收入質量對農村居民消費的影響分析

黃海榮 副教授

（重慶工貿職業技術學院 重慶涪陵 408000）

近些年我國農村居民收入增長迅速，從2010年的5919元提升到2018年的14617元，年增長率為12.37%，收入數量達到歷史新高。但相較于城鎮居民收入，農村居民的收入水平依舊偏低。對此，中央出臺了一系列調整政策，使得城鄉收入差距由2010年的3.23：1下降至2018年的2.69：1。農村居民的收入結構也發生了顯著改變，2014年我國農村居民人均可支配收入中的工資性收入占比達到42.66%，首次超越經營性收入，轉移性收入占比也提升至17.69%，成為農村居民收入的重要組成部分。這使得農村居民在收入方面的風險性顯著降低，收入質量顯著提升，勢必有助于擴大農村居民消費。但就目前來看，我國學界對于收入質量與農村居民消費關系的研究較為匱乏，無法有效指導各地方政府擴大農村居民消費，難以借助消費驅動地區經濟增長。因此，本文構建了收入質量影響農村居民消費的理論模型，并就收入質量對農村居民消費的影響進行了實證分析，旨在為促進農村居民消費提供指導依據。

研究基礎

大量研究成果提出，消費不足是阻礙居民生活水平提高與經濟結構轉型的主要因素之一。自改革開放以來，農村與城鎮居民消費比例發生了顯著改變。1978年的農村居民消費支出占比為62.1%，而2018年的占比僅為22.5%。同時，根據《中國統計年鑒》，我國的最終消費率近年來持續走低。通過對現有文獻與數據進行梳理分析，本文認為，導致我國居民特別是農村居民消費率下降的因素主要包括：其一，農村居民收入在國內生產總值比例較低。1978年，農村居民人均收入占人均國內生產總值的比例為35.07%，而在2018年，這一比例降低

至22.61%。基于消費理論來看，消費的基礎是收入，而農村居民過低的收入勢必導致消費支出不足，難以驅動經濟增長。其二，勞動報酬占收入的比例較低。勞動報酬與消費之間存在緊密的互動關系，而我國農村居民的勞動報酬占收入的比例較低，導致我國農村居民的消費率偏低而投資率較高。其三，農村居民的消費理念較為保守，更傾向于將閑置資金進行儲蓄，這抑制了農村居民的消費欲望。針對農村居民消費率偏低的問題及其與收入的關聯性，本文選擇對農村居民收入與消費之間的關系進行研究，其中研究重點在于農村居民收入質量對消費的影響，旨在為各地區激發農村居民消費欲望、促進地區經濟增長提供理論指導。

理論模型

為了分析農村居民收入質量對消費的影響，還需建立相應的理論模型，指導研究工作的推進。本文建立的理論模型以消費理論為支撐，并引入了心理預期與收入質量各維度等變量。基于適應預期理論來看，農民居民一般會因為無法達到預期結果，而對預期做出調整。將這一理論應用于消費函數，設第x期的消費預期為Yex，則：

其中Aa、As、Ak分別表示收入的充足性、結構性以及知識性。

基于適應預期理論來看，實際消費一般與預期存在一定的差距，因此，需要在上述公式中引入一個調整系數γ，即：

將式（1）引入式（3），可以得到如下公式：

式（4）呈現的是當期消費與往期消費的函數。但農村居民的消費預算應當除掉預防性儲蓄Zx。基于預防性儲蓄理論來看，Zx由永久收入Ax與收入隨機性δx組成：

綜合，可以將式（4）表示為：

永久收入Ax與收入隨機性δx都體現了收入的發展性。Ax的占比越高，δx的占比就越低，收入的發展性便會提升。此外，農民居民進行預防性儲蓄的一個主要原因是為了支付農業生產成本。因此，Zx是收入發展性Ab和收入成本性Ac的函數：

將式（2）和式（7）引入式（6），可以得到如下公式：

在式（8）中，[f(Aa，As，Ak)-g(-Ab，Ac)]代表著農村居民的收入質量Wx，假如農村居民的收入質量是線性模型，那么式（8）還可以表示為：

在式（9）中，(γ1Ab+γ2As+γ3Ak+γ4Ab- γ5Ac)代表著農村居民的收入質量Wx，同時該公式表明，在考慮預期的情況下，當期消費Yx主要由往期消費Yx-1和當期收入質量所決定。

