樊曉迪，何蒲明

( 長江大學江漢平原農村經(jīng)濟研究所，湖北荊州434023;長江大學經(jīng)濟學院，湖北荊州434023

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農民收入結構對其生活水平影響的實證研究

樊曉迪，何蒲明

( 長江大學江漢平原農村經(jīng)濟研究所，湖北荊州434023;長江大學經(jīng)濟學院，湖北荊州434023

分析了我國農民收入結構與農民生活水平的發(fā)展變化，并根據(jù)1993～2013年的相關數(shù)據(jù)，應用計量經(jīng)濟學的方法，對我國農民收入結構與恩格爾系數(shù)的關系進行了實證研究。結果表明，工資性收入的增加對降低農村恩格爾系數(shù)有顯著影響。因此，應在保證農民家庭經(jīng)營收入的基礎上增加農民工資性收入。

農民收入結構；恩格爾系數(shù)；實證研究

2014年，中國GDP增長7.4%。根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，2014年最終消費支出對GDP的貢獻率為50.2%，拉動GDP增長3.7個百分點。從最終消費支出看，2014年我國居民消費占比73.6%，比1978年的78.6%下降5個百分點。從消費地域上看，我國農村居民消費占居民消費的比例從1978年的62.1%下降至2013年的21.4%。與之相反，城鎮(zhèn)居民消費占比不斷上升。但無論是從人口規(guī)模還是從收入潛力來看，具有龐大人口數(shù)量的農村消費市場將成為未來世界最大的消費群體[1]。目前，造成農村居民消費不足的最主要因素是收入問題。由于農村經(jīng)濟發(fā)展滯后、農民收入水平不高、收入結構不完善，不僅制約了農民消費需求和農民生活水平的提高，也使得農業(yè)成為四化同步的“短板”，制約了全面小康社會建設。因此，新時期增加農民收入、提高農民整體生活水平不僅是擴大內需、發(fā)展經(jīng)濟的迫切需要，也是實現(xiàn)全面小康社會目標的關鍵所在。

對于居民收入與消費的問題，國內外學者做了大量理論和實證研究，得出了很多有益的研究成果。國外學者在研究消費與收入關系時，側重于理論研究。西方消費理論起源于凱恩斯1936年在其巨作《就業(yè)、利息和貨幣通論》中提出的絕對收入假說，從此消費和收入的關系成了經(jīng)濟學家們關心和研究的熱點問題，相關的理論體系也在不斷地發(fā)展和完善。從發(fā)展歷程來看，主要經(jīng)歷了3個發(fā)展階段。第一階段僅僅考慮了現(xiàn)期收入：絕對收入假說認為消費者根據(jù)現(xiàn)期收入水平進行消費，消費只是隨著可支配收入的增加而增加[2]；相對收入假說認為消費是一種社會行為，不僅受當前可支配收入的影響，還受過去的消費習慣和周圍群體消費水平的影響,即“棘輪效應”和“示范效應”[3]。第二階段考慮了預期收入：生命周期理論認為消費不是取決于現(xiàn)期收入，而是取決于其一生的總收入[4]；持久收入假說認為消費者會根據(jù)其一生的總收入來決定一生的總消費以達到效用的最大化，并指出持久性收入對消費有著長期的、確定性的影響[5]。第三階段將不確定性引入消費函數(shù)：預防性儲蓄假說認為由于未來收入的不確定性，消費者會減少當期消費而增加儲蓄[6]；隨機游走假說認為消費者的消費行為服從隨機游走，因而無法預測其消費水平[7]；流動性約束假說認為受到流動性約束的影響，消費者的消費水平比預期的少[8]。國內學者結合中國農村的實際情況，運用西方消費函數(shù)，從多個角度對我國農村居民的收入、消費及生活水平問題進行了深入研究，得到了很多有價值的研究成果。分析發(fā)現(xiàn)，農民人均消費總支出在不斷增加，消費結構也在不斷優(yōu)化，表現(xiàn)為食品、衣著等低層次的需求慢慢降低，而醫(yī)療、通訊、交通等高層次的需求逐漸上升，表明農民生活水平總體上得到了一定程度的改善[9]。但與城市居民相比，還存在著很大的差距。究其原因，部分學者提出農民收入水平偏低、收入增長緩慢是導致農村消費需求不足、制約農民消費結構優(yōu)化進而導致農民生活水平偏低最重要的因素[10，11]。另外，心理學的“心理賬戶”理論提出：人們會根據(jù)財富來源的不同將收入與支出劃分為不同性質的、收入與支出相互對應的多個心理賬戶，每個分賬戶都有單獨的預算和支配計劃，金錢并不能容易地從一個賬戶轉移到另一個賬戶[12]；收入來源不同，其消費結構和資金支配方向也不同[13]。在收入既定的情況下，收入性質的差異會使農民消費表現(xiàn)出顯著不同的消費行為特征[14]。因此，也有部分學者從收入結構視角進行研究。分析指出，農村居民家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性收入對食品等基本消費支出影響顯著，工資性收入與財產(chǎn)性收入影響較弱[15]。相反，溫濤等[16]基于2004～2010年省際面板數(shù)據(jù)研究提出，四類收入對食品支出的都具有顯著的正影響，其中轉移性收入影響最小。從上述文獻可以發(fā)現(xiàn)，收入是影響農民消費水平和生活水平的最重要因素，學者們主要是以人均消費支出為研究對象，分析了收入和收入結構對消費水平的影響，或者以人均消費結構為研究對象，間接分析了收入結構對農民生活水平的影響。有關收入結構對農民生活水平(即食品支出占總支出比重)的直接影響，目前尚未出現(xiàn)相關研究文獻。鑒于此，筆者以農村恩格爾系數(shù)為研究對象，利用我國1993～2013年的相關數(shù)據(jù)，通過實證分析來考察各類收入對農民食品支出水平的影響，為提高農民整體生活水平提供理論依據(jù)。

