我國農(nóng)村居民消費(fèi)需求影響因素分析

袁田

摘 要：一直以來農(nóng)村居民消費(fèi)需求問題關(guān)乎國計民生，本文利用eviews9.0，選取山東省1984年至2015年的數(shù)據(jù)，對影響農(nóng)村居民消費(fèi)的因素做出實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民收入水平對其消費(fèi)需求的影響最大；價格水平提高時，消費(fèi)下降；財政支農(nóng)支出刺激農(nóng)村居民消費(fèi)；農(nóng)村居民不同收入來源對消費(fèi)需求的影響效果不同，家庭經(jīng)營純收入產(chǎn)生的正向效應(yīng)最為明顯，工資性收入次之，財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入產(chǎn)生的影響較小。因此，提高農(nóng)村居民收入、增加財政支農(nóng)支出是促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)有效途徑。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村居民消費(fèi)；影響因素；實(shí)證分析；山東省

文章編號：1004-7026（2018）05-0011-02 中國圖書分類號：F323.8 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

對于消費(fèi)問題的研究由來已久，凱恩斯（1936）提出絕對收入假說，將消費(fèi)看作收入的穩(wěn)定函數(shù)①。我國學(xué)者在消費(fèi)問題上也做出了相關(guān)研究，厲以寧（1984）對絕對收入理論提出批判，并研究了生命周期理論、相對收入假說和持久收入假說等消費(fèi)理論可供參考借鑒之處②。李曉嘉（2013）認(rèn)為社會保障支出能刺激農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提高，這種影響對不同地區(qū)居民消費(fèi)的刺激強(qiáng)度不同③。胡日東（2014）提出城鄉(xiāng)居民收入差距擴(kuò)大會導(dǎo)致農(nóng)村居民減少居住消費(fèi)支出④。

目前理論界主要選用單一解釋變量；將收入水平列入解釋變量時，忽略了不同收入來源影響農(nóng)村居民消費(fèi)的差異性。本文將在總結(jié)先前學(xué)者研究經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上，從農(nóng)村居民純收入、農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)，財政的支農(nóng)支出和農(nóng)村居民不同收入來源入手，選取山東省1984年至2015年的數(shù)據(jù)，對影響農(nóng)村居民消費(fèi)的因素進(jìn)行實(shí)證分析，并提出刺激農(nóng)村居民消費(fèi)的有效途徑。

1 變量選擇及其統(tǒng)計描述

數(shù)據(jù)來自于歷年的山東省統(tǒng)計年鑒，選取山東省1984-2015年農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出（C）、農(nóng)村居民純收入（Y）、財政支農(nóng)支出（CZ）、農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)（CPI，以1978年為基期）的數(shù)據(jù)。用CPI對當(dāng)期人均收入和人均消費(fèi)支出數(shù)據(jù)進(jìn)行平減，得到實(shí)際的農(nóng)村居民工資性收入（Y1）、家庭經(jīng)營純收入（Y2）、財產(chǎn)性收入（Y3）、轉(zhuǎn)移性收入（Y4）和實(shí)際消費(fèi)支出（X），各個變量取自然對數(shù)。

1.1 收入水平和收入來源

一般認(rèn)為，個人的消費(fèi)和他們得到的收入有關(guān)。1984-2015年山東省農(nóng)村居民收入水平和消費(fèi)水平都大幅上漲，收入水平的變動略大于消費(fèi)水平的變動。通過EVIEWS9.0做出山東省1984-2015年農(nóng)村居民純收入的對數(shù)值與消費(fèi)支出對數(shù)值之間的二維散點(diǎn)圖與回歸擬合趨勢線，發(fā)現(xiàn)lnC與lnY之間存在明顯的正向相關(guān)性。農(nóng)村居民的純收入分為工資性收入（Y1）、家庭經(jīng)營純收入（Y2）、財產(chǎn)性收入（Y3）、和轉(zhuǎn)移性收入（Y4）。通過1984-2015年山東省農(nóng)村居民不同來源的實(shí)際收入對數(shù)值與實(shí)際消費(fèi)支出對數(shù)值之間的二維散點(diǎn)圖和回歸擬合趨勢線，發(fā)現(xiàn)lnY1、lnY2、lnY3、lnY4與lnX之間均存在正向相關(guān)性。

