農村居民消費結構調整減貧效應的實證分析

崔晨

摘 要 立足當前社會上具有實際價值和重要的科學問題，以期通過本次研究，以相關計量分析理論為指導通過調整農村居民的消費結構進而改善農村居民貧困現狀提供指導作用，從理論上通過切實研究為改善農村貧困居民的現狀提供一條科學的方法途徑。

關鍵詞 農村居民；消費結構；減貧效應

中圖分類號：F323.8 文獻標志碼：B DOI：10.19415/j.cnki.1673-890x.2018.03.044

減少和消除貧困是當今社會發展的重大課題。改革開放以來，我國在減少農村貧困方面取得了舉世矚目的成就，農村貧困人口從1978年的2.5億下降至2015年的5 575萬，同期農村貧困發生率從30.7%降至5.7%。農村貧困減少的顯著成就，既得益于改革以來農村經濟的快速發展，也得益于國家強有力的扶貧政策的推進。值得關注的是，農村經濟結構調整作為社會經濟發展的重要體現，對農村貧困減少必然產生重大影響，特別是農村居民消費結構調整尤如一把雙刃劍，對農村貧困產生正反兩個方面的作用，加速或弱化農村減貧進程。它如同物理杠桿，將從正反兩個方面放大各項因素影響農村貧困的作用力[1]。

1 減貧效應概念

貧困的概念具有極度不確定性，多為動態演進的性質。美國經濟學家、諾貝爾經濟學獎獲得者保羅·薩繆爾森就曾分析過貧困這一概念：貧困是一個非常難以捉摸的概念，對于不同的社會人而言，貧困所意味的也是不同的事情。隨著人們對貧困的研究深入，一步步加深對貧困的認識，這一概念在不斷演進中，先后經歷了經濟學、社會學以及政治學概念的詮釋[2]。

在經濟學范疇中，對貧困的定義主要是生活中所存在具體，是存在于物質層面的物質生活貧困，如資產性質的貧困、收入性質的貧困，亦或消費性質的貧困。而從社會學的范疇，貧困主要是個人自身或者社會群體在所具備能力、所掌握知識技能以及對社會改變接受程度的希缺性。從政治學范疇，則具有其他層次的含義，貧困這一概念涉及階級理論的剝奪和公民權利的剝奪。從貧困概念的演進歷程中，貧困不僅僅作為一種社會上的經濟現象，也是一種伴隨著社會發展，和社會、政治、文化等不同層面都具有密切關聯的現象[3]。

在發展與減貧理論中，提出扶貧有利于窮人在物質屬性和自然屬性上的增長（pro-pool growth，簡稱PPG）。其實質就是一個國家貧困居民的實際生活收入增長幅度要大于在分配模式保持不變的前提條件下的貧困居民的實際生活收入增長幅度；在兼顧社會發展效率和社會公平的條件下，最大程度上減少貧困和促進經濟增長[4]。

2 農村居民消費結構調整及現狀

2.1 農村居民消費收入和支出現狀

根據上述理論基礎，為了解歷年來農村居民消費結構的概況，本文以農村居民家庭平均每人消費支出作為統計指標，以食品消費、衣著消費、居住消費、家庭設備及用品消費、交通通信消費、文教娛樂消費支出、醫療保健消費以及其他消費在內8大類消費結構為統計對象[5]，進一步通過《中國統計年鑒》以及國家統計局等平臺媒介，搜集1990—2012年共23年8大類農村居民家庭平均每人消費支出，整理1990—2012年，我國農村居民家庭人均食品、衣著等8大類消費總支出變化趨勢，如圖1所示。

結合圖1可以看出，1990—2012年，我國農村居民家庭人均食品、衣著等8大類消費支出均為逐年增長的趨勢，其中農村居民家庭人均食品消費支出增長趨勢最為明顯，也印證這“民以食為天”這句古話，其次為人均居住消費支出，人均其他消費支出增長趨勢較為平緩。

為進一步分析農村居民消費結構的變化情況，以期了解1990—2012年農村居民消費結構的變化概況，整理農村居民人均8大類消費支出比例統計數據，整理各類消費支出歷年變化趨勢如圖2所示。

