地区居民、低收入阶层的收入状况，改善人们的心理预期，对居民的收入水平和收入路径以及对未来的预期产生影响，从而满足居民的基本需求、促进消费支出。实证研究也表明，社会保障制度与居民消费行为存在密切联系，健全社会保障制度有利于扩大居民消费；作为对国民收入进行再次分配和使用的一种特殊形式，社会保障会对社会成员的外部环境和内在主体设定产生影响，进而影响到居民的消费行为[6]。美国俄亥俄州立托列多大学亚洲研究所张欣教授通过建立数学模型得出结论：社会保障支出对促进消费、增加产出的作用非常明显，即中国每增加100亿元社会保障支出，可以增加155亿元的产出。
就当前来说，由于我国地区经济社会发展的差距，带来社会保障财政负担、社会保障支出水平的地区差异，比如有的地区社会保险结余资金上百亿元，有的地区社会保险连年赤字，基本支付难以保证。这一差异势必会影响社会保障财政负担重的地区政府的其他财政支出，这可能会进一步扩大各区域之间的经济和社会福利差距，从而进一步扩大地区居民之间的收入差距、消费差距。另外，在社会转型期，不同地区的文化背景、城市化进程和收入分配公平性（GINI系数）对社会保障改革发展、居民消费的影响也不同，这些都加大了地区社会保障与居民消费支出关系的复杂性。虽然前人对社会保障与居民消费的关系进行了大量研究，但鲜有人研究农村社会保障差异对农村居民消费支出的影响。2 研究设计
21 假设
根据以上分析，提出假设：转型期省级农村社会保障对农村居民消费支出有重要影响，这一影响又存在明显的区域差异，表现在不同的影响效应（正向或负向）、不同的影响程度。
22 变量设计
为便于研究，对我国各地区域进行划分，主要分为东部、东北、中部和西部4个地区。东部地区包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；东北地区包括：辽宁、吉林、黑龙江；中部地区包括山西、河南、湖北、湖南、安徽、江西；西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、云南、贵州、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。这种划分不包括我国港、澳、台地区。
由于各类统计年鉴上无农村社会保障支出数据，一般用人均转移性收入数据来衡量社会成员享受社会保障待遇的高低程度[7]。1991年国家统计部门才开始设立城乡转移性收入统计项目，所以本文研究1991-2008年农村社会保障对居民消费支出影响的区域差异。根据新转型理论[8]，我国现阶段的转型主要是指经济和社会发展方式的转型，包括收入分配领域、城市化模式和产业升级路径的改革，所以本文将人均GDP、居民收入GINI系数、城市化率作为控制变量。主要变量的描述性统计见表1。
GINI系数用来衡量地区农村居民收入的公平性；城市化率（城市人口占总人口比重）用来衡量地区城市化进程对居民消费的不同影响。
23 数据来源
根据1991-2008年《国家统计年鉴》数据，采集历年各省农村人均转移性收入数据。
根据国家统计局提供的GINI系数计算方法，计算历年农村居民收入的GINI系数；根据历年《国家统计年鉴》、各省市统计年鉴，计算历年各省城市化率（城市人口占总人口比重）。以1991年指数为100。
24 研究方法
本研究将利用Panel Data模型，深入分析省级农村社会保障对居民消费支出影响的地区差异。
Panel Data模型的一般形式为：
其中，α为截距系数，β为斜率系数，ut 为随机误差项，且ut～iid（0，σ2）。下标n代表不同个体（地区），t代表时间（年）。
3 实证分析
31 构建模型
根据上述研究方法，为了衡量省级农村社会保障对居民消费支出影响的区域差异，将模型（2）表示为：
Ynt=α+b1ntXnt+b2ntD1nt+b2ntD2nt+b3ntD3nt + ut （3）
为了因变量、自变量论文导读：量，X对Y的影响。模型4是包括各控制变量的完整模型，结果表明，X，D1（人均GDP），D3（城市化率）对Y的影响达到极显著水平（P<001），D2（GINI系数）对Y没有影响。（3）中部地区农村社会保障对居民消费支出影响的回归结果见表4。模型1不包括控制变量D1，D2，D3，结果表明，1991-2008年，X（农村人均转移性收入）对Y（农村居民人均消费支出）
、控制变量的数值处于一个量纲上，以及数据的平滑性，对方程两边变量取自然对数：
LNYnt=α+β1ntLNXnt+β2ntLND1nt+β2ntLND2nt+β3ntLND3nt+ut （4）
其中，α为截距系数，β为斜率系数；D为控制变量；ut为随机误差项，且ut～iid（0，σ2）；下标n代表不同个体（地区），t代表时间（年）。
面板数据模型可以划分为3种形式：无个体影响的不变系数模型（混合回归模型）、含有个体影响的变截距模型和含有个体影响的变系数模型。通过F检验，样本数据符合变系数模型。
再应用Hauan提出的基于随机效应估计量与固定效应估计量两者差异的检验，确定选择固定效应模型。
为避免伪回归问题，采用ADF检验方法对X，Y，D1，D2，D3进行平稳性检验。结果表明，4个地区的X，Y，D1，D2，D3均在5%的显著水平下拒绝单位根假设，均为平摘自：本科毕业论文范文www.7ctime.com