1.2 價格水平

價格水平與收入水平相互影響，如果農(nóng)村居民貨幣收入增加速度落后于物價水平上漲速度，則農(nóng)村居民實(shí)際消費(fèi)需求會減少，反之實(shí)際消費(fèi)需求會增加。現(xiàn)階段，我國農(nóng)村居民收入中很大部分用于消費(fèi)支出，對生活必需品、生產(chǎn)資料等商品的需求彈性很小⑤。在物價水平上漲時，剛性消費(fèi)仍要進(jìn)行，消費(fèi)支出“被迫”增加。通過1984-2015年價格指數(shù)的對數(shù)值與消費(fèi)支出對數(shù)值之間的二維散點(diǎn)圖和回歸擬合趨勢線，價格水平對農(nóng)村居民消費(fèi)既可能產(chǎn)生正向效應(yīng)又可能引發(fā)負(fù)向效應(yīng)，且影響強(qiáng)度不確定，有待于下文進(jìn)行實(shí)證分析。

1.3 財政支農(nóng)支出

財政支農(nóng)支出在短期內(nèi)有“擠入效應(yīng)”，刺激農(nóng)村居民消費(fèi)；達(dá)到長期均衡之后，財政支出中支持農(nóng)業(yè)的部分會產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，抑制消費(fèi)⑥。2006年統(tǒng)計部門就財政支農(nóng)支出的統(tǒng)計口徑做出了調(diào)整，2006年以前為支援農(nóng)業(yè)支出，2007年到2015年為農(nóng)林水事務(wù)支出。對比發(fā)現(xiàn)，兩者在數(shù)據(jù)統(tǒng)計上基本一致⑦。通過1984-2015年山東省財政支農(nóng)支出對數(shù)值與消費(fèi)對數(shù)值的之間的二維散點(diǎn)圖和回歸擬合趨勢線，發(fā)現(xiàn)LnC與lnCZ正向相關(guān)，說明財政支農(nóng)支出促進(jìn)了農(nóng)村居民消費(fèi)。

2 山東省農(nóng)村居民消費(fèi)需求影響因素的實(shí)證分析

2.1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文利用 Eviews9.0，對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，lnC、lnY、lnCZ與lnCPI均為一階單整序列。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

各變量均為一階單整序列，由EG兩步法，對各變量進(jìn)行回歸得到：

F=4057.04，R2=0.9984，整體擬合良好。殘差序列cc單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，殘差序列cc能夠通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因此lnY、lnCZ、lnCPI與lnC存在協(xié)整關(guān)系。

2.3 誤差修正模型

lnC與lnY、lnCPI、lnCZ之間存在協(xié)整關(guān)系，長期來看各個變量會在某個時間進(jìn)行調(diào)整并再次實(shí)現(xiàn)均衡，短期內(nèi)存在波動。進(jìn)一步分析消費(fèi)、收入、價格、財政支農(nóng)支出之間的短期動態(tài)關(guān)系，構(gòu)造誤差修正模型，把殘差CC設(shè)置為誤差修正項(xiàng)（ECM），回歸得到：

△1nCt=

該模型調(diào)整的R2為 0.76，D.W為1.78，不存在自相關(guān)；t統(tǒng)計量通過檢驗(yàn)。誤差修正模型能較好的反應(yīng)變量之間的短期變動關(guān)系。

2.4 農(nóng)村居民消費(fèi)與收入來源關(guān)系的計量分析

為研究農(nóng)村居民不同收入來源對農(nóng)村居民消費(fèi)需求產(chǎn)生的作用，建立居民實(shí)際收入水平（lnX）關(guān)于不同收入來源（lnY1、lnY2、lnY3、lnY4）之間的回歸模型，回歸得到：