1　變量選取與數(shù)據(jù)來源

根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》的統(tǒng)計分類標準，認為我國農村居民收入來源分別是家庭經(jīng)營收入、工資性收入、財產(chǎn)性收入和轉移性收入。由于財產(chǎn)性收入與轉移性收入在農民總收入中所占比例較小，在進行實證分析時，將財產(chǎn)性收入與轉移性收入合為一個變量，稱為其他收入。同時，農民的生活水平用恩格爾系數(shù)來衡量。所以主要涉及4個指標，即恩格爾系數(shù)Y、人均家庭經(jīng)營收入X1、人均工資性收入X2和人均其他收入X3。以X1、X2、X3為解釋變量，Y為被解釋變量。選取1993～2013年的數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)?？紤]到方程可能存在異方差，筆者采用對解釋變量取對數(shù)的方式，即lnX1、lnX2、lnX3，以此來消除異方差，由此更好地說明變量之間的關系。本研究所采用數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒(2014)》。

2　農民收入結構與生活水平的變化趨勢分析

2.1農民收入與生活水平的相關性分析

恩格爾系數(shù)指食品支出占個人消費總支出的比重，是根據(jù)恩格爾定律得出的比例數(shù)，也是衡量居民生活水平高低的一項重要指標。恩格爾系數(shù)越大，一個家庭或國家的民眾生活越貧窮，反之則生活越富裕。根據(jù)聯(lián)合國糧農組織的標準，恩格爾系數(shù)低于30%為最富裕，30%～40%為富裕，40%～50%為小康，50%～59%為溫飽，高于59%則為貧窮。

隨著社會經(jīng)濟的不斷發(fā)展，我國農村居民人均純收入從1993年的921.60元增長至2013年的8895.90 元,增長8.65倍。1993～2013年，我國農村恩格爾系數(shù)總的變化趨勢是逐年下降(從1993年的58.1%下降至2013年的37.7%)，表明農村居民的生活從溫飽水平逐步提高到富裕水平(圖1)。這充分應證了恩格爾定律：隨著家庭和個人收入的增加，收入中用于食品方面的支出比例將逐漸減小，恩格爾系數(shù)下降。

圖1　我國農村居民人均純收入與恩格爾系數(shù)變化圖

2.2農民收入結構趨勢分析

近年來，隨著農業(yè)現(xiàn)代化、工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的不斷推進，農民人均純收入不斷增加，收入結構不斷優(yōu)化。1993～2013年，人均家庭經(jīng)營收入、工資性收入、其他收入分別增長5.6倍、19.7倍、21.2倍。