結合圖2可以看出，1990—2012年我國農村家庭居民人均食品消費支出比例在輕微波動中逐年降低。其他各類消費支出比例曲線變化趨勢可以看出，除食品消費支出比例外，交通通信消費支出比例在逐年遞增，呈一定的上漲趨勢。從1990年統計農村居民人均交通通信消費支出比例為0.014 4；到2006年交通信消費支出比例正式突破0.1大關，統計為0.102 1；隨后繼續上漲，到2012年該比例達到0.110 5；此外，農村家庭居民人均醫療保健消費支出比例從整體趨勢來看，呈緩慢增長。

2.2 農村居民消費結構度

本文以上述統計食品消費等在內5大類消費為所有消費類型，即m=5；以統計數據1990—2012年平均每2年為所確定期限（如1990年消費結構變化度為期初1990到期末1991），即n=1；結合公式（1）整理1990—2012年各年農村居民消費結構變動度，農村居民消費結構變動度變化趨勢如圖3所示。

居民消費結構的測量指標計算公式如（1）所示。

式中：DCSC為消費結構指標；m為消費類別總數；N為統計變量個數；Pi1、Pi0分為統計年第i類消費前后比例的統計量。

結合圖3可以看出，1990—2012年，23年時期內的農村居民消費結構變動情況一直處于不停地波動起伏中，其中以1999年的統計1999—2000年的農村居民消費結構變動為最大的一次變動幅度，而1994年的統計1994—1995年的農村居民消費結構變動為最小的一次變動幅度。

3 農村居民消費結構調整減貧杠桿效應的實證分析

3.1 變量確定

根據上述理論基礎，結合我國現有規定，農村居民的消費支出可以劃分為食品消費等8項，各項支出之間的計算比重就是農村居民家庭消費結構。為深入分析農村居民家庭的消費結構和減貧效應的關系，本文選取農村居民貧困發生率HCR（HeadCountratio）作為農村居民減貧效應的代理變量；選取農村居民消費結構變動度（DCSC），農村居民的恩格爾系數（EC）作為農村居民消費結構的代理變量；農村居民家庭每人純收入以10為底的對數（L_RGDP）作為農村居民經濟發展的代理變量；另根據國家統計局發布官方數據，搜集1990—2012年歷年農村居民消費價格指數（CPI），農村居民消費水平以10為底的對數（L_CL），農村居民消費水平指數（CLI）作為農村居民消費的代理變量。endprint

上述所有變量數據的單位時間均為1年，且本文實證分析所用數據分別均源于國家統計局發布數據和國家官方發布刊物《中國統計年鑒》。后續模型檢驗和模型回歸的過程均借助于計量經濟學軟件Eviews 8完成本次研究。樣本數據見表1。

3.2 模型設定

本次關于農村居民家庭消費結構和減貧效應的研究選擇通過構建非結構性VAR模型考察上述各變量之間存在的關系，以及在給定相關單位變化的條件下，驗證各變量系統內的相互影響，即變量系統間的綜合動態反應。在確定相關代理變量的基礎上，本文選取農村居民貧困發生率HCR、農村居民消費結構變動度（DCSC）等7個代理變量為內生變量，根據一般定義將常數項作為外生變量。

模型的具體形式為：

式中：yt=（HCRt，DCSCt，ECt，L_RGDPt，CPIt，L_CLt，CLIt）T為內生變量向量；Aj為帶估計的參數矩陣；c為常數項；p為自回歸滯后的階數；ej為隨機的擾動項，在t相同是可以相關，但不能存在自相關，且不能與模型右側的變量存在相關。

3.3 實證分析

3.3.1 平穩性檢驗

本文在使用協整理論對所確定時間序列進行分析之前，第一步相對各內生變量時間序列進行單文根檢驗，驗證各內生變量時間序列是否平穩，進一步避免出現偽回歸。本文采用EViews中ADF（Augmented Dickey-Fuller）方法對內生變量HCR、DCSC、EC、L_RGDP、CPI、L_CL、CLI進行平穩性檢驗，所驗證時間序列中存在序列在驗證過程中p值小于所確定置信水平，非平穩；則進一步對該序列繼續求得一階二階差分，對差分結果繼續進行平穩性檢驗，直至本次研究所生成序列均平穩后再進行下一步數據之間關系的分析。整理Eviews8分析結果見表2。

