農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)對(duì)其生活水平影響的實(shí)證研究

樊曉迪，何蒲明

( 長江大學(xué)江漢平原農(nóng)村經(jīng)濟(jì)研究所，湖北荊州434023;長江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北荊州434023

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農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)對(duì)其生活水平影響的實(shí)證研究

樊曉迪，何蒲明

( 長江大學(xué)江漢平原農(nóng)村經(jīng)濟(jì)研究所，湖北荊州434023;長江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北荊州434023

分析了我國農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)與農(nóng)民生活水平的發(fā)展變化，并根據(jù)1993～2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)，應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，對(duì)我國農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)與恩格爾系數(shù)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明，工資性收入的增加對(duì)降低農(nóng)村恩格爾系數(shù)有顯著影響。因此，應(yīng)在保證農(nóng)民家庭經(jīng)營收入的基礎(chǔ)上增加農(nóng)民工資性收入。

農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)；恩格爾系數(shù)；實(shí)證研究

2014年，中國GDP增長7.4%。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)，2014年最終消費(fèi)支出對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率為50.2%，拉動(dòng)GDP增長3.7個(gè)百分點(diǎn)。從最終消費(fèi)支出看，2014年我國居民消費(fèi)占比73.6%，比1978年的78.6%下降5個(gè)百分點(diǎn)。從消費(fèi)地域上看，我國農(nóng)村居民消費(fèi)占居民消費(fèi)的比例從1978年的62.1%下降至2013年的21.4%。與之相反，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)占比不斷上升。但無論是從人口規(guī)模還是從收入潛力來看，具有龐大人口數(shù)量的農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)將成為未來世界最大的消費(fèi)群體[1]。目前，造成農(nóng)村居民消費(fèi)不足的最主要因素是收入問題。由于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后、農(nóng)民收入水平不高、收入結(jié)構(gòu)不完善，不僅制約了農(nóng)民消費(fèi)需求和農(nóng)民生活水平的提高，也使得農(nóng)業(yè)成為四化同步的“短板”，制約了全面小康社會(huì)建設(shè)。因此，新時(shí)期增加農(nóng)民收入、提高農(nóng)民整體生活水平不僅是擴(kuò)大內(nèi)需、發(fā)展經(jīng)濟(jì)的迫切需要，也是實(shí)現(xiàn)全面小康社會(huì)目標(biāo)的關(guān)鍵所在。

