程 源

(中國政法大學(xué) 北京 100000)

我國農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響因素實(shí)證分析

程 源

(中國政法大學(xué) 北京 100000)

本文選取了2015年我國31個(gè)省農(nóng)村居民消費(fèi)水平及其影響因素的截面數(shù)據(jù)，對(duì)影響我國農(nóng)村居民消費(fèi)水平的主要因素進(jìn)行了研究。首先通過變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，建立起消費(fèi)支出及其影響因素間的應(yīng)用統(tǒng)計(jì)分析模型。隨后對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，在做出相關(guān)調(diào)整后得到有效的模型。最后利用模型匯報(bào)結(jié)果全面而準(zhǔn)確地解釋各變量對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響程度，并由此提出相關(guān)政策建議。

農(nóng)村；居民消費(fèi)水平；應(yīng)用統(tǒng)計(jì)模型；檢驗(yàn)

一、問題的提出

消費(fèi)一直是影響中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。20世紀(jì)90年代以來，居民消費(fèi)需求對(duì)國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響不斷增大?？梢哉f，消費(fèi)作為我國經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車之一，始終起著不可替代的作用。我國當(dāng)前的城市消費(fèi)已經(jīng)很難再擴(kuò)大，相反擁有9億人口的農(nóng)村卻蘊(yùn)含著巨大的消費(fèi)潛力。然而，目前我國面臨著一個(gè)嚴(yán)峻的問題：我國農(nóng)民的消費(fèi)一直處于持續(xù)低迷的狀態(tài)，這嚴(yán)重阻礙了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和農(nóng)民生活水平的提高。我國作為世界上農(nóng)業(yè)人口最多的國家，必須對(duì)如何提升廣大農(nóng)民的消費(fèi)水平高度重視，只有把經(jīng)濟(jì)增長轉(zhuǎn)變?yōu)閿U(kuò)大內(nèi)需上來，才能真正實(shí)現(xiàn)國民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)高速發(fā)展。因此，分析影響我國農(nóng)村居民消費(fèi)水平的因素具有重要意義。

二、理論綜述

針對(duì)居民消費(fèi)水平的影響因素，國內(nèi)外都有了較為成熟的研究成果。

在國外的研究中，Keynes的絕對(duì)收入假說和Duesenberry的相對(duì)收入假說十分具有代表性。Keynes在《就業(yè)、利息和貨幣通論》中提出了絕對(duì)收入假說，指出人們的消費(fèi)支出是由其當(dāng)期的可支配收入決定的，假定消費(fèi)是人們收入水平的函數(shù)，即絕對(duì)收入消費(fèi)函數(shù)

國內(nèi)大多學(xué)者的觀點(diǎn)是一致的。胡永紅、毛彩霞(2012)認(rèn)為居民消費(fèi)水平受農(nóng)村居民人均純收入、城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款、全國人均國民生產(chǎn)總值、恩格爾系數(shù)和CPI指數(shù)這幾個(gè)因素制約[4]。張虎，楊登峰(2009)則認(rèn)為除以上因素外，居民消費(fèi)水平還與各地區(qū)的地理環(huán)境、文化歷史、宗教差異和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等方面相關(guān)[5]。

三、模型的設(shè)定

(一)指標(biāo)確定與數(shù)據(jù)獲取

本文結(jié)合學(xué)術(shù)界已有的研究成果，考慮到由于研究范圍為全國，選取了對(duì)消費(fèi)水平影響較大的樣本，認(rèn)為消費(fèi)條件與消費(fèi)能力為主要因素，其它因素對(duì)消費(fèi)水平影響較低，不納入考慮范圍之內(nèi)。本文采取6項(xiàng)指標(biāo)作為研究的數(shù)據(jù)：X1—農(nóng)民人均純收入，X2—CPI指數(shù)，X3—GDP，X4—經(jīng)營耕地面積，X5—農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，X6—城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款，Y為農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出。

(二)模型形式的設(shè)計(jì)

根據(jù)應(yīng)用統(tǒng)計(jì)分析學(xué)的構(gòu)思，假設(shè)該模型為線性模型，模型表達(dá)式為：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+e

四、數(shù)據(jù)搜集和處理

在進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)，所選取的數(shù)據(jù)應(yīng)是能夠度量各類因素對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的指標(biāo)，本文所用的數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中樣本容量為中國31個(gè)省，數(shù)據(jù)搜集如表2所示。

五、農(nóng)村居民消費(fèi)影響因素多元回歸

本文將搜集到的數(shù)據(jù)帶入應(yīng)用統(tǒng)計(jì)模型中，通過相關(guān)統(tǒng)計(jì)分析軟件進(jìn)行多元線性回歸，通過OLS最小二乘參數(shù)估計(jì)得出如下結(jié)論。

