中國農(nóng)村居民消費階段性差異分析

楊立勛，邊 博

(西北師范大學 經(jīng)濟管理學院，蘭州 730070)

中國農(nóng)村居民消費階段性差異分析

楊立勛，邊 博

(西北師范大學 經(jīng)濟管理學院，蘭州 730070)

文章利用H-P濾波將農(nóng)村居民人均消費分為兩個階段，并通過構建VAR模型對兩個階段中國居民消費水平進行實證分析，得出兩個階段農(nóng)村居民人均消費、人均收入和財富對農(nóng)村居民人均消費的不同影響，最后根據(jù)實證分析結論提出相應建議。

農(nóng)村居民消費；階段性差異；影響因素

0 引言

改革開放以來，隨著農(nóng)村土地承包責任制實施，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)快速發(fā)展，農(nóng)村勞動力轉移，農(nóng)村金融體系不斷完善和發(fā)展，農(nóng)業(yè)稅改革、農(nóng)村社會保障體系建立，新農(nóng)村建設推進以及城鄉(xiāng)一體化推進，實現(xiàn)了農(nóng)村居民收入可持續(xù)增長。而隨著農(nóng)村居民收入增加，農(nóng)村居民家庭生活消費平均每人生活消費支出不斷提高。然而，由于我國經(jīng)濟社會發(fā)展具有明顯階段性差異，因而導致農(nóng)村居民消費支出具有明顯階段性差異。而分析不同階段我國農(nóng)村居民消費影響差異，對于我國制定進一步提高農(nóng)村居民消費相關政策具有現(xiàn)實意義。根據(jù)中國學者對消費理論研究，農(nóng)村居民收入水平，教育和住房，社會保障和醫(yī)療等是影響中國農(nóng)村居民消費的主要因素，但是已有的研究成果對我國農(nóng)村居民消費階段性差異關注不夠。為此，本文在劃分我國農(nóng)村居民消費階段的基礎上，對其影響差異進行了系統(tǒng)分析。

1 農(nóng)村居民消費階段劃分

H-P濾波是目前在宏觀經(jīng)濟學中被廣泛使用，用于獲取時間序列長期趨勢成分方法，該方法在Hodrick and Prescott(1980)分析戰(zhàn)后美國經(jīng)濟周期的論文中首次使用。利用H-P濾波方法可以將時間序列中的長期增長趨勢和短期波動成份分離出來。本文正式采用這種方法獲取我國農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費支出的周期性變化。

通過H-P濾波方法，可以得到我國農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費支出的H-P濾波結果（如圖1），紅色曲線（trend）表示分解出來的長期趨勢序列，綠色曲線（cycle）表示分解出的循環(huán)變動序列。在圖1，可以看到分解出來的序列比原序列光滑，呈現(xiàn)出明顯的長期上漲趨勢，并且隨著時間的推移，分解后的序列曲線的斜率也在不斷的變大，說明隨著時間的推移，我國農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費支出的增長速度逐漸變大。循環(huán)要素序列實際上表示圍繞長期趨勢曲線上下波動的缺口序列，這一缺口序列正反映出我國農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費支出周期性變化。從1982～1996年呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢，而從1997開始又再次出現(xiàn)了下降的趨勢，之后又上升。因此，本文依據(jù)1982～2010年農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費支出的變化趨勢對我國農(nóng)村居民消費階段進行劃分。

圖1 農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費支出的H-P濾波結果

1.1 通過提高農(nóng)產(chǎn)品價格以及發(fā)展非農(nóng)產(chǎn)業(yè)提高農(nóng)村居民消費階段：1982～1996年

從1982年開始，政府通過提高農(nóng)副產(chǎn)品收購價格，減輕部分地區(qū)的農(nóng)村稅負擔，之后又通過取消農(nóng)產(chǎn)品統(tǒng)一派購制度，放開農(nóng)副產(chǎn)品價格，相應增加農(nóng)村居民的收入，進而促進農(nóng)村居民消費水平。由于農(nóng)村居民增收手段單一，盡管從1982～1992年農(nóng)村居民消費有所增長，但增速緩慢。從1992年，國家采取多元化的農(nóng)村居民增收措施，除提高糧食收購價格和經(jīng)濟作物的收購價格外，還大力發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè),鼓勵和引導農(nóng)村剩余勞動力逐步向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉移并在地區(qū)間有序流動，農(nóng)村居民收入的到快速增加，從而使農(nóng)村居民的消費進入了一個新的增長階段。