對(duì)于居民收入與消費(fèi)的問題，國內(nèi)外學(xué)者做了大量理論和實(shí)證研究，得出了很多有益的研究成果。國外學(xué)者在研究消費(fèi)與收入關(guān)系時(shí)，側(cè)重于理論研究。西方消費(fèi)理論起源于凱恩斯1936年在其巨作《就業(yè)、利息和貨幣通論》中提出的絕對(duì)收入假說，從此消費(fèi)和收入的關(guān)系成了經(jīng)濟(jì)學(xué)家們關(guān)心和研究的熱點(diǎn)問題，相關(guān)的理論體系也在不斷地發(fā)展和完善。從發(fā)展歷程來看，主要經(jīng)歷了3個(gè)發(fā)展階段。第一階段僅僅考慮了現(xiàn)期收入：絕對(duì)收入假說認(rèn)為消費(fèi)者根據(jù)現(xiàn)期收入水平進(jìn)行消費(fèi)，消費(fèi)只是隨著可支配收入的增加而增加[2]；相對(duì)收入假說認(rèn)為消費(fèi)是一種社會(huì)行為，不僅受當(dāng)前可支配收入的影響，還受過去的消費(fèi)習(xí)慣和周圍群體消費(fèi)水平的影響,即“棘輪效應(yīng)”和“示范效應(yīng)”[3]。第二階段考慮了預(yù)期收入：生命周期理論認(rèn)為消費(fèi)不是取決于現(xiàn)期收入，而是取決于其一生的總收入[4]；持久收入假說認(rèn)為消費(fèi)者會(huì)根據(jù)其一生的總收入來決定一生的總消費(fèi)以達(dá)到效用的最大化，并指出持久性收入對(duì)消費(fèi)有著長期的、確定性的影響[5]。第三階段將不確定性引入消費(fèi)函數(shù)：預(yù)防性儲(chǔ)蓄假說認(rèn)為由于未來收入的不確定性，消費(fèi)者會(huì)減少當(dāng)期消費(fèi)而增加儲(chǔ)蓄[6]；隨機(jī)游走假說認(rèn)為消費(fèi)者的消費(fèi)行為服從隨機(jī)游走，因而無法預(yù)測(cè)其消費(fèi)水平[7]；流動(dòng)性約束假說認(rèn)為受到流動(dòng)性約束的影響，消費(fèi)者的消費(fèi)水平比預(yù)期的少[8]。國內(nèi)學(xué)者結(jié)合中國農(nóng)村的實(shí)際情況，運(yùn)用西方消費(fèi)函數(shù)，從多個(gè)角度對(duì)我國農(nóng)村居民的收入、消費(fèi)及生活水平問題進(jìn)行了深入研究，得到了很多有價(jià)值的研究成果。分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民人均消費(fèi)總支出在不斷增加，消費(fèi)結(jié)構(gòu)也在不斷優(yōu)化，表現(xiàn)為食品、衣著等低層次的需求慢慢降低，而醫(yī)療、通訊、交通等高層次的需求逐漸上升，表明農(nóng)民生活水平總體上得到了一定程度的改善[9]。但與城市居民相比，還存在著很大的差距。究其原因，部分學(xué)者提出農(nóng)民收入水平偏低、收入增長緩慢是導(dǎo)致農(nóng)村消費(fèi)需求不足、制約農(nóng)民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化進(jìn)而導(dǎo)致農(nóng)民生活水平偏低最重要的因素[10，11]。另外，心理學(xué)的“心理賬戶”理論提出：人們會(huì)根據(jù)財(cái)富來源的不同將收入與支出劃分為不同性質(zhì)的、收入與支出相互對(duì)應(yīng)的多個(gè)心理賬戶，每個(gè)分賬戶都有單獨(dú)的預(yù)算和支配計(jì)劃，金錢并不能容易地從一個(gè)賬戶轉(zhuǎn)移到另一個(gè)賬戶[12]；收入來源不同，其消費(fèi)結(jié)構(gòu)和資金支配方向也不同[13]。在收入既定的情況下，收入性質(zhì)的差異會(huì)使農(nóng)民消費(fèi)表現(xiàn)出顯著不同的消費(fèi)行為特征[14]。因此，也有部分學(xué)者從收入結(jié)構(gòu)視角進(jìn)行研究。分析指出，農(nóng)村居民家庭經(jīng)營收入、財(cái)產(chǎn)性收入對(duì)食品等基本消費(fèi)支出影響顯著，工資性收入與財(cái)產(chǎn)性收入影響較弱[15]。相反，溫濤等[16]基于2004～2010年省際面板數(shù)據(jù)研究提出，四類收入對(duì)食品支出的都具有顯著的正影響，其中轉(zhuǎn)移性收入影響最小。從上述文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，收入是影響農(nóng)民消費(fèi)水平和生活水平的最重要因素，學(xué)者們主要是以人均消費(fèi)支出為研究對(duì)象，分析了收入和收入結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)水平的影響，或者以人均消費(fèi)結(jié)構(gòu)為研究對(duì)象，間接分析了收入結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)民生活水平的影響。有關(guān)收入結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)民生活水平(即食品支出占總支出比重)的直接影響，目前尚未出現(xiàn)相關(guān)研究文獻(xiàn)。鑒于此，筆者以農(nóng)村恩格爾系數(shù)為研究對(duì)象，利用我國1993～2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過實(shí)證分析來考察各類收入對(duì)農(nóng)民食品支出水平的影響，為提高農(nóng)民整體生活水平提供理論依據(jù)。