Y=-19052.04+0.58X1+189.06X2-0.007X3+24.82X4-0.20X5+0.05X6

R2=0.92 Adjusted R2=0.904 F=48.56 D.W.=2.016 n=31

通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)可以看出，R2=0.92，表示居民消費(fèi)水平的變動(dòng)有92%可以用自變量的變動(dòng)來解釋。調(diào)整后的R2=0.904，可見模型對(duì)樣本的擬合較好。此外，本文進(jìn)行F檢驗(yàn)，拒絕原假設(shè)，說明六個(gè)變量聯(lián)合起來對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)有顯著影響。但經(jīng)t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，只有β1的結(jié)果是顯著的，其余變量均不顯著。因此，必須對(duì)模型形式進(jìn)行調(diào)整。

模型的修正

由于經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)和t檢驗(yàn)都存在一定偏差，因此調(diào)整模型形式，將模型設(shè)為雙Log形式，第一次調(diào)整后的模型表達(dá)式為：

lnY=β0+β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+β4lnX4+β5lnX5+β6lnX6+e

在對(duì)方程進(jìn)行異方差檢驗(yàn)時(shí)，通過相關(guān)統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示方程不存在異方差。同時(shí)進(jìn)行D.W.檢驗(yàn)，當(dāng)k=6，T=31時(shí)，dU=1.825，dL=1.09，而由表2可得D.W.=1.83>dU，所以不能拒絕原假設(shè)，即模型不存在自相關(guān)。在對(duì)方程多重共線性檢驗(yàn)過程中發(fā)現(xiàn)，X3與X6之間的相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.98，存在很強(qiáng)的相關(guān)性，推測(cè)可能存在多重共線性，通過輔助回歸法，將X2作為因變量與其余自變量進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示R2=0.85>0.8，說明模型存在多重共線性。

為了消除多重共線性，對(duì)模型再次進(jìn)行調(diào)整，刪除變量X3，對(duì)模型進(jìn)行最小二乘回歸，修正后得到第二次調(diào)整后的模型結(jié)果如下：

lnY=-26.69+0.55lnX1+6.33lnX2+0.03lnX4-0.11lnX5+0.18nX6

R2=0.91 Adjusted R2=0.89 F=48.22 D.W.=1.76

此時(shí)，模型不存在多重共線性，R2較大，自變量的變動(dòng)有超過90%可以用其余五個(gè)自變量的變動(dòng)來解釋。F統(tǒng)計(jì)量的值也十分顯著。但是從t值的角度來看，X4的值不顯著，其余變量都較為顯著。因此對(duì)模型進(jìn)行第三次調(diào)整，刪除變量X4后進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，已消除多重共線性，且方程可決系數(shù)、T統(tǒng)計(jì)量、F值水平均已達(dá)到理想水平。

因此，最終模型可表示為為：

lnY=-24.39+0.56lnX1+5.84lnX2-0.09lnX5+0.16nX6

R2=0.90 Adjusted R2=0.89 F=59.95 D.W.=1.653

六、模型分析

通過以上計(jì)量回歸分析，可以得出：農(nóng)村居民消費(fèi)水平與農(nóng)村居民人均純收入、CPI、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和儲(chǔ)蓄存款是緊密相關(guān)的。當(dāng)收入水平提高時(shí)，農(nóng)民的消費(fèi)意愿也會(huì)隨之增加。而物價(jià)水平上升時(shí)，模型的結(jié)果卻顯示農(nóng)民消費(fèi)水平也會(huì)增長，這可能是由于很多農(nóng)產(chǎn)品農(nóng)民可以自給自足從而會(huì)增加對(duì)其他物品的消費(fèi)。當(dāng)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增加時(shí)農(nóng)民消費(fèi)水平降低，可能是由于自家生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量豐裕，完全可以滿足農(nóng)民對(duì)各類普通食品的需求，也由此減少了對(duì)食品的購買量。而儲(chǔ)蓄存款增加時(shí)農(nóng)民的消費(fèi)水平隨之提升，可能是由于農(nóng)民收入增加的幅度大于儲(chǔ)蓄增加的幅度，從而使儲(chǔ)蓄與消費(fèi)正相關(guān)。

七、政策建議

針對(duì)上述模型所反映的問題，本文認(rèn)為可以下幾個(gè)方面采取措施來進(jìn)一步提高農(nóng)村居民的消費(fèi)水平。

1.提高農(nóng)民收入水平

2.合理調(diào)控物價(jià)

3.加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和科研投入

[1]John Maynard Keynes.The General Theory Of Employment,Interest,And Money[M].CreateSpace Independent Publishing Platform,2011.

[2]Yue Li.Analysis on the disparity in economic growth and consumption between urban sector and rural sector of China:1978-2008[J].Frontiers of Economics in China,2010(04):559-581.

[3]Dan Li,Yingyao Wang.Study on Rural Social Security on Local Residents Developmental Consumption[J].Lecture Notes in Electrical Engineering.2013(03):179-187.

程源(1993.04-)，男，蒙古族，內(nèi)蒙古自治區(qū)赤峰市，研究生，中國政法大學(xué)，研究方向：產(chǎn)業(yè)政策。