1.2 通過放開農(nóng)產(chǎn)品銷售價格以及減免政策和保障制度的建立進一步提升農(nóng)村居民消費階段：1997～2010年

1997～1999年由于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)虧損不斷擴大，虧損額增加，債務水平升高；農(nóng)產(chǎn)品的價格持續(xù)下跌，農(nóng)民收入增長幅度連續(xù)3年下降；受亞洲金融危機的影響，農(nóng)村勞動力輸出受阻等因素的影響，農(nóng)村居民收入下降，進而導致消費下降。2001年國家開放糧食銷售區(qū)的收購市場，開放城市勞動市場，提高農(nóng)民收入；從2004年，中央政府連續(xù)出臺的指導“三農(nóng)”工作的中央“一號文件”，有力地促進了農(nóng)民增產(chǎn)；以建設社會主義新農(nóng)村為契機，政府也先后出臺了取消農(nóng)業(yè)稅，免除農(nóng)村義務教育階段學生學雜費，建立新型合作醫(yī)療制度和醫(yī)療救助制度等一系列措施，農(nóng)民持續(xù)增收，消費持續(xù)增長，尤其是從2004年以后農(nóng)村居民消費得到快速增長。

2 不同階段農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費支出差異分析

2.1 變量選擇與數(shù)據(jù)來源

這一部分主要分析不同階段農(nóng)村居民家庭平均每人消費支出（C）的影響因素。根據(jù)絕對收入假說、相對收入假說、生命周期假說等國外的消費研究和李子奈等國內(nèi)的消費研究，我們可知當期的消費水平不僅僅與當期的收入有關，還有前期的收入、財富存量和前期的消費水平有關。此外還受到價格指數(shù)的影響，所以選取變量如下：

（1）農(nóng)村居民家庭平均每人純收入（Y）。凱恩斯（1936）提出本期消費支出是當期實際收入的穩(wěn)定函數(shù)，之后J·杜森貝利（1949）提出了當期的消費不僅與當期收入有關還與前期消費有關。趙航、趙可心、李子奈（2000）通過建立一個多元回歸模型，結論表明影響農(nóng)村居民消費的最主要因素是農(nóng)戶收入。

（2）農(nóng)村居民家庭平均每人財富存量（CF）。這里主要指的是農(nóng)村居民的儲蓄，等于農(nóng)村居民年末人民幣儲蓄余額/農(nóng)村人口數(shù)。F·莫迪利安尼和R·布倫貝格（1954）指出理性的消費者要根據(jù)一生的的收入來合理的安排自己的消費與儲蓄，因此農(nóng)村居民的財富存量與消費有一定的關系。

（3）農(nóng)村居民消費價格指數(shù)（DEX）。農(nóng)村居民消費價格指數(shù)反映一定時期內(nèi)農(nóng)村居民家庭所購買的生活消費品價格和服務項目價格變動趨勢和程度的相對數(shù)。該指數(shù)可以觀察農(nóng)村消費品的零售價格和服務項目價格變動對農(nóng)村居民生活消費支出的影響，直接反映農(nóng)村居民生活水平的實際變化情況。

分別用lnC、lnY、lnCF、lnDEX表示自然對數(shù)的農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費支出、農(nóng)村居民家庭平均每人純收入、農(nóng)村居民家庭平均每人財富存量和農(nóng)村居民消費價格指數(shù)。以上所選指標的數(shù)據(jù)來源：農(nóng)村居民年末人民幣儲蓄余額數(shù)據(jù)取自于2010年的《中國金融年鑒》；農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費支出、農(nóng)村居民家庭平均每人純收入、農(nóng)村居民消費價格指數(shù)、農(nóng)村居民人口數(shù)都取自于1985～2011年《中國統(tǒng)計年鑒》。

2.2 模型構建和含義

本文選用向量自回歸模型（VAR）分析農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費支出、農(nóng)村居民家庭平均每人純收入、農(nóng)村居民家庭平均每人財富存量之間的關系。向量自回歸（VAR）是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質建立的模型，VAR模型通過把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元的時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。其形式如下：