從結構上看，人均家庭經(jīng)營收入占比從1993的74%下降至2013年的43%，相反人均工資性收入占比從21%上漲至45%，上漲24個百分點，人均其他收入占比也由5%增長至12%。2013年工資性收入首次超過家庭經(jīng)營收入，成為農民增收的新“引擎”(圖2)。這主要是因為城鎮(zhèn)化的發(fā)展和農村勞動力市場的開放為農民獲得工資性收入提供了便利。另外，國家加大對農業(yè)支持力度，采取種糧補貼、良種補貼等優(yōu)惠政策以及開展農村土地確權登記工作等，這在客觀上幫助農民增加了其他收入。

圖2　1993～2013年農民各收入占總收入比例變化趨勢

2.3農民收入結構與生活水平的變化趨勢分析

為了反映解釋變量與被解釋變量變化的大致趨勢，利用Eviews 6.0繪制各收入變量X與恩格爾系數(shù)Y的散點圖(圖3)。從圖3可以看出，Y與lnX1、lnX2、lnX3存在線性關系。

圖3　我國農村恩格爾系數(shù)與各類收入取對數(shù)后的散點圖

2.4變量的平穩(wěn)性檢驗——ADF檢驗

由于模型所使用的數(shù)據(jù)都是時間序列數(shù)據(jù)，為了避免非平穩(wěn)時間序列造成的“偽回歸”現(xiàn)象，需要對各變量進行平穩(wěn)性檢驗。采用統(tǒng)計檢驗中普遍應用的單位根(ADF)檢驗法并通過Eviews 6.0軟件實現(xiàn)，檢驗結果如表1所示。

從表1可以看出，序列Y、lnX3的ADF檢驗值小于顯著水平為1%的臨界值，拒絕原假設，表明不存在單位根，此時序列Y、lnX3是平穩(wěn)的。序列l(wèi)nX1、lnX2的ADF檢驗值小于顯著性水平為10%的臨界值，說明至少能在90%的置信水平下拒絕原假設，此時lnX1、lnX2序列是平穩(wěn)的。總之，所有的變量都是水平序列平穩(wěn)，不存在單位根。

表1　變量ADF檢驗結果

2.5協(xié)整性檢驗——Johansen協(xié)整檢驗

Y、lnX1、lnX2和、lnX3是同階單整，符合協(xié)整性檢驗的條件。由于選擇了4個變量，所以采用Johansen協(xié)整檢驗，以此來判斷變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系。檢驗結果如表2所示。

表2　Johansen協(xié)整檢驗結果

從表2可以看出，在至多存在一個協(xié)整關系的假設條件下，跡統(tǒng)計量35.111大于5%的臨界值29.797，即在5%的顯著性水平下拒絕原假設，說明至少存在2個協(xié)整關系；在至多存在2個協(xié)整關系的假設條件下，由于11.799<15.495(即接受原假設)，說明至多存在2個協(xié)整關系。綜合判斷，恩格爾系數(shù)與家庭經(jīng)營收入、工資性收入、其他收入之間存在2個協(xié)整關系，即它們之間存在著長期穩(wěn)定的關系。

2.6模型分析2.6.1模型的建立

表3　 恩格爾系數(shù)對3大收入的線性估計結果

注：R2統(tǒng)計量=0.9952，調整R2統(tǒng)計量=0.9944；F統(tǒng)計量=1179.75；F統(tǒng)計量對應的P值=0.0000

根據(jù)凱恩斯的消費函數(shù)Ct=a+bYt，設定模型方程形式如下：

Y=β0+β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+μ

式中，β0為常數(shù)項；βi(i=1，2，3)為待估參數(shù)；μ為隨機誤差項。

利用普通最小二乘法進行多元線性回歸，結果如表3所示。

由上述估計結果得到線性模型如下：

Y=0.3027+0.1941lnX1-0.2069lnX2+0.0276lnX3

t=(4.3341) (11.9642) (-23.0839) (3.9033)

2.6.2實證結果分析

從表3的回歸結果可以看出，各變量的t統(tǒng)計值的絕對值都大于顯著性水平為10%時的臨界值1.74，說明模型所選擇的解釋變量都很顯著，調整后的R2為0.9944(接近1)，模型擬合度較好。F統(tǒng)計量為1179.75，對應的P值為0.0000，從整體上看被解釋變量與解釋變量的線性關系很顯著。