稳性列，可以用于回归分析。
32 面板数据模型参数估计
由于各地区农村社会保障和居民消费支出结构存在一定差异，为消除异方差性和序列相关性现象的影响，选择Cross Section Weights估计方法对模型（4）进行参数估计。
（1）东部地区农村社会保障对居民消费支出影响的回归结果见表2。
模型1不包括控制变量D1、D2、D3，结果表明，在没有控制变量的情况下，1991-2008年，X（农村人均转移性收入）对Y（农村居民人均消费支出）的影响均具有高度的统计显著性（P<001）。
模型2、模型3、模型4分别表示每增加一个控制变量，X对Y的影响。模型4是包括各控制变量的完整模型，结果表明，X，D1（人均GDP），D2（GINI系数）对Y的影响达到极显著水平（P<001），D3（城市化率）对Y没有影响。
（2）东北地区农村社会保障对居民消费支出影响的回归结果见表3。
模型1不包括控制变量D1，D2，D3，结果表明，在没有控制变量的情况下，1991-2008年，X（农村人均转移性收入）对Y（农村居民人均消费支出）的影响均具有高度的统计显著性（P<001）。
模型2、模型3、模型4分别表示每增加一个控制变量，X对Y的影响。模型4是包括各控制变量的完整模型，结果表明，X，D1（人均GDP），D3（城市化率）对Y的影响达到极显著水平（P<001），D2（GINI系数）对Y没有影响。
（3）中部地区农村社会保障对居民消费支出影响的回归结果见表4。
模型1不包括控制变量D1，D2，D3，结果表明， 1991-2008年，X（农村人均转移性收入）对Y（农村居民人均消费支出）的影响均具有高度的统计显著性（P<001）。
模型2、模型3、模型4分别表示每增加一个控制变量，X对Y的影响。模型4是包括各控制变量的完整模型，结果表明，X，D1（人均GDP）对Y的影响达到极显著水平（P<001）或显著水平（P<005），而D2（GINI系数）、D3（城市化率）对Y没有影响。
（4）西部地区农村社会保障对居民消费支出影响的回归结果见表5。模型1不包括控制变量D1、D2、D3，结果表明，1991-2008年，X（农村人均转移性收入）对Y（农村居民人均消费支出）的影响具有高度的统计显著性（P<001）。
模型2、模型
4 结论与讨论
由于受地方经济发展水平和地方政府的财政状况的限制，当前中国农村居民最低生活保障的覆盖面和保障力度具有明显的区域差别。
各地区农村社会保障对其农村居民消费支出均有不同程度的显著影响。具体来说，东部地区的农村社会保障系数为0262，说明东部地区农村社会保障每增加1%，会促进居民消费支出增摘自：毕业论文提纲范文www.7ctime.com
加0262%；中部地区的农村社会保障系数为0237，说明中部地区农村社会保障每增加1%，会促进居民消费支出增加0237%；东北地区的农村社会保障系数为0145，说明东北地区农村社会保障每增加1%，会促进居民消费支出增加0145%；西部地区的农村社会保障系数为0087，这说论文导读：roup，2006陈宪转型就是改革解放日报，2010-12-21[ChenXianTranormationistoReformJieFangDaily，2010-12-21]MusgreRPublicFinanceinTheoryandPracticeNewYork：McGrawHillBookCo1989：445-456上一页1234
明西部地区农村社会保障每增加1%，会促进居民消费支出增加0087%。可见，东部地区的这一影响程度最大，西部地区最小，但影响效应都是正向的。
另外，不同区域农村居民收入公平性、城市化进程、经济发展水平不同，对农村居民消费支出的影响也不同。
我国地域辽阔，不同区域经济发展水平差距很大，一般而言，在经济比较发达的东部沿海地区，农村社会保障水平较高，而西部地区农村社会保障水平很低，对农村居民消费支出带来影响。由于区域间农村社会保障发展基础、发展条件以及对社会保障的要求等存在着差异，完全的均衡发展也不现实。农村社会保障具有准公共品的性质（最低生活保障制度属于纯公共品；农村养老保险制度和农村医疗保障制度则属于准公共品），政府在公共物品供给方面应当承担更大的责任[11]，既要承担制度设计和制度实施的责任，更要加大财政转移支付力度，因地制宜地发展农村社会保障：在经济较发达地区，重点发展社会保险项目和社会福利项目，以农村合作性的保障为主；在欠发达地区重点发展社会救济和社会福利，以地方政府的保障为主，逐步缩小区域间农村社会保障差距，促进中西部贫困农村地区消费支出和生活水平的提高。
（编辑：李 琪）
参考文献（References）
Keynes J M The General Theory of Employment， Interest， and Money[M] New York： Harcourt， Brace， and Co.， 1936：92-98
Bailey M National Income and Price Level [M]New York： Mcgraw hill， 1971：154-170.
