農(nóng)村居民消費(fèi)影響因素分析

鄭州信息工程職業(yè)學(xué)院 馮 瓊 方錚煬

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農(nóng)村居民消費(fèi)影響因素分析

鄭州信息工程職業(yè)學(xué)院 馮 瓊 方錚煬

本文構(gòu)造一個(gè)多元回歸模型，從收入構(gòu)成的角度分析影響農(nóng)村居民消費(fèi)的因素，以此為分析如何刺激農(nóng)村居民消費(fèi)提供依據(jù)。

多元回歸模型 農(nóng)村居民家庭人均收入 農(nóng)村居民消費(fèi)

我國擴(kuò)大內(nèi)需方面最大的潛力在農(nóng)村，農(nóng)村消費(fèi)市場存在較大的提升空間。農(nóng)村居民家庭人均收入由工資性收入、家庭經(jīng)營純收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入構(gòu)成。相關(guān)部門研究收入構(gòu)成的四部分對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，可以針對不同居民不同的收入比例判斷其消費(fèi)水平，有助于企業(yè)有針對性地生產(chǎn)和銷售產(chǎn)品。

一、模型假設(shè)

本文首先考慮用多元線性回歸模型。數(shù)據(jù)為2007年我國各地區(qū)農(nóng)村居民收入和消費(fèi)情況，來源于2008年中國統(tǒng)計(jì)年鑒。各地區(qū)農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)為因變量y，工資性收入為自變量x1，家庭經(jīng)營純收入為自變量x2，財(cái)產(chǎn)性收入為自變量x3，轉(zhuǎn)移性收入為自變量x4，構(gòu)造模型為：y=β0+β1x1+β2x2+ β3x3+β4x4。數(shù)據(jù)輸入spss進(jìn)行相關(guān)分析，得出下面結(jié)果：

（1）復(fù)相關(guān)系數(shù)R為0.976，表明所有變量從總體上與因變量之間高度相關(guān)；復(fù)可決系數(shù)R2為0.952，修正的復(fù)可決系數(shù)為0.945，說明自變量對y的解釋能力很強(qiáng)，樣本回歸方程擬合得很好；Durbin—Watson統(tǒng)計(jì)量的值DW=1.689，若顯著性水平為5%，根據(jù)樣本容量31，自變量個(gè)數(shù)k=4，查表可得dL=1.16、dU=1.74，DW介于兩個(gè)值之間，說明隨機(jī)誤差項(xiàng)之間的線性相關(guān)性不確定，有待深入考察；

（2）顯著性概率P=0.000＜0.05，所以顯著性水平為0.05的情況下，回歸方程通過F檢驗(yàn)，說明線性回歸效果顯著；

（3）變量x3沒有通過檢驗(yàn)，需要剔除變量。

剔除變量x3后重新將數(shù)據(jù)輸入spss進(jìn)行相關(guān)分析，得出下面的結(jié)論：

（1）復(fù)相關(guān)系數(shù)R=0.976，說明樣本回歸方程對樣本擬合得很好；Durbin—Watson統(tǒng)計(jì)量的值DW=1.632，若顯著性水平為5%，根據(jù)樣本容量31，自變量個(gè)數(shù)k=3，查表可得dL=1.23、dU=1.65，DW介于兩個(gè)值之間，說明隨即誤差項(xiàng)之間的相關(guān)性不確定，有待進(jìn)一步考察；

（2）顯著性概率P=0.000＜0.05，所以顯著性水平為0.05的情況下，回歸方程通過F檢驗(yàn)，說明線性回歸效果顯著；

（3）自變量x1、x2、x4均通過t檢驗(yàn)；三個(gè)自變量的方差膨脹因子VIF均＜10，回歸系數(shù)都有合理的經(jīng)濟(jì)解釋，說明回歸模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

模型通過了R檢驗(yàn)、F檢驗(yàn)和t檢驗(yàn)，但是由于DW檢驗(yàn)的不確定性，我們無法確定誤差項(xiàng)之間是否存在自相關(guān)性，考慮修改模型。

二、模型修改

產(chǎn)生自相關(guān)性的原因通常有以下幾個(gè)方面：①遺漏關(guān)鍵變量；②經(jīng)濟(jì)變量的滯后性；③如前期消費(fèi)額對后期消費(fèi)額一般會(huì)有明顯影響；④采用錯(cuò)誤的回歸函數(shù)形式；⑤蛛網(wǎng)現(xiàn)象，許多農(nóng)產(chǎn)品的供給反映出蛛網(wǎng)現(xiàn)象，即供給量受前一期價(jià)格的影響；⑥對數(shù)據(jù)的加工整理。