1　變量選取與數(shù)據(jù)來源

根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》的統(tǒng)計(jì)分類標(biāo)準(zhǔn)，認(rèn)為我國農(nóng)村居民收入來源分別是家庭經(jīng)營收入、工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。由于財(cái)產(chǎn)性收入與轉(zhuǎn)移性收入在農(nóng)民總收入中所占比例較小，在進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)，將財(cái)產(chǎn)性收入與轉(zhuǎn)移性收入合為一個(gè)變量，稱為其他收入。同時(shí)，農(nóng)民的生活水平用恩格爾系數(shù)來衡量。所以主要涉及4個(gè)指標(biāo)，即恩格爾系數(shù)Y、人均家庭經(jīng)營收入X1、人均工資性收入X2和人均其他收入X3。以X1、X2、X3為解釋變量，Y為被解釋變量。選取1993～2013年的數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。考慮到方程可能存在異方差，筆者采用對(duì)解釋變量取對(duì)數(shù)的方式，即lnX1、lnX2、lnX3，以此來消除異方差，由此更好地說明變量之間的關(guān)系。本研究所采用數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒(2014)》。

2　農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)與生活水平的變化趨勢(shì)分析

2.1農(nóng)民收入與生活水平的相關(guān)性分析

恩格爾系數(shù)指食品支出占個(gè)人消費(fèi)總支出的比重，是根據(jù)恩格爾定律得出的比例數(shù)，也是衡量居民生活水平高低的一項(xiàng)重要指標(biāo)。恩格爾系數(shù)越大，一個(gè)家庭或國家的民眾生活越貧窮，反之則生活越富裕。根據(jù)聯(lián)合國糧農(nóng)組織的標(biāo)準(zhǔn)，恩格爾系數(shù)低于30%為最富裕，30%～40%為富裕，40%～50%為小康，50%～59%為溫飽，高于59%則為貧窮。

隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，我國農(nóng)村居民人均純收入從1993年的921.60元增長至2013年的8895.90 元,增長8.65倍。1993～2013年，我國農(nóng)村恩格爾系數(shù)總的變化趨勢(shì)是逐年下降(從1993年的58.1%下降至2013年的37.7%)，表明農(nóng)村居民的生活從溫飽水平逐步提高到富裕水平(圖1)。這充分應(yīng)證了恩格爾定律：隨著家庭和個(gè)人收入的增加，收入中用于食品方面的支出比例將逐漸減小，恩格爾系數(shù)下降。

圖1　我國農(nóng)村居民人均純收入與恩格爾系數(shù)變化圖

2.2農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)趨勢(shì)分析

近年來，隨著農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的不斷推進(jìn)，農(nóng)民人均純收入不斷增加，收入結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化。1993～2013年，人均家庭經(jīng)營收入、工資性收入、其他收入分別增長5.6倍、19.7倍、21.2倍。

從結(jié)構(gòu)上看，人均家庭經(jīng)營收入占比從1993的74%下降至2013年的43%，相反人均工資性收入占比從21%上漲至45%，上漲24個(gè)百分點(diǎn)，人均其他收入占比也由5%增長至12%。2013年工資性收入首次超過家庭經(jīng)營收入，成為農(nóng)民增收的新“引擎”(圖2)。這主要是因?yàn)槌擎?zhèn)化的發(fā)展和農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)的開放為農(nóng)民獲得工資性收入提供了便利。另外，國家加大對(duì)農(nóng)業(yè)支持力度，采取種糧補(bǔ)貼、良種補(bǔ)貼等優(yōu)惠政策以及開展農(nóng)村土地確權(quán)登記工作等，這在客觀上幫助農(nóng)民增加了其他收入。

圖2　1993～2013年農(nóng)民各收入占總收入比例變化趨勢(shì)

2.3農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)與生活水平的變化趨勢(shì)分析

為了反映解釋變量與被解釋變量變化的大致趨勢(shì)，利用Eviews 6.0繪制各收入變量X與恩格爾系數(shù)Y的散點(diǎn)圖(圖3)。從圖3可以看出，Y與lnX1、lnX2、lnX3存在線性關(guān)系。

圖3　我國農(nóng)村恩格爾系數(shù)與各類收入取對(duì)數(shù)后的散點(diǎn)圖

2.4變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)——ADF檢驗(yàn)

由于模型所使用的數(shù)據(jù)都是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為了避免非平穩(wěn)時(shí)間序列造成的“偽回歸”現(xiàn)象，需要對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。采用統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中普遍應(yīng)用的單位根(ADF)檢驗(yàn)法并通過Eviews 6.0軟件實(shí)現(xiàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

