謝 博 師佳英 趙金玲

(云南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，云南昆明650500)

長期以來，農(nóng)村居民的消費(fèi)支出處于較低的水平，除了與農(nóng)村居民的消費(fèi)習(xí)慣相關(guān)外，與居民收入結(jié)構(gòu)不合理也存在較大的相關(guān)關(guān)系。農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)分為四個(gè)部分：工資性收入、家庭經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移支付收入。本文通過計(jì)量方法對(duì)四種收入類型進(jìn)行了一一驗(yàn)證，希望通過本文的結(jié)論能夠?yàn)閮?yōu)化農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)提供意見，進(jìn)而擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)支出，加速我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型[1]。

一、農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的單因素分析

表1 彈性系數(shù)表

采用1993～2010 年的數(shù)據(jù)[6]，以農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出（lny）為被解釋變量，四種收入結(jié)構(gòu)類型：工資性收入（lnx1），經(jīng)營性收入（lnx2），財(cái)產(chǎn)性收入（lnx3），轉(zhuǎn)移支付收入（lnx4）為解釋變量，分別進(jìn)行回歸分析得表1[3-5]。

由表1 可知，在進(jìn)行單因素分析的時(shí)候擬合度都較好，t 檢驗(yàn)和F 檢驗(yàn)系數(shù)也明顯通過，說明四種類型收入對(duì)農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的影響是十分顯著的。

二、多重共線性的診斷及消除

（一）多重共線性的診斷[2]

對(duì)四個(gè)解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如下表：

表2 相關(guān)系數(shù)表

由相關(guān)系數(shù)表可知農(nóng)村居民工資性收入和家庭經(jīng)營性收入之間的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.97 以上，因而兩個(gè)變量間可能存在線性關(guān)系，即模型有多重共線性的可能。

表3 農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出影響模型參數(shù)

對(duì)所有的解釋變量進(jìn)行回歸分析，由表3 可知人均居民消費(fèi)支出的影響因素家庭經(jīng)營性收入ln(X1)并沒有通過t 檢驗(yàn)，因?yàn)槠鋞檢驗(yàn)值1.6264＜t0.25(13)=2.16,其p 值0.1279＞0.05,也沒有通過p值檢驗(yàn)，表明模型中解釋變量確實(shí)存在著多重共線性。

（二）用逐步回歸法修正多重共線性

運(yùn)用OLS 方法逐一求lny 對(duì)各解釋變量的一元回歸方程，經(jīng)分析在四個(gè)一元回歸模型中農(nóng)村居民消費(fèi)支出lny 對(duì)家庭經(jīng)營性收入lnX2的線性關(guān)系最強(qiáng)，擬合度最優(yōu)，即：lny=- 1.894+1.289lnx2，R2=0.9720，然后引入擬合優(yōu)度次最優(yōu)的解釋變量lnx1，得出方程：lny=0.4617+0.3136lnx1+0.6846lnx2，R2=0.9828。

可以看出擬合優(yōu)度變得更好，且兩個(gè)解釋變量均能通過t 檢驗(yàn)和p 值檢驗(yàn)。此時(shí)先進(jìn)行異方差檢驗(yàn)得到圖1。由圖1 可知?dú)埐钚蛄械慕^對(duì)值分布比較隨機(jī)，沒有明顯的變動(dòng)規(guī)律，可以斷定異方差不存在。

圖1 殘差序列“re”與因變量“l(fā)ny”的散點(diǎn)圖

再進(jìn)行序列相關(guān)性檢驗(yàn)可知，杜賓（DW）值為2.0526，與2 非常接近，不存在序列相關(guān)，且兩個(gè)解釋變量均能通過t 檢驗(yàn)和?值為0.05 的P 值檢驗(yàn)，所以應(yīng)當(dāng)加入解釋變量lnx1。

再引入解釋變量，lnx4,lny=1.3564+0.1918lnx1+0.5410lnx2+0.2048lnx4R2=0.9907，擬合優(yōu)度變得更好，t 值均＞t0.025(14)=2.145，都通過t 檢驗(yàn)，p 值均小于0.05，通過P 值檢驗(yàn)；再進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，由于殘差序列的絕對(duì)值分布比較隨機(jī)，可以斷定異方差不存在，再次進(jìn)行序列相關(guān)檢驗(yàn)，杜賓（DW）值為2.2748，與2 非常接近，即不存在序列相關(guān)，且三個(gè)解釋變量均能通過t 檢驗(yàn)和α 值為的P值檢驗(yàn)，所以應(yīng)當(dāng)加入解釋變量lnx4。

經(jīng)過逐步回歸分析，表明lny 對(duì)lnx1、lnx2、lnx4的回歸模型為最優(yōu)，最優(yōu)回歸方程為：lny=1.3564+0.1918lnx1+0.5410lnx2+0.2048lnx4。

三、結(jié)果分析與政策建議

由最優(yōu)回歸方程可知：目前影響我農(nóng)村居民消費(fèi)支出的四種收入結(jié)構(gòu)類型中，家庭經(jīng)營性收入依然占據(jù)著最大的比重；轉(zhuǎn)移支付收入和工資性收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出也有一定的影響；這三種類型的收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出起到了最主要的影響，但是農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入在回歸方程中并沒有得到體現(xiàn)，這表明在收入結(jié)構(gòu)的類型中，農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入比重太低。這也可以從數(shù)據(jù)中得以反映，在1993 年之前的農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒中還沒有財(cái)產(chǎn)性收入，93 年的人均財(cái)產(chǎn)性收入也只有7 元，而直接以農(nóng)村居民消費(fèi)支出（Y）為因變量，收入的四個(gè)組成部分x1、x2、x3、x4為解釋變量做回歸分析的話會(huì)發(fā)現(xiàn)，x3的系數(shù)會(huì)特別大，這就表明農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入十分匱乏，加大農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)支出改善顯著，所以未來國家在促進(jìn)農(nóng)民增收方面應(yīng)注重農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入的實(shí)現(xiàn)。為此國家在農(nóng)民的土地財(cái)產(chǎn)上必須明確產(chǎn)權(quán)制度，拓寬農(nóng)村居民金融財(cái)產(chǎn)收入渠道以抵消通貨帶來的影響，確保農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的實(shí)現(xiàn)；同時(shí)要加大農(nóng)民的工資性收入，提高工資性收入的彈性系數(shù)。只有居民的收入有了穩(wěn)定的增長機(jī)制，農(nóng)村居民的消費(fèi)市場才能很好的打開，從而更容易實(shí)現(xiàn)國家經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型。所以，本文有關(guān)農(nóng)村居民的消費(fèi)支出與農(nóng)村居民各類型收入之間的實(shí)證研究具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義，它有助于人們更直觀的了解居民收入結(jié)構(gòu)的變化，從側(cè)面反映農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展情況和農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)的改善。

[1]尹世杰，王裕國.構(gòu)建社會(huì)主義和諧社會(huì)之中的消費(fèi)經(jīng)濟(jì)問題的研究[M].西南財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社,2005.

[2]李子奈.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].高等教育出版社，2005.

[3]儲(chǔ)德銀，經(jīng)庭如.我國農(nóng)村居民消費(fèi)需求和收入水平的動(dòng)態(tài)性研究——基于中國1990—2007 年[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2009，(I).

[4]李群霞.我國農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響因素的計(jì)量分析[J].中國管理信息化，2012（11）.

[5]徐曙敏.我國農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出與人均純收入的實(shí)證分析[J].宜春學(xué)院學(xué)報(bào)，2012（23）.

[6]《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒2011》.