本例中沒有加工數(shù)據(jù)，也沒有遺漏變量，這個(gè)模型所研究的問題中不存在蛛網(wǎng)現(xiàn)象。同時(shí)，由于數(shù)據(jù)采用的是截面數(shù)據(jù)，不存在時(shí)間序列相關(guān)問題，由此判斷是模型采用的回歸函數(shù)形式出現(xiàn)問題。經(jīng)濟(jì)學(xué)中的很多問題不是成簡單的線性關(guān)系，考慮把模型換為指數(shù)形式。

第一步，在spss中將數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)處理后進(jìn)行分析；第二步，模型需要剔除變量xx3，剔除變量后再次進(jìn)行分析，得出下面的結(jié)果：

（1）Durbin—Watson統(tǒng)計(jì)量的值DW=2.161，若顯著性水平為5%，根據(jù)樣本容量31，自變量個(gè)數(shù)k=3，查表可得dL=1.23、dU=1.65，可知通過了檢驗(yàn)，認(rèn)為隨即誤差項(xiàng)之間是相互獨(dú)立的；

（2）回歸方程通過了F檢驗(yàn)，說明線性回歸效果顯著；

（3）自變量均通過了t檢驗(yàn)，三個(gè)自變量的方差膨脹因子VIF均＜10，回歸系數(shù)都有合理的經(jīng)濟(jì)解釋，說明回歸模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

至此，回歸模型通過了各種檢驗(yàn)，則最終得出的回歸方程為：

lny=2.831+0.299lnx1+0.220lnx2+0.254lnx4

三、模型分析

從回歸方程中可以看出，農(nóng)村居民收入中的財(cái)產(chǎn)性收入與農(nóng)民消費(fèi)之間沒有顯著的相關(guān)關(guān)系，而工資性收入、家庭經(jīng)營純收入、轉(zhuǎn)移性收入均對消費(fèi)有顯著影響，其中工資性收入對消費(fèi)的影響最為顯著，轉(zhuǎn)移性收入的影響也較為顯著。結(jié)合農(nóng)村居民收入現(xiàn)狀，可以得出如下分析結(jié)果。

1.從財(cái)產(chǎn)收入的定義可以看出，我國目前的農(nóng)村居民通過資本、技術(shù)和管理等要素，與社會(huì)生產(chǎn)和生活活動(dòng)所產(chǎn)生的收入較少，這是由于我國農(nóng)村居民的知識(shí)水平較低，較難通過技術(shù)和管理等要素產(chǎn)生收入。同時(shí)，農(nóng)村居民所擁有的動(dòng)產(chǎn)和不動(dòng)產(chǎn)數(shù)目與城鎮(zhèn)居民相比較少。

2.家庭經(jīng)營純收入在農(nóng)村居民收入中占有重要比重。很多家庭以傳統(tǒng)的種植農(nóng)作物為主要經(jīng)濟(jì)來源。但是，家庭經(jīng)營收入對農(nóng)村居民消費(fèi)不是最顯著的影響。

3.工資性收入對農(nóng)村居民而言，很大程度上指外出打工收入。從模型中看出，工資性收入對消費(fèi)的影響最為顯著。

4.轉(zhuǎn)移性收入對農(nóng)村居民消費(fèi)有較為顯著的影響，這反映出我國近年來對農(nóng)民實(shí)施的各項(xiàng)優(yōu)惠政策及對農(nóng)民進(jìn)行的補(bǔ)貼刺激著農(nóng)民消費(fèi)。

由于收入的增加、收入構(gòu)成的多元化，農(nóng)村居民收入差距拉開，不同收入群體的消費(fèi)水平層次分明，不同消費(fèi)群體的消費(fèi)熱點(diǎn)各有特點(diǎn)。這說明相關(guān)部門在今后開拓農(nóng)村市場、刺激農(nóng)村消費(fèi)需求方面的啟動(dòng)措施應(yīng)有區(qū)別。

ISSN2095-6711/Z01-2016-09-0211

馮瓊，女，高校講師，鄭州信息工程職業(yè)學(xué)院雙師型教師；方錚煬，女，鄭州信息工程職業(yè)學(xué)院雙師型教師