從表1可以看出，序列Y、lnX3的ADF檢驗(yàn)值小于顯著水平為1%的臨界值，拒絕原假設(shè)，表明不存在單位根，此時(shí)序列Y、lnX3是平穩(wěn)的。序列l(wèi)nX1、lnX2的ADF檢驗(yàn)值小于顯著性水平為10%的臨界值，說明至少能在90%的置信水平下拒絕原假設(shè)，此時(shí)lnX1、lnX2序列是平穩(wěn)的。總之，所有的變量都是水平序列平穩(wěn)，不存在單位根。

表1　變量ADF檢驗(yàn)結(jié)果

2.5協(xié)整性檢驗(yàn)——Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

Y、lnX1、lnX2和、lnX3是同階單整，符合協(xié)整性檢驗(yàn)的條件。由于選擇了4個(gè)變量，所以采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，以此來判斷變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2　Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表2可以看出，在至多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的假設(shè)條件下，跡統(tǒng)計(jì)量35.111大于5%的臨界值29.797，即在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說明至少存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系；在至多存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系的假設(shè)條件下，由于11.799<15.495(即接受原假設(shè))，說明至多存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系。綜合判斷，恩格爾系數(shù)與家庭經(jīng)營收入、工資性收入、其他收入之間存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系。

2.6模型分析2.6.1模型的建立

表3　 恩格爾系數(shù)對(duì)3大收入的線性估計(jì)結(jié)果

注：R2統(tǒng)計(jì)量=0.9952，調(diào)整R2統(tǒng)計(jì)量=0.9944；F統(tǒng)計(jì)量=1179.75；F統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值=0.0000

根據(jù)凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)Ct=a+bYt，設(shè)定模型方程形式如下：

Y=β0+β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+μ

式中，β0為常數(shù)項(xiàng)；βi(i=1，2，3)為待估參數(shù)；μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

利用普通最小二乘法進(jìn)行多元線性回歸，結(jié)果如表3所示。

由上述估計(jì)結(jié)果得到線性模型如下：

Y=0.3027+0.1941lnX1-0.2069lnX2+0.0276lnX3

t=(4.3341) (11.9642) (-23.0839) (3.9033)

2.6.2實(shí)證結(jié)果分析

從表3的回歸結(jié)果可以看出，各變量的t統(tǒng)計(jì)值的絕對(duì)值都大于顯著性水平為10%時(shí)的臨界值1.74，說明模型所選擇的解釋變量都很顯著，調(diào)整后的R2為0.9944(接近1)，模型擬合度較好。F統(tǒng)計(jì)量為1179.75，對(duì)應(yīng)的P值為0.0000，從整體上看被解釋變量與解釋變量的線性關(guān)系很顯著。

從回歸模型可以看出，農(nóng)村恩格爾系數(shù)與人均家庭經(jīng)營收入、人均其他收入正相關(guān)，與人均工資性收入負(fù)相關(guān)。在其他條件不變的情況下，家庭經(jīng)營收入每增加1%，農(nóng)村恩格爾系數(shù)就會(huì)上升19.41%。這是由于家庭經(jīng)營收入一直是農(nóng)民最主要的收入來源。由于家庭經(jīng)營收入增加，農(nóng)民在食品方面的支出就會(huì)增加。而其他收入在農(nóng)民總收入中所占的比例較小，所以對(duì)農(nóng)村居民食品消費(fèi)支出影響也較小。具體而言，人均其他收入每增加1%，農(nóng)村恩格爾系數(shù)就會(huì)上升2.76%。相反，人均工資性收入增加1%，恩格爾系數(shù)會(huì)減少20.69%，說明農(nóng)民在基本生活得到滿足之后，將更多的支出用到教育、住房、家庭設(shè)備用品及服務(wù)支出等方面，這表明工資性收入更能改善農(nóng)民的生活水平。