[3]Feldstein MSocial Security，Induced Retierment and Aggregate Capital Accumulation[J]Journal of Political Economy，1974，82（5）：905-926
[4]Leimer D R，Lesnoy S DSocial Security and Private Sing： New Timeseries Evidence[J]Journal of Political E-conomy，1982，90（3）：606-629
[5]Blinder A S A Model of Inherited Wealth[J] Quarterly Journal of Economics，1975，（87）：946-970
[6]田建军农村社会保障对农村消费需求的拉动分析[J]现代经济探讨，2007，（1）：43-45[Tian JianjunAnalysis on the Impact of Rural Social Security on Rural Consumption[J]Modern Economic Research，2007，（1）：43-45]
[7]刘志英社会保障与贫富差距研究[M]北京：中国劳动社会保障出版社，2006[Liu ZhiyingResearch on Social Security & Gap between the Rich and the Poor[M]BeiJing：China Human Resources and Social Security Publishing Group，2006
[8]陈宪转型就是改革[N]解放日报，2010-12-21[Chen XianTranormation is to Reform[N]JieFang Daily，2010-12-21]
[9]Musgre R Public Finance in Theory and Practice[M] New York：McGrawHill Book Co1989：445-456
摘要：在对理论和经验研究进行述评的基础上，建立农村社会保障与居民消费支出之间的Panel Data模型，并运用4大区域农村社会保障与居民消费支出数据（1991-2008年）进行实证检验。结果显示，转型期农村社会保障对居民消费支出的影响程度存在明显的区域差异，具体来说，东部地区的农村社会保障系数为0262，说明东部地区农村社会保障每增加1%，会促进居民消费支出增加0262%；中部地区的农村社会保障系数为0237；东北地区的农村社会保障系数为0145；西部地区的农村社会保障系数为0087，可见，东部地区的影响程度最大，西部地区最小。就其他解释变量来说，各地区的人均GDP对其居民消费支出均有显著的正向影响；东部地区的GINI系数对其居民消费支出有显著的负向影响，其他地区的GINI系数对其居民消费支出没有影响；东北地区、西部地区的城市化率对其居民消费支出均有显著的正向影响，而其他地区的城市化率对其居民消费支出没有影响。这些充分说明不同区域农村居民收入公平性、城市化进程、经济发展水平不同，对农村居民消费支出的影响也不同。本文还提出了如何因地制宜地发展农村社会保障，提高中西部贫困农村地区消费支出和生活水平的对策措施。
关键词：转型期；农村社会保障；农村居民消费支出；区域差异
A
文章编号 1002-2104（2013）05-0093-05doi：10.3969/j.issn.1002-2104.201
3.05.014
当代中国的社会转型，是经济、政治、文化等诸领域多极联动的总体性变迁过程，其中最为基础性的变革，就是“国家-社会”关系模式的调整。这一时期，全社会的生存性压力逐步减弱，发展性压力日益凸显，其中，地区之间、城乡之间的基本公共服务差距问题（即公共服务均等化问题）日益凸显。以农村社会保障为例，在区域经济发展水平存在差异的情况下，实行属地化管理方式的农村社会保障在区域之间存在显著差异，在一定程度上，使得本应以促进社会公正为目标的社会保障制度，在我国反而变成了导致社会不平等的来源，反映在对农村居民消费方式的影响上，就是导致中西部农村地区消费支出（或生活水平）的下降。本文将研究区域间农村社会保障对居民消费的影响。1 理论与经验研究述评