實證分析

（一）數據選取與檢驗

本文選取了我國1999年至2018年之間北京、天津、河北、山西、內蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、四川、貴州、云南、重慶、陜西、甘肅、青海、寧夏等29個省（市、自治區）的農村居民收入與消費面板數據，相關數據來源于《中國農村統計年鑒》，收入質量計算方式見第二章。各變量的描述性統計結果如表1所示。

接下來對面板數據的平穩性進行檢驗，避免后續在回歸分析中出現“偽回歸”現象。本文利用單位根檢驗對面板數據的平穩性進行判斷，結果如表2所示。

由表2可知，收入質量（Wx）與當期消費（Yx）都沒有通過檢驗，這表示這兩個變量都不夠平穩。然而在對這其做一階差分后，ΔW和ΔYx都在1%水平下通過了單位根含常數項與趨勢項的檢驗，這表示ΔW和ΔYx是平穩序列，收入質量（Wx）與當期消費（Yx）都是一階單整，能夠進行后續的協整檢驗。

兩個時間序列趨同也會出現偽回歸現象，故而還需對面板數據進行協整檢驗，進一步規避偽回歸現象的出現。本文利用Pedroni協整檢驗法對面板數據進行協整檢驗，結果如表3所示。

由表3可知，7個統計量里面有5個拒絕了“變量之間不存在協整關系”這一原假設。基于檢驗原則，組內和組間ADF統計量是主要判斷標準，這表示面板數據存在協整關系，能夠做后續的回歸分析。

（二）模型構建

為了分析農村居民收入質量對消費的影響，構建模型1：

為了考慮往期消費情況下農村居民收入質量對消費的影響，構建模型2：

為了分析農村居民收入質量各因素對消費的影響，構建模型3：

為了分析考慮往期消費情況下農村居民收入質量各因素對消費的影響，構建模型4：

（三）回歸分析

根據式（10）和式（11），以當期消費Yx、當期收入質量W和往期消費為變量構建兩個隨機效應模型，利用Eviews軟件進行Hausman檢驗，結果如表4所示。

表1 變量的描述性統計結果

表2 單位根檢驗結果

表3 協整檢驗結果

由表4可見，p值都不超過1%，這表示拒絕了原假設，模型1與模型2都需要利用固定效應模型的形式表達。接下來利用Eviews軟件可以獲得兩個固定效應模型的回歸分析結果，如表5所示。

根據表5可知，模型1的R2為0.9537，這說明被解釋變量可以被解釋的部分占到了95.37%，解釋效果較好。F值為268.1334，通過了F檢驗，這表示模型1中的所有參數都顯著不為0，估計結果可信度較高。收入質量（Wx）的回歸系數為1.3928，在1%水平下顯著。這表示農村居民收入質量（Wx）對消費（Yx）具有顯著影響，收入質量（Wx）變化1個單位，則消費（Yx）變化1.3928個單位。換言之，農村居民的收入質量提升0.1，則消費支出平均提高1392.8元。模型2的R2為0.9824，這說明被解釋變量可以被解釋的部分占到了98.24%，解釋效果較好。F值為1255.735，通過了F檢驗，這表示模型2中的所有參數都顯著不為0，估計結果可信度較高。收入質量（Wx）的回歸系數為0.1839，在1%水平下顯著。這表示農村居民收入質量（Wx）變化1個單位，則消費（Yx）變化0.1839個單位，影響不夠顯著。

根據式（12）和式（13），以當期消費Yx、當期收入質量W和往期消費為變量構建兩個隨機效應模型，利用Eviews軟件進行Hausman檢驗，結果如表6所示。

由表6可見，p值都不超過1%，這表示拒絕了原假設，模型3與模型4都需要利用固定效應模型的形式表達。接下來利用Eviews軟件可以獲得兩個固定效應模型的回歸分析結果，如表7所示。