其中：yt是k維內(nèi)生變量向量，xt是d維外生變量向量，p是滯后階數(shù)，n是樣本個數(shù)。k×k維矩陣A1,…,AP和k×d維矩陣B是要被估計的系數(shù)矩陣，是k維擾動向量。

2.3 VAR模型的估計

本文選用的內(nèi)生變量分別為lnC、lnY和lnCF為VAR的內(nèi)生變量。根據(jù)AIC信息準則和SC信息準則取最小值并滿足數(shù)據(jù)的有效性的原則確定的模型的滯后階數(shù)為1，即VAR(1)。此分析中，將模型的滯后長度設為1，并引入lnDEX作為此VAR(1)的外生變量。利用EViews6.0軟件，分別得出兩階段的VAR（1）模型參數(shù)估計值、個方程檢驗、整體檢驗結果。通過輸出的結果可以看出，三個回歸函數(shù)的調整擬合優(yōu)度分別是：第一階段是0.9966、0.9967、0.9873；第二階段是0.9971、0.9991、0.9951，說明這三個回歸函數(shù)擬合效果好。將參數(shù)估計結果分別寫成矩陣形式，為：

其中（1）為第一階段的矩陣形式，（2）為第二階段的矩陣形式。

2.4 VAR模型的分析

2.4.1 VAR模型的滯后結構檢驗

對于滯后長度為p且有k個內(nèi)生變量的VAR模型，AR特征多項式有p×k個根。如果被估計的VAR模型所有根的倒數(shù)的模小于1，即在單位圓內(nèi)，則VAR模型是穩(wěn)定的，否則所得的VAR模型是無效的。利用EViews6.0軟件，得到表1的結論。

表1 AR特征多項式根

表1給出的是AR特征多項式的根的倒數(shù)（即Root），所估計出來的VAR模型有6個根，這些根的模都小于1，即沒有根位于單位圓外，說明所估計的VAR模型滿足穩(wěn)定性條件。

分別對兩個階段的lnC關于lnY和lnCF進行Granger因果關系檢驗。利用EViews6.0軟件，得到表2的結論。

表2 因果關系檢驗表

由表2可以看出，模型（1）在臨界值為10%的情況下，內(nèi)生變量lnC對應的方程中不能將變量lnY排除，即變量lnY是lnC的Granger原因；最后一行的數(shù)據(jù)結果表明，內(nèi)生變量lnC相對于lnY和lnCF滯后項顯著水平不明顯。模型（2）在臨界值為1%時，內(nèi)生變量lnC對應的方程中不能將變量lnCF排除，即變量lnCF是lnC的Granger原因，但是lnY不是lnC的Granger原因，最后一行的數(shù)據(jù)結果表明，內(nèi)生變量lnC相對于lnY和lnCF滯后項在臨界值為1%時是聯(lián)合顯著的。通過表2可知，第一階段中收入和財富存量與消費之間具有Granger因果關系，但是第二階段中只有財富存量和消費之間具有Granger因果關系。

2.4.2 協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗是用來檢驗變量之間的一種長期的均衡關系，從檢驗的對象上可以分為兩種：一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗——Johansen協(xié)整檢驗；另一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗——EG兩步法,本文采用的是Johansen協(xié)整檢驗。利用EViews6.0軟件，得出兩個階段中跡（Trace）統(tǒng)計量檢驗結果如表3所示。

表3 跡（Trace）統(tǒng)計量檢驗結果

由表3跡統(tǒng)計量檢驗結果可知，兩階段第一列的中的“None”表示檢驗原假設是“存在零個協(xié)整關系”，該假設下的跡統(tǒng)計量分別為95.26578，130.4713均大于1%的臨界值，拒絕原假設，表明兩個階段中l(wèi)nC、lnY、lnCF至少存在一個協(xié)整關系，即兩階段中三個變量間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，其兩階段的協(xié)整方程分別為方程（3）、（4）：

其中μ?t是誤差修正項。根據(jù)上面的長期均衡方程，可以看出：兩個階段中l(wèi)nY和lnCF對lnC都有一定的作用。第一階段，lnY增加1%，lnC增加0.96%；lnCF增加1%，lnC增加0.50%。第二階段，lnY增加1%，lnC增加2.97%；lnCF增加1%，lnC減少0.60%。因此，兩個階段中l(wèi)nC、lnY、lnCF三個變量間存在協(xié)整關系，但是協(xié)整方差有明顯的差異。