3　 結(jié)語

上述分析表明，農(nóng)民人均純收入不斷增加，收入來源日趨多樣化，生活水平不斷提高。但高比重的家庭經(jīng)營收入仍然制約著農(nóng)民生活質(zhì)量的改善。降低農(nóng)村恩格爾系數(shù)，提高農(nóng)民的生活水平，最重要的是在保證一定比例的家庭經(jīng)營收入基礎(chǔ)上(保證農(nóng)民基本生活消費(fèi)得到滿足)，促進(jìn)農(nóng)民工資性收入的不斷增長。要提高農(nóng)民工資性收入，一方面取決于農(nóng)民自身是否有能力從事各種非農(nóng)業(yè)活動(dòng)，另一方面取決于第二、三產(chǎn)業(yè)和各服務(wù)組織的發(fā)展是否能為農(nóng)村剩余勞動(dòng)力提供充足的就業(yè)崗位。因此，應(yīng)從以下幾方面入手提高農(nóng)民工資性收入：①重視農(nóng)村教育，加強(qiáng)農(nóng)民職業(yè)技能培訓(xùn)。農(nóng)民綜合素質(zhì)的高低，是影響農(nóng)民從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)比率的關(guān)鍵，對(duì)其收入產(chǎn)生直接影響。因此，政府應(yīng)在提高農(nóng)村義務(wù)教育質(zhì)量的同時(shí)，結(jié)合農(nóng)民的實(shí)際情況和市場(chǎng)需求，加大對(duì)農(nóng)民的職業(yè)技能培訓(xùn)力度。通過開展各種形式的專家講座、手把手的職業(yè)技能教學(xué)，建立一套適合各地實(shí)際情況的農(nóng)民終身培訓(xùn)體系，全面提高農(nóng)民素質(zhì)及職業(yè)技能。②積極推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化，拓寬農(nóng)民就業(yè)渠道。新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展一方面促進(jìn)了農(nóng)村勞動(dòng)力的大規(guī)模轉(zhuǎn)移就業(yè)，為農(nóng)村剩余勞動(dòng)力創(chuàng)造了更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，對(duì)增加農(nóng)民工資性收入具有積極意義，另一方面也促進(jìn)了農(nóng)業(yè)經(jīng)營模式由單一的小農(nóng)生產(chǎn)向規(guī)模化、專業(yè)化的經(jīng)營轉(zhuǎn)變，“公司+農(nóng)戶”等產(chǎn)業(yè)化發(fā)展模式能有效地分擔(dān)農(nóng)戶經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，增加農(nóng)民的非農(nóng)收入。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的出現(xiàn)，更使得農(nóng)民“非農(nóng)收入倍增”成為可能。③拓寬就業(yè)信息渠道。當(dāng)前，農(nóng)民外出務(wù)工獲得工作的途徑主要是依靠親戚朋友的介紹，就業(yè)信息來源的渠道比較單一。因此，各政府部門應(yīng)充分利用所掌握的資源，做好信息的收集、整理和傳遞工作，根據(jù)農(nóng)民的實(shí)際情況，利用農(nóng)民易于接受的傳播媒介及時(shí)有效地告知。④培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，穩(wěn)定農(nóng)民家庭經(jīng)營收入。從分析結(jié)果看，農(nóng)民家庭經(jīng)營收入的增加會(huì)提高農(nóng)村恩格爾系數(shù)，不利于農(nóng)民整體生活水平的提高。但是，對(duì)于我國大部分農(nóng)村居民來說，家庭經(jīng)營收入在農(nóng)民總收入中占有重要地位，對(duì)于保障農(nóng)民基本生活消費(fèi)起著重要的作用。因此，在現(xiàn)階段應(yīng)加快培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，增強(qiáng)農(nóng)民面對(duì)市場(chǎng)和自然風(fēng)險(xiǎn)的能力，保持農(nóng)民家庭經(jīng)營收入的相對(duì)穩(wěn)定，最終使農(nóng)民的生活得到有效保障。

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2016-03-10

樊曉迪(1992-)，女，碩士生，研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策。通信作者：何蒲明，hepuming0806@163.com。

F323.8

A

1673-1409(2016)21-0064-05

[引著格式]樊曉迪，何蒲明.農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)對(duì)其生活水平影響的實(shí)證研究[J].長江大學(xué)學(xué)報(bào)(自科版) ，2016，13(21)：64～68.