根據表7可知，模型3的R2為0.9638，這說明被解釋變量可以被解釋的部分占到了96.38%，解釋效果較好。F值為357.7264，通過了F檢驗，這表示模型3中的所有參數都顯著不為0，估計結果可信度較高。收入充足性（Aa）的回歸系數為2.6541，在1%水平下顯著。這表示農村居民收入充足性（Aa）對消費（Yx）具有顯著影響，收入充足性（Aa）變化1個單位，則消費（Yx）變化2.6541個單位。收入結構性（As）的回歸系數為1.1284，在1%水平下顯著。收入結構性（As）變化1個單位，則消費（Yx）變化1.1284個單位。收入發展性（Ab）的回歸系數為-0.8357，在5%水平下顯著。收入發展性（Ab）變化1個單位，則消費（Yx）變化-0.8357個單位。收入成本性（Ac）的回歸系數為0.9126，未通過t檢驗，這表示農村居民收入成本性（Ac）對消費（Yx）的影響不夠顯著。收入知識性（Ak）的回歸系數為0.6437，在1%水平下顯著。收入知識性（Ak）變化1個單位，則消費（Yx）變化0.6437個單位。模型4的R2為0.9826，這說明被解釋變量可以被解釋的部分占到了98.26%，解釋效果較好。F值為1447.366，通過了F檢驗，這表示模型4中的所有參數都顯著不為0，估計結果可信度較高。與模型3相比，引入往期消費這一變量后，收入質量各維度的回歸系數都出現下降，這在很大程度上說明我國農村居民當前的消費缺乏理性。

結論與建議

（一）結論

收入質量的回歸系數為1.3928，在1%水平下顯著。農村居民收入質量對消費具有顯著影響，收入質量變化1個單位，則消費變化1.3928個單位。換言之，農村居民的收入質量提升0.1，則消費支出平均提高1392.8元。在引入往期消費這一變量后，收入質量的回歸系數為0.1839，這表示農村居民收入質量變化1個單位，則消費變化0.1839個單位，影響不夠顯著。

收入充足性的回歸系數為2.6541，在1%水平下顯著。農村居民收入充足性對消費具有顯著影響，收入充足性變化1個單位，則消費變化2.6541個單位。收入結構性的回歸系數為1.1284，在1%水平下顯著。收入結構性變化1個單位，則消費變化1.1284個單位。收入發展性的回歸系數為-0.8357，在5%水平下顯著。收入發展性變化1個單位，則消費變化-0.8357個單位。收入成本性未通過t檢驗，這表示農村居民收入成本性對消費的影響不夠顯著。收入知識性的回歸系數為0.6437，在1%水平下顯著，其對消費的影響不大。引入往期消費這一變量后，收入質量各維度的回歸系數都出現下降，這在很大程度上說明我國農村居民當前的消費缺乏理性。

表4 Hausman檢驗結果

表5 模型1與模型2的回歸分析結果

表6 Hausman檢驗結果

表7 模型3與模型4的回歸分析結果

（二）建議

第一，相比于單一地分析農村居民純收入，收入質量可以更加準確地體現農村居民在收入方面的優勢與不足，從而為政府及時優化政策提供指導依據。因此，政府需要及時將農村居民收入質量納入宏觀監測體系，并在每一個季度進行匯總。這主要是因為農村居民的生產活動具有季節性特點，月度數據缺乏足夠的代表性，而季度數據能夠更為精準地體現從事農業與非農工作的農村居民的收入轉變情況；而年度數據的預警能力不足。此外，在監測農村居民收入質量的過程中，可以進一步引入一些農村宏觀指標，以便對農村經濟的整體發展進行更為科學的宏觀監測。

第二，各地方政府應當著力推進新型城鎮化建設，加快安置農業轉移人口，使得有能力和意向的農村居民能夠進入城鎮穩定務工并轉變為城鎮居民；加快推進土地制度改革，完善土地流轉政策，有序開展確權登記工作，引導農村居民自愿流轉承包土地，推進承包土地適度規模化；加快公共服務改革，特別是在教育、就業、醫療、養老等方面，實現城鄉公共服務均等化。

第三，各地方政府應當對傳統農業內部的養殖等產業進行整合，形成完善的農業生態體系，延長農業產業鏈，實現產供銷一體化，推進農業與第三產業的整合，提升農業附加值，進而實現收入充足性的提升；加快創新農村金融產品，為農民提供高品質的信貸服務，提升收入的發展性；完善傳統的“農戶+公司”或“農戶+合作社”模式，降低收入成本性；改善農村職業教育，著力培育新型職業農民，提升收入知識性。