吳宙恒

摘要：改革開放以來，我國經(jīng)濟實現(xiàn)了持續(xù)快速增長，人們的收入和消費也在增加。在國民消費總量中農(nóng)村居民的消費占有很大比重，它的高低對于經(jīng)濟有重大的指導(dǎo)作用。收集1993—2013年海南省有關(guān)農(nóng)村居民消費的數(shù)據(jù)，來分析影響海南省農(nóng)村居民消費水平的因素。

關(guān)鍵詞：農(nóng)民居民消費水平；影響因素

中圖分類號：F124.7；F127.9 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）006-000-01

引言

跟據(jù)國家統(tǒng)計局海南調(diào)查總隊抽樣調(diào)查的資料顯示，2013年海南農(nóng)村居民的人均純收入達到8343元，同比增加了935元，名義增長了12.6%，扣除價格因素的影響，實際增長了9.7%。近年來隨著農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展以及城鎮(zhèn)化進程的推進，越來越多的農(nóng)民進城務(wù)工或從事非農(nóng)經(jīng)營，農(nóng)民非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入占總收入的比重不斷提高，而農(nóng)業(yè)收入占農(nóng)民總收入的比重不斷降低，農(nóng)民的收入結(jié)構(gòu)已向更穩(wěn)定的方向轉(zhuǎn)變。2013年海南農(nóng)村居民人均生活消費支出為5467元，同比增加了731元，名義增長了15.4%，扣除掉價格因素，實際增長了9.3%。從消費類別看，享受型、發(fā)展型等非食品類支出增長快于食品類支出，農(nóng)民生活質(zhì)量繼續(xù)改善。

雖然海南農(nóng)村居民收入有所提高，但是增長速度緩慢，農(nóng)村消費環(huán)境改善緩慢，農(nóng)村消費水平難有提高。我國農(nóng)村的消費市場具有很大的潛力，因此一個很重要的問題是如何去挖掘農(nóng)村的消費潛力。分析海南省農(nóng)村居民消費水平的主要影響因素，對于提高海南省農(nóng)村居民消費水平，促進海南省經(jīng)濟的發(fā)展有重要意義。

一、建立模型

1.模型估計

分析1993-2013年海南省農(nóng)村居民收入、農(nóng)村家庭人均純收入、商品零售價格指數(shù)的時間序列數(shù)據(jù)。

由數(shù)據(jù)分析，建立模型：

Yt=β0+β1X1+β2X2+μt

β0為沒有任何因素影響下農(nóng)村居民的消費水平；β1為農(nóng)村居民家庭人均純收入對農(nóng)村居民消費水平的影響；β2為商品零售價格指數(shù)對農(nóng)村居民消費水平的影響；μt是隨機擾動項。

根據(jù)以上數(shù)據(jù)，估計結(jié)果以下：

Yt=1387.978+0.793391 X1–13.14005X2

（704.3340） （0.024215） （6.597850）

t=（1.970625） （32.76379） （-1.991566）

R2=0.984346 Adjusted R-squared=0.982607

F=565.9392 DW=0.698484

根據(jù)以上模型，R2=0.984346，Adjusted R-squared=0.982607，可決系數(shù)高，擬合度較好。說明了海南省農(nóng)村居民家庭人均純收入與商品零售價格指數(shù)對農(nóng)村居民消費水平的影響比較顯著。

參數(shù)β1=0.793391，β2=-13.14005，而且0<β1<1，β2<0，符合參數(shù)中確定的參數(shù)范圍。表示增加一單位農(nóng)村居民家庭人均純收入，會使農(nóng)村居民消費水平增加0.793391個單位；減少1單位商品零售價格指數(shù)，會使農(nóng)村居民消費水平減少13.14005X2個單位。

由H0：β1=β2=0，設(shè)顯著性水平α=0.05，通過F分布表可查出自由度為k-1=2， n-k=18的臨界值Fα（2，18）=19.4，由上表知F=565.9392> Fα（2，18）=19.4，所以應(yīng)拒絕原假設(shè)H0：β1=β2=0，回歸方程顯著，農(nóng)村居民家庭人均純收入和與商品零售價格指數(shù)連結(jié)起來對“農(nóng)村居民消費水平”有顯著影響。

針對H0：βj=0（j=1，2），給定顯著性水平α=0.05，查t分布表的自由度為n-k=18的臨界值tα/2（n-k）=1.734.由上表知β1、β2所對應(yīng)t統(tǒng)計量分別是32.76379、-1.991566，它的絕對值均大于tα/2（n-k）=1.734，可以分別拒絕各個H0，說明了在其他解釋變量不變下，解釋變量商品零售價格指數(shù)與農(nóng)村居民家庭人均純收入分別對被解釋變量農(nóng)村居民消費水平的影響都顯著。

2.計量經(jīng)濟意義的檢驗

（1）多重共線性的檢驗

令Y分別對X1、X2做回歸

計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇X1、X2的數(shù)據(jù)，相關(guān)系數(shù)矩陣如圖：

Y和X1的組合是最優(yōu)方程，雖然X2跟Y的擬合度不好，但是引入了X2后，R2=0.984346，大于Y和X1回歸后的R2=0.980897，對整體模型來說X2這個解釋變量具有改善作用，并且t檢驗也符合，因此解釋變量X2不能舍棄，模型可認為不存在多重共線性。

（2）異方差檢驗

對模型進行White檢驗

可得出nR2=8.606542，由White檢驗知，在顯著水平α=0.05下臨界值χ20.05（5）=11.0705，比較統(tǒng)計值與臨界值，nR2<χ2 0.05（5），所以該回歸模型中不存在異方差。

（3）自相關(guān)檢驗

由上得DW=0.698484，若給定α=0.05，查表得DW檢驗臨界值dL=1.125、du=1.538，因為du

二、結(jié)論

通過模型說明了農(nóng)村居民家庭人均收入對消費水平有很大的影響，因此提高消費水平的重要手段就是要增加農(nóng)村居民的收入。商品零售價格指數(shù)對于消費水平來說也有一定的影響，但它受到通貨膨脹率以及經(jīng)濟發(fā)展水平等因素的影響。

參考文獻：

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