关于社会保障与居民消费之间的理论关系，学者们的争论焦点在于社会保障是否可以缩小居民社会差距（含消费差距）、促进居民消费支出。
早期的学者一般认为社会保障通过收入再分配，调节了地区居民收入差距，缓解了地区贫富差距，扩大了贫困
地区居民的边际消费能力。1920年，福利经济学的创始人庇古指出，1]，可以通过向穷人进行直接转移收入，如举办一些社会保障和社会服务设施，来减轻贫富差距；凯恩斯也极力推举实施政府干预，如实行“普通福利”政策，来解决收入分配不公平问题。二次大战结束以后，社会保障制度在西方得到迅速发展。其中，北欧多数国家以“福利国家”著称，为国民提供了“从摇篮到坟墓”的福利计划。福利政策的推行极大地刺激了这些国家消费需求的增长，对经济发展起到了重要的促进作用。
贝利提出[3]，政府部分加大公共物品和公共服务支出，能促进私人消费。菲尔德斯坦提出养老社会保障对居民储蓄有两种效应[4]，即替代效应和引致退休效应，并运用扩展的生命周期假说模型，选取1929-1971年美国的总量数据，考察了美国养老社会保障与居民消费之间的关系，实证结果表明，没有社会保障体系与存在社会保障的情况相比，居民储蓄将增加50%-100%。丹齐格等的研究支持了费尔德斯坦的结论，但认为社会保障对消费的正效应并没有费尔德斯坦估计的那么大。达杰克和井堀利宏分别通过实证研究，分析了政府支出的临时性增加和持久性增加对促进私人消费的不同影响。
然而，有许多学者发现，社会保障可能减少居民消费。布林德运用两种方法检验了源于：论文 范文www.7ctime.com
收入分配、再分配与总消费的关系，结果发现收入再分配（含社会保障）或者对居民消费没有影响，或者减少了居民消费[5]。科特里科夫采用横截面数据进行实证检验，发现社会保障减少了消费。
雷默尔和莱斯诺伊指出费尔德斯坦模型构建的一个主要缺陷是他对那些将有资格成为各种不同社会保障收益享有者人数的估计，特别是他的模型的计算程序存在着众多论文导读：
缺陷：给度内人口的就业现状，模型没有随着确定收益的条件概率的变化而作出调整；忽视了女性参加工作的比例的重大变化；没有包括当前领取福利金的女性。雷默尔和莱斯诺伊的进一步研究表明，社会保障可能减少消费。
虽然社会保障对居民消费的影响既有积极的一面，也存在消极的一面，但许多学者认为，在中国经济社会转型期，社会保障作为国家或政府调节居民收入的一种手段，其主要作用是改善中西部贫困地区居民、低收入阶层的收入状况，改善人们的心理预期，对居民的收入水平和收入路径以及对未来的预期产生影响，从而满足居民的基本需求、促进消费支出。实证研究也表明，社会保障制度与居民消费行为存在密切联系，健全社会保障制度有利于扩大居民消费；作为对国民收入进行再次分配和使用的一种特殊形式，社会保障会对社会成员的外部环境和内在主体设定产生影响，进而影响到居民的消费行为[6]。美国俄亥俄州立托列多大学亚洲研究所张欣教授通过建立数学模型得出结论：社会保障支出对促进消费、增加产出的作用非常明显，即中国每增加100亿元社会保障支出，可以增加155亿元的产出。
就当前来说，由于我国地区经济社会发展的差距，带来社会保障财政负担、社会保障支出水平的地区差异，比如有的地区社会保险结余资金上百亿元，有的地区社会保险连年赤字，基本支付难以保证。这一差异势必会影响社会保障财政负担重的地区政府的其他财政支出，这可能会进一步扩大各区域之间的经济和社会福利差距，从而进一步扩大地区居民之间的收入差距、消费差距。另外，在社会转型期，不同地区的文化背景、城市化进程和收入分配公平性（GINI系数）对社会保障改革发展、居民消费的影响也不同，这些都加大了地区社会保障与居民消费支出关系的复杂性。虽然前人对社会保障与居民消费的关系进行了大量研究，但鲜有人研究农村社会保障差异对农村居民消费支出的影响。2 研究设计
21 假设
根据以上分析，提出假设：转型期省级农村社会保障对农村居民消费支出有重要影响，这一影响又存在明显的区域差异，表现在不同的影响效应（正向或负向）、不同的影响程度。
22 变量设计