2.4.3 方差分解

方差分解用于研究VAR模型的動態(tài)特征，通過分析每個結構沖擊對內(nèi)生變量變化（通常用方差度量）的貢獻度（即相對方差貢獻率），評價不同結構沖擊的重要性。

利用EViews6.0軟件，可以分別得到兩個階段中變量lnC方差分解的結果，如表4、表5所示。

表4 第一階段變量lnC方差分解的結果

表5 第二階段變量lnC方差分解的結果

表4、5中都共有5列，第一列為預測期，第二列為S.E.預測標準誤，后三列分別表示各變量的擾動項對lnC變化的沖擊作用即貢獻度，每一時期三者之和為100。表4、5結果表明兩個階段lnC受自身擾動項的沖擊作用隨著時期的推移逐漸減弱，而lnY和lnCF的擾動項沖擊作用逐漸增強，并且兩個階段中各變量擾動項的沖擊作用在10期左右基本穩(wěn)定。第一階段，到第十期lnC受自身的擾動項的沖擊作用為72.81%，而lnY和lnCF的擾動項對lnC的預測方差的影響分別為11.38%和15.80%。第二階段，到十期lnC受自身的擾動項的沖擊作用為23.30%，而lnY和lnCF的擾動項對lnC的預測方差的影響分別為21.59%和55.10%。由上面的數(shù)據(jù)可知兩個階段的方差分解的結果有所差異。

3 結論與建議

3.1 結論

（1）農(nóng)村居民家庭平均每人消費與農(nóng)村居民家庭平均每人收入和農(nóng)村居民家庭平均每人財富存量之間Granger因果關系，且在兩個階段差異明顯。第一階段，農(nóng)村居民家庭平均每人收入是農(nóng)村居民家庭平均每人消費的Granger原因，而農(nóng)村居民家庭平均每人財富存量不是農(nóng)村居民家庭平均每人消費的Granger原因；第二階段，農(nóng)村居民家庭平均每人財富存是農(nóng)村居民家庭平均每人消費的Granger原因，而農(nóng)村居民家庭平均每人收入不是農(nóng)村居民家庭平均每人消費的Granger原因。產(chǎn)生這種差異的原因是，在第一階段農(nóng)村居民的消費水平，收入和財富存量都比較低，消費水平主要由農(nóng)村居民的收入水平?jīng)Q定；而近十年來隨著收入水平的增加，財富存量的增加農(nóng)村居民的消費水平發(fā)生了變化，再加教育費用支出的增加，醫(yī)療費用的增加等原因，財富存量對農(nóng)村居民消費的影響作用不斷加大。

（2）兩個階段中農(nóng)村居民家庭平均每人消費、農(nóng)村居民家庭平均每人收入和農(nóng)村居民家庭平均每人財富存量之間存在長期的穩(wěn)定的均衡關系，但是存在明顯的差異。第一階段，取對數(shù)后的農(nóng)村居民家庭平均每人收入增加1%，取對數(shù)后的農(nóng)村居民家庭平均每人消費增加0.96%；取對數(shù)后的農(nóng)村居民家庭平均每人財富存量增加1%，取對數(shù)后的農(nóng)村居民家庭平均每人消費增加增加0.50%。第二階段，取對數(shù)后的農(nóng)村居民家庭平均每人收入增加1%，取對數(shù)后的農(nóng)村居民家庭平均每人消費增加2.97%；取對數(shù)后的農(nóng)村居民家庭平均每人財富存量增加1%，取對數(shù)后的農(nóng)村居民家庭平均每人消費減少0.60%。

（3）兩個階段中農(nóng)村居民家庭平均每人收入和農(nóng)村居民家庭平均每人財富存量的擾動項對農(nóng)村居民家庭平均每人消費預測方差都具有一定的沖擊作用，但是不同階段的沖擊作用程度表現(xiàn)出明顯的差異。隨著沖擊作用的穩(wěn)定，第一階段農(nóng)村居民家庭平均每人消費自身擾動項的沖擊作用比較大，而農(nóng)村居民家庭平均每人收入和農(nóng)村居民家庭平均每人財富存量的擾動項對農(nóng)村居民家庭平均每人消費預測方差的擾動作用相對較小。與第一階段相比，第二階段中農(nóng)村居民家庭平均每人消費自身擾動項的沖擊作用減弱，農(nóng)村居民家庭平均每人收入的擾動項對農(nóng)村居民家庭平均每人消費預測方差的沖擊作用有所增加，但是農(nóng)村居民家庭平均每人財富存量的擾動項對農(nóng)村居民家庭平均每人消費預測方差的擾動作用很大，是影響農(nóng)村居民家庭平均每人消費的主要因素。

