欠發達地區農村居民消費狀況研究

摘要：截取寧夏吳忠市農村居民消費性支出的1999—2009年數據，選取衡量農村居民消費性支出水平的八項指標，按照多元統計原理，采用因子分析方法對原始數據進行降維處理，從中找出了兩個反映原始數據信息的公共因子，即物質性消費因子和精神型消費因子，并得出了消費支出水平有很大提高、消費結構日益完善、消費層次依然低下以及消費水平增長趨勢良好的結論，從而提出了提高吳忠市農村消費水平的路徑選擇。

關鍵詞：農村居民；消費性支出；因子分析

中圖分類號：F320文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2011）09-0041-02

投資、消費和出口是拉動中國經濟增長的“三駕馬車”?，F在拉動中國經濟發展的“三駕馬車”中，外需（也就是出口）由于受國際金融危機的影響遇到了很大的影響，靠投資需求和出口需求拉動經濟增長的難度越來越大。為保證中國經濟平穩持續快速增長，緩解當前國際金融危機對中國的沖擊，國家在消費領域出臺了許多刺激內需的方案，擴大居民消費需求成為經濟發展新的增長點。因此，在當前國際金融危機背景下，就擴大農村居民消費需求問題進行一些探討，具有十分重要的現實意義。本文針對吳忠市農村居民消費水平現狀，利用經濟統計分析中的因子分析方法，對1999年以來吳忠市農村消費發展變化趨勢進行了計量分析，以期探尋一條擴大農村消費需求的優選路徑。

一、吳忠市農村居民消費現狀

1.消費結構呈現多元化。農民的消費領域由單純的物質消費擴大到精神消費，生存資料比重下降，發展資料和享受資料比重上升。據統計，2009年吳忠市農村居民恩格爾系數為39.67%，比1999年下降11.49個百分點，教育、交通、通訊消費不斷升溫，農民人均娛樂教育文化服務性消費支出為226.2元，比1999年增長1.58倍，占總消費支出的6.69%，人均交通、通訊支出為388.16元，比1999年增長7.53倍，占總消費支出的11.47%。

2.與城鎮相比，農村消費市場發展依然滯后，消費能力仍然不足。2009年，吳忠市城鎮居民人均消費支出8 939.68元，為農村居民的2.64倍，其中，人均娛樂教育文化服務性消費支出為827.85元，為農村居民的3.66倍；人均交通、通訊支出為1 097.54元，為農村居民的2.83倍。

二、居民消費水平的因子分析

（一）因子分析方法的介紹

因子分析法是一種統計學方法，用少數幾個因子來描述許多指標或因素之間的聯系，以較少幾個因子反映原資料中的大部分信息。它的基本思想是根據相關性大小把變量分組，使得同組內的變量之間相關性較高，但不同組的變量相關性較低，每組變量代表一個基本結構，這個基本結構稱為公共因子。由于公共因子能夠高度概括大量數據中的信息，因此，抓住這些主要因子并解釋這些變量之間的相互依存關系就可以對復雜的經濟問題進行分析。

（二）指標的選取和數據的采集

本文按照中國常用的消費資料支出分類方法，選擇與居民生活直接相關的八項數量指標——食品、衣著、居住、家庭設備及服務、交通與通訊、文教娛樂服務、醫療保健、其他商品及服務八項人均消費性支出作為研究變量，分別記為X1、X2…X8。

（三）因子分析模型的建立

1.因子分析的適用性檢驗。因子分析是從眾多的原有變量中構造出少數幾個具有代表性的因子變量，一個潛在的要求就是原始變量之間要有比較強的相關性，因此，在因子分析之前，需要對原有變量作相關分析，也就是檢驗本文所選擇的八個原始變量是否適合作因子分析。目前最常用的檢驗方法為KMO檢驗和Bartlett球形檢驗，利用統計軟件SPSS12.0進行計算，結果如KMO and Bartlett檢驗所示。KMO抽樣適當性，充足率0.659；巴特雷球度檢驗：X2統計值109.870，自由度28，顯著性 0.000。從中可以看到，KMO值為0.659>0.6，根據Kaiser標準，原變量基本適合于因子分析。Bartlett球形檢驗顯示出的相伴概率為0.000，小于顯著性水平0.05，因此拒絕Bartlett球形檢驗的零假設，也認為適合做因子分析。