为便于研究，对我国各地区域进行划分，主要分为东部、东北、中部和西部4个地区。东部地区包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；东北地区包括：辽宁、吉林、黑龙江；中部地区包括山西、河南、湖北、湖南、安徽、江西；西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、云南、贵州、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。这种划分不包括我国港、澳、台地区。
由于各类统计年鉴上无农村社会保障支出数据，一般用人均转移性收入数据来衡量社会成员享受社会保障待遇的高低程度[7]。1991年国家统计部门才开始设立城乡转移性收入统计项目，所以本文研究1991-2008年农村社会保障对居民消费支出影响的区域差异。根据新转型理论[8]，我国现阶段的转型主要是指经济和社会发展方式的转型，包括收入分配领域、城市化模式和产业升级路径的改革，所以本文将人均GDP、居民收入GINI系数、城市化率作为控制变量。主要变量的描述性统计见表1。
GINI系数用来衡量地区农村居民收入的公平性；城市化率（城市人口占总人口比重）用来衡量地区城市化进程对居民消费的不同影响。
23 数据来源
根据1991-2008年《国家统计年鉴》数据，采集历年各省农村人均转移性收入数据。
根据国家统计局提供的GINI系数计算方法，计算历年农村居民收入的GINI系数；根据历年《国家统计年鉴》、各省市统计年鉴，计算历年各省城市化率（城市人口占总人口比重）。以1991年指数为100。
24 研究方法
本研究将利用Panel Data模型，深入分析省级农村社会保障对居民消费支出影响的地区差异。
Panel Data模型的一般形式为：
其中，α为截距系数，β为斜率系数，ut 为随机误差项，且ut～iid（0，σ2）。下标n代表不同个体（地区），t代表时间（年）。
3 实证分析
31 构建模型
根据上述研究方法，为了衡量省级农村社会保障对居民消费支出影响的区域差异，将模型（2）表示为：
Ynt=α+b1ntXnt+b2ntD1nt+b2ntD2nt+b3ntD3nt + ut （3）
为了因变量、自变量论文导读：量，X对Y的影响。模型4是包括各控制变量的完整模型，结果表明，X，D1（人均GDP），D3（城市化率）对Y的影响达到极显著水平（P<001），D2（GINI系数）对Y没有影响。（3）中部地区农村社会保障对居民消费支出影响的回归结果见表4。模型1不包括控制变量D1，D2，D3，结果表明，1991-2008年，X（农村人均转移性收入）对Y（农村居民人均消费支出）
、控制变量的数值处于一个量纲上，以及数据的平滑性，对方程两边变量取自然对数：
LNYnt=α+β1ntLNXnt+β2ntLND1nt+β2ntLND2nt+β3ntLND3nt+ut （4）
其中，α为截距系数，β为斜率系数；D为控制变量；ut为随机误差项，且ut～iid（0，σ2）；下标n代表不同个体（地区），t代表时间（年）。
面板数据模型可以划分为3种形式：无个体影响的不变系数模型（混合回归模型）、含有个体影响的变截距模型和含有个体影响的变系数模型。通过F检验，样本数据符合变系数模型。
再应用Hauan提出的基于随机效应估计量与固定效应估计量两者差异的检验，确定选择固定效应模型。
为避免伪回归问题，采用ADF检验方法对X，Y，D1，D2，D3进行平稳性检验。结果表明，4个地区的X，Y，D1，D2，D3均在5%的显著水平下拒绝单位根假设，均为平摘自：本科毕业论文范文www.7ctime.com
稳性列，可以用于回归分析。
32 面板数据模型参数估计
由于各地区农村社会保障和居民消费支出结构存在一定差异，为消除异方差性和序列相关性现象的影响，选择Cross Section Weights估计方法对模型（4）进行参数估计。
（1）东部地区农村社会保障对居民消费支出影响的回归结果见表2。
模型1不包括控制变量D1、D2、D3，结果表明，在没有控制变量的情况下，1991-2008年，X（农村人均转移性收入）对Y（农村居民人均消费支出）的影响均具有高度的统计显著性（P<001）。
模型2、模型3、模型4分别表示每增加一个控制变量，X对Y的影响。模型4是包括各控制变量的完整模型，结果表明，X，D1（人均GDP），D2（GINI系数）对Y的影响达到极显著水平（P<001），D3（城市化率）对Y没有影响。