從回歸模型可以看出，農村恩格爾系數(shù)與人均家庭經(jīng)營收入、人均其他收入正相關，與人均工資性收入負相關。在其他條件不變的情況下，家庭經(jīng)營收入每增加1%，農村恩格爾系數(shù)就會上升19.41%。這是由于家庭經(jīng)營收入一直是農民最主要的收入來源。由于家庭經(jīng)營收入增加，農民在食品方面的支出就會增加。而其他收入在農民總收入中所占的比例較小，所以對農村居民食品消費支出影響也較小。具體而言，人均其他收入每增加1%，農村恩格爾系數(shù)就會上升2.76%。相反，人均工資性收入增加1%，恩格爾系數(shù)會減少20.69%，說明農民在基本生活得到滿足之后，將更多的支出用到教育、住房、家庭設備用品及服務支出等方面，這表明工資性收入更能改善農民的生活水平。

3　 結語

上述分析表明，農民人均純收入不斷增加，收入來源日趨多樣化，生活水平不斷提高。但高比重的家庭經(jīng)營收入仍然制約著農民生活質量的改善。降低農村恩格爾系數(shù)，提高農民的生活水平，最重要的是在保證一定比例的家庭經(jīng)營收入基礎上(保證農民基本生活消費得到滿足)，促進農民工資性收入的不斷增長。要提高農民工資性收入，一方面取決于農民自身是否有能力從事各種非農業(yè)活動，另一方面取決于第二、三產(chǎn)業(yè)和各服務組織的發(fā)展是否能為農村剩余勞動力提供充足的就業(yè)崗位。因此，應從以下幾方面入手提高農民工資性收入：①重視農村教育，加強農民職業(yè)技能培訓。農民綜合素質的高低，是影響農民從事非農業(yè)生產(chǎn)比率的關鍵，對其收入產(chǎn)生直接影響。因此，政府應在提高農村義務教育質量的同時，結合農民的實際情況和市場需求，加大對農民的職業(yè)技能培訓力度。通過開展各種形式的專家講座、手把手的職業(yè)技能教學，建立一套適合各地實際情況的農民終身培訓體系，全面提高農民素質及職業(yè)技能。②積極推進新型城鎮(zhèn)化，拓寬農民就業(yè)渠道。新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展一方面促進了農村勞動力的大規(guī)模轉移就業(yè)，為農村剩余勞動力創(chuàng)造了更多的就業(yè)機會，對增加農民工資性收入具有積極意義，另一方面也促進了農業(yè)經(jīng)營模式由單一的小農生產(chǎn)向規(guī)?；?、專業(yè)化的經(jīng)營轉變，“公司+農戶”等產(chǎn)業(yè)化發(fā)展模式能有效地分擔農戶經(jīng)營風險，增加農民的非農收入。新型農業(yè)經(jīng)營主體的出現(xiàn)，更使得農民“非農收入倍增”成為可能。③拓寬就業(yè)信息渠道。當前，農民外出務工獲得工作的途徑主要是依靠親戚朋友的介紹，就業(yè)信息來源的渠道比較單一。因此，各政府部門應充分利用所掌握的資源，做好信息的收集、整理和傳遞工作，根據(jù)農民的實際情況，利用農民易于接受的傳播媒介及時有效地告知。④培育新型農業(yè)經(jīng)營主體，穩(wěn)定農民家庭經(jīng)營收入。從分析結果看，農民家庭經(jīng)營收入的增加會提高農村恩格爾系數(shù)，不利于農民整體生活水平的提高。但是，對于我國大部分農村居民來說，家庭經(jīng)營收入在農民總收入中占有重要地位，對于保障農民基本生活消費起著重要的作用。因此，在現(xiàn)階段應加快培育新型農業(yè)經(jīng)營主體，增強農民面對市場和自然風險的能力，保持農民家庭經(jīng)營收入的相對穩(wěn)定，最終使農民的生活得到有效保障。

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2016-03-10

樊曉迪(1992-)，女，碩士生，研究方向為農業(yè)經(jīng)濟理論與政策。通信作者：何蒲明，hepuming0806@163.com。

F323.8

A

1673-1409(2016)21-0064-05

[引著格式]樊曉迪，何蒲明.農民收入結構對其生活水平影響的實證研究[J].長江大學學報(自科版) ，2016，13(21)：64～68.