[摘要] 本人通過(guò)建立我國(guó)農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，對(duì)影響我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)支出的可能因素進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民人均收入、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)及滯后期的人均純收入、滯后期的消費(fèi)性支出對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出具有重要的影響。而農(nóng)村居民工資性收入、家庭經(jīng)營(yíng)收入等因素的影響，對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)行為并未產(chǎn)生預(yù)期的影響。

[關(guān)鍵詞] 農(nóng)村居民 人均消費(fèi) 影響因素

一、引言

投資、出口和消費(fèi)一向被認(rèn)為是拉動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三架馬車”。有專家認(rèn)為，中國(guó)經(jīng)濟(jì)的體制性弊病在于過(guò)度依賴出口和投資，內(nèi)需不振則成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的痼疾。當(dāng)歐美市場(chǎng)由于金融風(fēng)暴而日趨萎縮，出口下滑，部分企業(yè)甚至行業(yè)就陷入困境。擴(kuò)大內(nèi)需則成為我國(guó)政府制定經(jīng)濟(jì)政策的一個(gè)重要目標(biāo)。因此，對(duì)于消費(fèi)領(lǐng)域的研究就顯得極為迫切且具有重要意義。而在我國(guó)城鄉(xiāng)居民中，農(nóng)村居民占55%以上，農(nóng)村居民消費(fèi)是國(guó)內(nèi)消費(fèi)的重頭戲。為此，拉動(dòng)內(nèi)需不容忽視農(nóng)村居民的消費(fèi)。據(jù)有關(guān)資料顯示，2007年我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出為9997.47元，農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出為3223.85元，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)性支出是農(nóng)村居民消費(fèi)性支出的3.1倍，究竟是什么原因?qū)е挛覈?guó)農(nóng)村居民人均消費(fèi)需求如此低糜?如此消費(fèi)性支出是否可以繼續(xù)擴(kuò)大?由于人均消費(fèi)性支出對(duì)社會(huì)總需求規(guī)模的形成和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要意義，本文將對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民的影響因素進(jìn)行分析判斷。

二、農(nóng)村居民消費(fèi)性支出計(jì)量模型建立

根據(jù)消費(fèi)理論及我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際狀況，以及數(shù)據(jù)取得的難易情況，本文收集了1990年～2008年的相關(guān)數(shù)據(jù)，共選取了7個(gè)指標(biāo)如下:

Y:人均消費(fèi)性支出(元)

X1:農(nóng)村居民人均純收入(元)

X2:農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(%)

X3:農(nóng)村居民工資性收入(元)

X4:家庭經(jīng)營(yíng)收入(元)

X5:滯后期的消費(fèi)性支出(元)

X6:滯后期的人均純收入(元)

數(shù)據(jù)來(lái)源為歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》。

本人將我國(guó)農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出理論函數(shù)模型表述如下:(1)

(1)式中， u為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

三、計(jì)量檢驗(yàn)及模型修正

1.模型建立

本人經(jīng)過(guò)反復(fù)試驗(yàn)，從雙對(duì)數(shù)模型、半對(duì)數(shù)模型及一般對(duì)數(shù)模型中，最終選取了如下模型: (2)

用EVIEWS軟件對(duì)模型進(jìn)行OLS參數(shù)估計(jì)，其結(jié)果如下:

2.模型修正

雖然R2值比較高，但模型變量除了LNX3、LNX4外其他均通過(guò)t 檢驗(yàn)。LNX3、LNX4未通過(guò)t檢驗(yàn)，這是因?yàn)槟Ｐ椭写嬖诙嘀毓簿€性的緣故。為了消除模型中存在多重共線性，本人采取逐步回歸法剔除剩余的不必要變量。用每個(gè)解釋變量分別對(duì)被解釋變量做簡(jiǎn)單回歸見(jiàn)表1，以可決系數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)確定解釋變量的重要程度，為解釋變量排序。

注:表中括號(hào)中的數(shù)據(jù)為 檢驗(yàn)值。

在表1的五個(gè)回歸方程中，從R2值與F檢驗(yàn)值來(lái)看解釋變量的重要程度依次為。以重要程度最高的建立的回歸方程:

序列相關(guān)性的檢驗(yàn)方法通常有三種方法:D.W檢驗(yàn)、相關(guān)圖和Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)、LM(拉格郎日乘數(shù)檢驗(yàn))檢驗(yàn)。本文采用D.W檢驗(yàn)序列相關(guān)。查D.W相關(guān)檢驗(yàn)表，在1%的檢驗(yàn)水平下查知其臨界值dL=0.61，du=1.60，由此可得1.60<2.222851<2.40，符合du0.05，不能拒絕零假設(shè)，即認(rèn)為無(wú)異方差。

通過(guò)上述檢驗(yàn)可知模型(4)與實(shí)際情況基本上相吻合，這表明1990年～2007年， 農(nóng)村居民人均純收入、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、滯后期的消費(fèi)性支出和滯后期的人均純收入四個(gè)變量對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)性支出起到了一定的影響，并體現(xiàn)出明確的數(shù)量關(guān)系。