本次顯著性水平均選取0.05，臨界值為0.05顯著性水平下的臨界值。

結合表2中各內生變量序列ADF的檢驗結果可知，原始序列中：DCSC、L_RGDP、CPI和CLI各內生變量序列，其ADF檢驗值均小于5%顯著性水平下的臨界值；而EC經過一階差分變換后，其ADF檢驗值均小于5%顯著性水平下的臨界值；HCR和L_CL內生變量序列經過二階差分變換后，二者的ADF檢驗值均小于5%顯著性水平下的臨界值；因此拒絕單位根的原假設。

3.3.2 最優滯后階數確定

在上述分析的基礎上，繼續借助Eviews8分析工具，整理相關輸出結果見表3。

本次研究中0-1階VAR模型的LR統計量，最終預測所得誤差FPE以及三種信息準則，即AIC信息準則、SC施瓦茲準則和HQ信息準則的驗證結果。根據表中數據可知：以“*”對依據相應準則所選出最佳準則的最優滯后階數進行標記。表3中輸出結果顯示，LR統計量，最終預測所得誤差FPE以及AIC信息準則，SC施瓦茲準則和HQ信息準則均在一階時標注“*”。因此，本次研究確定VAR模型的最佳滯后階數為1階。

3.3.3 Granger因果檢驗

本文在上述確定VAR模型最佳滯后階數為2的基礎上，對VAR模型最佳滯后階數為2情況下的因果關系進行Granger因果關系檢驗。以變量位HCR為例，整理內生變量的Granger因果關系檢驗見表4。

由表4輸出結果可知，內生變量DCSC在0.05的顯著性水平上能引起變量HCR的變化，內生變量DCSC到變量HCR存在單向的格蘭杰因果關系，即拒絕原假設；內生變量EC在0.05的顯著性水平上能引起變量HCR的變化，內生變量EC到變量HCR存在單向的格蘭杰因果關系，即拒絕原假設；內生變量L_RGDP在0.05的顯著性水平上能引起變量HCR的變化，內生變量RGDP到變量HCR存在單向的格蘭杰因果關系，即拒絕原假設；內生變量CPI在0.05的顯著性水平上能引起變量HCR的變化，內生變量CPI到變量HCR存在單向的格蘭杰因果關系，即拒絕原假設；內生變量L_CL在0.05的顯著性水平上能引起變量HCR的變化，內生變量L_CL到變量HCR存在單向的格蘭杰因果關系，即拒絕原假設；內生變量CLI在0.05的顯著性水平上能引起變量HCR的變化，內生變量CLI到變量HCR存在單向的格蘭杰因果關系，即拒絕原假設。

4 結語

農村居民消費結構變動度（DCSC）、農村居民的恩格爾系數（EC）、農村居民經濟發展的代理變量、農村居民消費價格指數（CPI）、農村居民消費水平等因素均能對農村居民貧困發生造成影響。隨著經濟發展，農村居民生活水平的提高，農村局面的消費結構也在隨時間逐步發生著改變。農村居民消費結構的改變對經濟發展方式有著一定的作用和影響；而反過來經濟發展方式對農村居民消費結構的改變對也存在著一定的作用和影響。

參考文獻：

[1] 萬廣華.流動性約束、不確定性與中國居民消費[J].經濟研究，2001（11）：124-131.

[2] 方松海，王為農，黃漢權.增加農民收入與擴大農村消費研究[J].管理世界，2011（5）：1183-1193.

[3] 范劍平，劉國燕.我國農村消費結構和需求熱點變動趨勢研究[J].農業經濟問題，2001（1）：58-60.

[4] 李立清，李燕凌.農村居民消費結構的多層次性灰度關聯分析[J].農業技術經濟，2003（6）：101-105.

[5] 趙志堅，胡小娟.我國城鄉居民消費結構比較分析[J].消費經濟，2007（10）：75-78.

（責任編輯：劉昀）endprint