李其雪 浙江理工大學(xué)蘇勝?gòu)?qiáng) 深圳廣播電視大學(xué)

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農(nóng)村居民消費(fèi)影響因素的實(shí)證分析

李其雪 浙江理工大學(xué)
蘇勝?gòu)?qiáng) 深圳廣播電視大學(xué)

項(xiàng)目支持：本文得到浙江省自然科學(xué)基金委項(xiàng)目“貸款利率市場(chǎng)化對(duì)浙江農(nóng)村非正規(guī)金融的影響機(jī)制與效應(yīng)研究”（LY14G030020）的資助；“農(nóng)村借貸合約激勵(lì)機(jī)制設(shè)計(jì)研究：二元轉(zhuǎn)型信息結(jié)構(gòu)變異視域”（13NDJC081YB）。

擴(kuò)大農(nóng)民消費(fèi)不僅可以有效化解和消除當(dāng)前相對(duì)過(guò)剩的生產(chǎn)能力，而且可以在更大程度上創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會(huì)，促進(jìn)農(nóng)民增收、改善農(nóng)村生活質(zhì)量，是當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)持續(xù)快速增長(zhǎng)的關(guān)鍵所在。

一、變量選擇及數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文重點(diǎn)研究我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響因素，考慮與消費(fèi)的關(guān)聯(lián)性，選取農(nóng)村居民人均純收入（X1）、國(guó)家財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的支出（X2）、恩格爾系數(shù)(X3)、農(nóng)民儲(chǔ)蓄(X4)、人均GDP(X5)、人口增長(zhǎng)率(X6)、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(X7)、基尼系數(shù)(X8)、第一產(chǎn)業(yè)增加值(X9)等變量作為本文的自變量。樣本期選取為2000至2014年，數(shù)據(jù)來(lái)源于wind數(shù)據(jù)庫(kù)以及中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。本部分內(nèi)容除了比率等變量外，所有數(shù)據(jù)都使用當(dāng)期CPI指數(shù)進(jìn)行了調(diào)整，并取對(duì)數(shù)以使變量分布正態(tài)化和減少異方差性。

二、模型構(gòu)建

本文采用多元分析方法建立線性回歸模型，揭示相關(guān)變量對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響程度。以Y作為因變量（被解釋量），X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8、X9作為自變量（解釋變量）進(jìn)行多元統(tǒng)計(jì)分析，于是多元回歸方程模型可以表示為：

三、回歸分析

由于本部分?jǐn)?shù)據(jù)有不同的單位，為消除不同量綱的影響，用z-score標(biāo)準(zhǔn)化方法先對(duì)其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，然后再利用標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)，對(duì)上述模型進(jìn)行多元線性回歸。

回歸方程的的調(diào)整決定系數(shù)達(dá)到了0.929，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的相伴概率為0，可以看出回歸方程的擬合度很好，但從系數(shù)看出ZX6、ZX9的相伴概率過(guò)大，所以剔除相伴概率最大的ZX6，類似地，采用逐步回歸的方法，再依次剔除相伴概率最大的ZX9、ZX7、ZX5得到回歸方程的檢驗(yàn)結(jié)果和回歸系數(shù)及其檢驗(yàn)結(jié)果(分別見(jiàn)到表1和表2)。

表1 回歸方程檢驗(yàn)結(jié)果

表2 回歸系數(shù)及其檢驗(yàn)結(jié)果

從表1可見(jiàn)，回歸方程的調(diào)整決定系數(shù)為1.000，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的相伴概率為0，可以看出回歸方程擬合度很好。其回歸系數(shù)的相伴概率也符合要求。解釋變量的數(shù)目n=22,觀察值的數(shù)目K=5，查表得DW檢驗(yàn)上下界為0.96

表3 特征值和方差百分比

由表3可知，第一主成分與第二主成分的方差百分比和為97.233%，含有原始5個(gè)變量接近98%的信息量。因此，取第一、第二主成分。用Y對(duì)第一、第二主成分得分進(jìn)行回歸，其結(jié)果為：

用主成分Factor1, Factor2做因變量，以ZX1、ZX2、ZX3、ZX4、ZX8為自變量做線性回歸，得到：

把方程（1-3）、（1-4）代入方程（1-2）得：

通過(guò)主成分回歸法，消除了解釋變量間的多重共線性。方程（1-5）中每個(gè)回歸系數(shù)的解釋都與預(yù)期的相符。從此方程可以看出，我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的主要影響因素有農(nóng)村居民人均純收入（ZX1）、國(guó)家財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的支出（ZX2）、恩格爾系數(shù)（ZX3）、農(nóng)民儲(chǔ)蓄（ZX4）、基尼系數(shù)（ZX8）并且，農(nóng)村居民人均純收入（ZX1）、國(guó)家財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的支出（ZX2）對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平成正相關(guān)影響。恩格爾系數(shù)（ZX3）、農(nóng)民儲(chǔ)蓄（ZX4）、基尼系數(shù)（ZX8）對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)水平成負(fù)相關(guān)影響，其中基尼系數(shù)對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響較小。

由（1-5）可知，影響我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的主要因素有農(nóng)村居民人均純收入（ZX1）、國(guó)家財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的支出（ZX2）、恩格爾系數(shù)（ZX3）、農(nóng)民儲(chǔ)蓄（ZX4）、基尼系數(shù)（ZX8）。如果居民人均純收入、國(guó)家財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的支出各上升一個(gè)單位，我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平則分別對(duì)應(yīng)上升0.262和0.254個(gè)單位。如果恩格爾系數(shù)、農(nóng)民儲(chǔ)蓄、基尼系數(shù)各上升一個(gè)單位，我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平則分別對(duì)應(yīng)下降0.244、0.260、0.024個(gè)單位。因此，應(yīng)努力提高農(nóng)村居民純收入、繼續(xù)加大對(duì)農(nóng)業(yè)的扶植力度、促進(jìn)收入分配等，以提高我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平。

參考文獻(xiàn)：

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[2]郭亞軍．中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)及其影響因素分析[D]．西北農(nóng)林科技大學(xué)博士學(xué)位論文，2008．

作者簡(jiǎn)介：蘇勝?gòu)?qiáng)，深圳廣播電視大學(xué)，2000年畢業(yè)于浙江大學(xué)，管理學(xué)博士，研究方向?yàn)闋I(yíng)銷管理。