四、變量相對(duì)重要性的比較

在經(jīng)濟(jì)分析和決策中，還需要了解各個(gè)解釋變量的相對(duì)重要性?；貧w方程的自變量的系數(shù)告訴我們每個(gè)自變量一個(gè)單位的變化對(duì)因變量的影響，但是由于自變量的度量單位不同，不易比較各自變量對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)性支出影響的重要性。為了對(duì)自變量的重要性進(jìn)行排序，本文計(jì)算了每個(gè)自變量的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)，標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)描述多元回歸模型中自變量的相對(duì)重要性，自變量的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)計(jì)算結(jié)果如下:

由表2可以看出，在我國(guó)農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出模型中，人均純收入是最為重要的影響因子，其次是滯后期的人均純收入、滯后期的消費(fèi)性支出和農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。其中，人均純收入和滯后期的消費(fèi)性支出是正影響，而農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和滯后期的人均純收入是負(fù)影響。

五、結(jié)論及建議

1.我國(guó)農(nóng)村居民人均消費(fèi)水平的增長(zhǎng)主要源于收入水平的增加

1990年以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村居民的收入有了大幅度提高。農(nóng)村居民人均純收入從1990年的686.3元增長(zhǎng)到2007年的4140.4元，按可比價(jià)計(jì)算增長(zhǎng)了3.4倍。與收入的大幅提高相對(duì)應(yīng)，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出也有一定程度的增加。農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出從1990年的584.63元增長(zhǎng)到2007年的3223.85元，按可比價(jià)計(jì)算增長(zhǎng)了1.48倍。經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，如無(wú)其他強(qiáng)干擾因素，只要收入增長(zhǎng)，消費(fèi)支出就伴隨增長(zhǎng)，但由于邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律的存在，消費(fèi)支出增長(zhǎng)速度將低于收入增長(zhǎng)速度。因此，政府的收入分配政策將直接影響居民的消費(fèi)能力。從我國(guó)目前的實(shí)際情況來(lái)看，政府在政策上應(yīng)更多關(guān)注農(nóng)村居民，關(guān)鍵在于:一是要?jiǎng)?chuàng)新農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制，增強(qiáng)農(nóng)民增收的內(nèi)在動(dòng)力與活力。二是發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，增加農(nóng)民經(jīng)營(yíng)性收入。三是繼續(xù)加大農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，增加農(nóng)民工資性收入。四是加強(qiáng)農(nóng)民的就業(yè)培訓(xùn)，拓寬農(nóng)民就業(yè)渠道。五是積極開(kāi)展結(jié)對(duì)幫扶工作，全力促進(jìn)低收入農(nóng)戶增收致富。

2.農(nóng)村居民長(zhǎng)期消費(fèi)僅對(duì)前期的收入不確定性有顯著反應(yīng)

收入不確定性對(duì)農(nóng)村居民長(zhǎng)期消費(fèi)影響比較明顯。農(nóng)村居民長(zhǎng)期消費(fèi)僅對(duì)前期的收入不確定性有顯著反應(yīng)，存在反應(yīng)滯后，這是由農(nóng)業(yè)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)和氣候因素引起的:一是在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，農(nóng)產(chǎn)品供給彈性大于需求彈性使得農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)常處于買方市場(chǎng)狀態(tài)。二是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，受氣候影響比較大，而且農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有季節(jié)性，農(nóng)民農(nóng)閑時(shí)外出打工掙得的收入很不穩(wěn)定。兩方面因素造成農(nóng)村居民消費(fèi)不可能對(duì)當(dāng)期收入不確定性產(chǎn)生即時(shí)反應(yīng)。為此一是要建立健全消費(fèi)信貸制度，降低消費(fèi)對(duì)當(dāng)期收入的過(guò)度敏感性;二是要促進(jìn)農(nóng)村參與金融市場(chǎng)，疏通利率對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的作用渠道。三是要完善社會(huì)保障制度建設(shè)，減少居民對(duì)未來(lái)的不確定性預(yù)期。在農(nóng)村社會(huì)保障的各項(xiàng)制度建設(shè)中，應(yīng)重點(diǎn)加強(qiáng)最低生活保障制度、養(yǎng)老保險(xiǎn)制度和醫(yī)療保險(xiǎn)制度的建設(shè)，以此來(lái)保護(hù)和調(diào)動(dòng)農(nóng)民勞動(dòng)生產(chǎn)積極性，增加收入，從而提高農(nóng)村居民的消費(fèi)預(yù)期。

3.價(jià)格上漲因素刺激了我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平的提高

當(dāng)貨幣收入不變時(shí)，消費(fèi)物價(jià)水平的提高，將引起同等收入的實(shí)際購(gòu)買力水平下降。消費(fèi)者要維護(hù)原來(lái)的生活水平，將傾向于擴(kuò)大消費(fèi)性支出。因此，一定程度的價(jià)格上漲有利于刺激消費(fèi)和生產(chǎn)。在將農(nóng)村居民實(shí)際收入水平的影響控制在一定范圍的前提下，政府適當(dāng)動(dòng)用貨幣和財(cái)政政策將進(jìn)一步穩(wěn)定物價(jià)，降低居民漲價(jià)心理預(yù)期，在一定程度上可以刺激農(nóng)村居民消費(fèi)性支出的增加，從而拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)以更快的速度增長(zhǎng)。

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