（2）东北地区农村社会保障对居民消费支出影响的回归结果见表3。
模型1不包括控制变量D1，D2，D3，结果表明，在没有控制变量的情况下，1991-2008年，X（农村人均转移性收入）对Y（农村居民人均消费支出）的影响均具有高度的统计显著性（P<001）。
模型2、模型3、模型4分别表示每增加一个控制变量，X对Y的影响。模型4是包括各控制变量的完整模型，结果表明，X，D1（人均GDP），D3（城市化率）对Y的影响达到极显著水平（P<001），D2（GINI系数）对Y没有影响。
（3）中部地区农村社会保障对居民消费支出影响的回归结果见表4。
模型1不包括控制变量D1，D2，D3，结果表明， 1991-2008年，X（农村人均转移性收入）对Y（农村居民人均消费支出）的影响均具有高度的统计显著性（P<001）。
模型2、模型3、模型4分别表示每增加一个控制变量，X对Y的影响。模型4是包括各控制变量的完整模型，结果表明，X，D1（人均GDP）对Y的影响达到极显著水平（P<001）或显著水平（P<005），而D2（GINI系数）、D3（城市化率）对Y没有影响。
（4）西部地区农村社会保障对居民消费支出影响的回归结果见表5。模型1不包括控制变量D1、D2、D3，结果表明，1991-2008年，X（农村人均转移性收入）对Y（农村居民人均消费支出）的影响具有高度的统计显著性（P<001）。
模型2、模型
3、模型4分别表示每增加一个控制变量，X对Y的影响。模型4是包括各控制变量的完整模
因此，在存在D1，D2，D3控制变量的情况下，不同区域X对Y的影响有不同的系数（均为正数），充分表明农村社会保障对居民消费支出的影响程度存在显著的区域差异。本文提出的假设只得到了部分验证，即转型期农村社会保障对农村居民消费支出的影响程度存在明显的区域差异，但影响效应都是正向的。4 结论与讨论
由于受地方经济发展水平和地方政府的财政状况的限制，当前中国农村居民最低生活保障的覆盖面和保障力度具有明显的区域差别。
各地区农村社会保障对其农村居民消费支出均有不同程度的显著影响。具体来说，东部地区的农村社会保障系数为0262，说明东部地区农村社会保障每增加1%，会促进居民消费支出增摘自：毕业论文提纲范文www.7ctime.com
加0262%；中部地区的农村社会保障系数为0237，说明中部地区农村社会保障每增加1%，会促进居民消费支出增加0237%；东北地区的农村社会保障系数为0145，说明东北地区农村社会保障每增加1%，会促进居民消费支出增加0145%；西部地区的农村社会保障系数为0087，这说论文导读：roup，2006陈宪转型就是改革解放日报，2010-12-21[ChenXianTranormationistoReformJieFangDaily，2010-12-21]MusgreRPublicFinanceinTheoryandPracticeNewYork：McGrawHillBookCo1989：445-456上一页1234
明西部地区农村社会保障每增加1%，会促进居民消费支出增加0087%。可见，东部地区的这一影响程度最大，西部地区最小，但影响效应都是正向的。
另外，不同区域农村居民收入公平性、城市化进程、经济发展水平不同，对农村居民消费支出的影响也不同。
我国地域辽阔，不同区域经济发展水平差距很大，一般而言，在经济比较发达的东部沿海地区，农村社会保障水平较高，而西部地区农村社会保障水平很低，对农村居民消费支出带来影响。由于区域间农村社会保障发展基础、发展条件以及对社会保障的要求等存在着差异，完全的均衡发展也不现实。农村社会保障具有准公共品的性质（最低生活保障制度属于纯公共品；农村养老保险制度和农村医疗保障制度则属于准公共品），政府在公共物品供给方面应当承担更大的责任[11]，既要承担制度设计和制度实施的责任，更要加大财政转移支付力度，因地制宜地发展农村社会保障：在经济较发达地区，重点发展社会保险项目和社会福利项目，以农村合作性的保障为主；在欠发达地区重点发展社会救济和社会福利，以地方政府的保障为主，逐步缩小区域间农村社会保障差距，促进中西部贫困农村地区消费支出和生活水平的提高。
（编辑：李 琪）
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