1n X=

R2為0.98，F(xiàn)=384，模型擬合良好。各變量相關(guān)系數(shù)均為正值，說明各種來源的收入都能促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)，財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入彈性較小，產(chǎn)生的影響薄弱。從各個變量的t統(tǒng)計量來看，在5%的顯著性水平下，lnY4的系數(shù)不顯著。通過解釋變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣，發(fā)現(xiàn)解釋變量之間存在線性相關(guān)性。通過逐步回歸法，先后剔除LnY3，lnY4兩個解釋變量，構(gòu)造關(guān)于lnX、lnY1、lnY2的新模型，回歸得到：

1n X=

該回歸D.W=0.68，進(jìn)行偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)上述模型存在一階自相關(guān)，加入AR（l），調(diào)整后的模型最小二乘檢驗(yàn)結(jié)果如下：

1n X=

該模型的D.W=1.74，克服了變量自相關(guān)。R2為0.99，F(xiàn)=454.56，通過總體顯著性檢驗(yàn)；在5%的顯著性水平下，各變量相關(guān)系數(shù)均顯著。

通過上述分析，山東省農(nóng)村居民消費(fèi)水平與其收入水平之間存在協(xié)整關(guān)系，消費(fèi)需求隨收入水平的提高而上升。物價水平的長期彈性系數(shù)、短期彈性系數(shù)均為負(fù)值，說明價格上漲阻礙了農(nóng)村居民增加實(shí)際消費(fèi)。財政支農(nóng)支出的長期、短期彈性系數(shù)均為正值，說明現(xiàn)階段山東省財政支出對農(nóng)村居民消費(fèi)起促進(jìn)作用。ECM 的系數(shù)為-0.54，說明ECM以54% 的調(diào)整力度對變量之間短期的非均衡產(chǎn)生影響，使其回到均衡狀態(tài)，糾正機(jī)制發(fā)揮較強(qiáng)效果，說明農(nóng)村居民在不同時期之間的跨期消費(fèi)。

近年來農(nóng)村居民經(jīng)營性收入在純收入中的占比有所下降，工資性收入的比重不斷上升，但家庭經(jīng)營純收入仍為影響消費(fèi)最為重要的因素。這是由于農(nóng)村居民工收入不穩(wěn)定，工資性收入被列為預(yù)期暫時性收入，對當(dāng)期消費(fèi)水平的影響力度有所減弱⑧。當(dāng)前農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入對其消費(fèi)影響微弱。

3 政策含義

3.1 提高農(nóng)村居民收入，促進(jìn)收入性消費(fèi)增長

以農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，提高農(nóng)村居民收入，推動農(nóng)村居民收入性消費(fèi)增長。逐步確立產(chǎn)權(quán)細(xì)分機(jī)制，逐步形成多方參加的分工合作機(jī)制，在中間主體的參與下，逐步明確投資交易的運(yùn)作程序⑨，突破農(nóng)村居民家庭經(jīng)營純收入的增長瓶頸。提高農(nóng)村居民的財產(chǎn)性收入，構(gòu)建完善的農(nóng)村金融市場，增加農(nóng)村的商業(yè)銀行網(wǎng)點(diǎn)，引導(dǎo)城鎮(zhèn)資金回流農(nóng)村⑩。

3.2 提高財政支農(nóng)力度

目前，財政支出中支援農(nóng)業(yè)的部分促進(jìn)我國農(nóng)村居民消費(fèi)且?guī)有Ч袛U(kuò)大趨勢。經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”背景下，加大財政支農(nóng)支出對于提高農(nóng)村居民消費(fèi)需求至關(guān)重要。在提高支農(nóng)資金所占的比例的同時，要優(yōu)化財政支農(nóng)支出結(jié)構(gòu)、培養(yǎng)農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)競爭力，創(chuàng)造更多就業(yè)機(jī)會，保證財政切實(shí)用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)村發(fā)展、農(nóng)村居民增收。

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