3.2 建議

（1）增加農(nóng)村居民收入水平，提高農(nóng)村居民的消費信心。我國農(nóng)村居民的收入主要包括工資性收入、家庭經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉移性收入。現(xiàn)階段我國農(nóng)村居民的收入結構不夠多元化，收入相對不穩(wěn)定，我國應該建立促進農(nóng)村居民收入穩(wěn)定增長的機制。首先，增加農(nóng)村居民的長期收入，加大對農(nóng)村經(jīng)濟建設的投入，提高農(nóng)村的抗災能力，降低自然風險對收入造成的波動；其次，增加農(nóng)村居民的短期收入，加大對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的補貼，擴大政策補貼的覆蓋范圍；再次，增加對農(nóng)村居民的教育和培訓，擴展農(nóng)村居民收入的來源，加大政府轉移支付的力度，堅持“多予、少取、放活”的方針，推進社會主義新農(nóng)村的建設；最后，改善農(nóng)村居民的消費環(huán)境，增加農(nóng)村居民的消費信心，提高農(nóng)村居民的消費能力和消費水平。

（2）完善農(nóng)村金融市場，健全社保體系，引導傳統(tǒng)消費觀念的轉變。我國農(nóng)村居民對儲蓄的過度依賴反映出我國農(nóng)村金融市場的發(fā)展滯后，現(xiàn)期及未來對教育、醫(yī)療、養(yǎng)老、住房等方面的支出和預期支出增加。為了擺脫這種現(xiàn)狀，首先，健全和發(fā)展農(nóng)村醫(yī)療保險、農(nóng)村養(yǎng)老保險等社會保障的體系，并擴大保障體系的覆蓋面積，使農(nóng)村居民無后顧之憂；其次，增加對農(nóng)村居民中的弱勢群體的幫助，提供必要的社會救濟和社會福利；再次，放寬農(nóng)村居民的信貸政策，解決農(nóng)村居民的資金困難，增加融資渠道；最后，積極引導農(nóng)村居民傳統(tǒng)消費觀念的轉變，培養(yǎng)農(nóng)村居民積極的、合理的消費習慣，推動農(nóng)村消費市場的發(fā)展，不斷增加農(nóng)村居民的消費水平，進而拉動經(jīng)濟的發(fā)展。

[1]張曉山，李周.中國農(nóng)村改革30年研究[M].北京：經(jīng)濟管理出版社，2008.

[2]尹志宏.消費經(jīng)濟學[M].北京：中國人民大學出版社，2004.

[3]杭斌.經(jīng)濟轉型期中國城鄉(xiāng)居民消費行為的實證研究[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2006.

[4]樊歡歡，張凌云.EViews統(tǒng)計分析與應用[M].北京：機械工業(yè)出版社，2010.

[5]高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模：EViews應用及實例[M].北京：清華大學出版社，2006.

[6]李連友，唐文進.幾種主要消費函數(shù)理論的比較分析[J].經(jīng)濟評論，2000（,4）.

[7]尹清非.近20年來消費函數(shù)理論的新發(fā)展[J].湘潭大學學報，2004,（28）.

[8]國家統(tǒng)計局農(nóng)村社會經(jīng)濟調查司.歷史的跨越:農(nóng)村改革開放30年[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2008.

[9]張曉峒.EViews使用指南與案例[M].北京：機械工業(yè)出版社，2007.

[10]Hubbard，Skinner,Zelds.Precautionary Saving and Social Insurance[J].Journal of Development Economics，1995,(66).

F063.2

A

1002-6487（2013）14-0088-04

楊立勛（1965-），男，甘肅武山人，教授，研究方向：政府統(tǒng)計及宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計分析。

邊 博（1986-），女，遼寧葫蘆島人，碩士研究生，研究方向：統(tǒng)計學。

（責任編輯/浩 天）