2.提取因子變量。利用SPSS12.0計算出了各個因子變量的特征值、方差貢獻率和累計方差貢獻率，前兩個因子變量解釋了原變量89.421%的信息，說明它們可以反映原變量的大部分信息，我們把這兩個主因子分別表示為F1、F2。

3.因子的命名解釋。利用最大方差正交旋轉法(Varimax)對因子載荷矩陣進行旋轉，目的是使旋轉后的因子載荷矩陣結構簡化，使每個變量僅在一個公共因子上有較大的負荷，而在其余公共因子上負荷較小，以利找出公共因子的實際意義。

可知，X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7在F1上有較高的載荷，說明F1主要解釋了食品、衣著、居住、家庭設備及服務、交通與通訊、文教娛樂服務、醫療保健這幾個變量，因此可將其命名為物質型消費因子；X8在F2上有較高的載荷，說明F2主要解釋了其他商品及服務這個變量，由于其他商品及服務的內容包括個人用品、理發美容用品等項目，反映的是人們更加注重自身形象美化，生活日益豐富多彩方面的內容，因此可將其命名為精神型消費因子。

4.計算因子得分。根據旋轉后的因子載荷矩陣，運用因子得分法計算出1999—2009各年的因子得分值并繪制綜合得分趨勢圖（如圖1所示）。

（四）因子分析結果

1.消費支出水平有很大提高，消費結構日益完善。F1代表了食品、衣著、居住、家庭設備及服務、交通與通訊、文教娛樂服務、醫療保健這七個方面消費支出的變動趨勢，因子的載荷系數都為正值；F2主要解釋了其他商品及服務這個變量，因子的載荷系數也為正值。這說明隨著經濟的發展，人們收入的增加，居民用于消費的支出也在增加。另外，載荷系數絕對值的大小表明，自1999年以來，吳忠市農村居民用于其他商品及服務的消費支出上升的比較快，這表明近幾年來居民生活正由物質型消費向精神型消費延伸，消費方式向多元化發展，消費結構日益完善。

2.消費層次依然低下，消費意識有待提高。從因子載荷系數絕對值大小可以看出，食品在物質型消費因子中上升趨勢排在第二。這表明，雖然近幾年來寶雞市農村居民消費的恩格爾系數逐年下降，但用于食品的消費性支出依然居高不下，農民收入的增長優先用于飲食這一基本生存資料的改善。說明本地區農村居民消費層次仍然低下，居民的消費意識還有待提高。

3.消費水平增長趨勢良好。由圖1可以看出，1999—2009年，因子綜合得分持續增加，這說明，隨著經濟的發展和中央政府一系列惠農、支農政策的出臺與落實，地方政府加大了對三農的支持力度，使得農民的收入不斷增長，農民的消費水平逐漸提高，農村消費市場潛力被進一步發掘，消費上升空間巨大。

三、提高吳忠市農村消費水平的路徑選擇

1.積極發展農村經濟，切實增加農民收入。收入是決定需求的重要因素，增加農民收人、尤其是增加農民的預期收入是刺激農村居民消費、擴大農村消費需求的基礎。一是以市場為導向，調整農村經濟結構，根據各地區域優勢，發展名牌特色產品，進一步完善市場價格機制，縮小工業品與農產品價格的剪刀差等。二是改善農業經營環境，在全社會營造重視農業、投資農業的良好氛圍，使農業的收益水平至少要與整個社會的平均收益水平持平，甚至要高于整個社會的平均收益水平。

2.加快農村基礎設施建設，改善農村居民的消費環境。加強農村飲水、道路、電網、通信、文化等基礎設施建設，大力發展農村公共交通，改善農村居民的消費環境，為農機、家用電器等消費品進入農民家庭創造良好的消費環境。

3.完善農村社會保障制度，提高農民消費預期。應繼續完善最低生活保障制度和新型農村合作醫療制度，使其覆蓋所有農村居民。另外，還應因地制宜的在不同地區建立與中國國情相適應的、多層次、多標準的農村社會保障制度體系。解除農村居民的后顧之憂，促進農村居民的消費。

4.發展消費信貸，促進農村居民消費。涉農金融機構應從貸款方式、利率、期限等方面開發出適應農村特點的消費信貸品種，簡化消費信貸手續，提高服務水平，擴大農村的消費信貸業務量，促進農村居民消費需求的擴大和消費水平的提高。

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