程 源

(中國政法大學 北京 100000)

我國農(nóng)村居民消費水平影響因素實證分析

程 源

(中國政法大學 北京 100000)

本文選取了2015年我國31個省農(nóng)村居民消費水平及其影響因素的截面數(shù)據(jù)，對影響我國農(nóng)村居民消費水平的主要因素進行了研究。首先通過變量間的動態(tài)關系，建立起消費支出及其影響因素間的應用統(tǒng)計分析模型。隨后對模型進行檢驗，在做出相關調(diào)整后得到有效的模型。最后利用模型匯報結果全面而準確地解釋各變量對農(nóng)村居民消費水平的影響程度，并由此提出相關政策建議。

農(nóng)村；居民消費水平；應用統(tǒng)計模型；檢驗

一、問題的提出

消費一直是影響中國經(jīng)濟發(fā)展的重要因素。20世紀90年代以來，居民消費需求對國民經(jīng)濟發(fā)展的影響不斷增大?？梢哉f，消費作為我國經(jīng)濟增長的三駕馬車之一，始終起著不可替代的作用。我國當前的城市消費已經(jīng)很難再擴大，相反擁有9億人口的農(nóng)村卻蘊含著巨大的消費潛力。然而，目前我國面臨著一個嚴峻的問題：我國農(nóng)民的消費一直處于持續(xù)低迷的狀態(tài)，這嚴重阻礙了經(jīng)濟的發(fā)展和農(nóng)民生活水平的提高。我國作為世界上農(nóng)業(yè)人口最多的國家，必須對如何提升廣大農(nóng)民的消費水平高度重視，只有把經(jīng)濟增長轉變?yōu)閿U大內(nèi)需上來，才能真正實現(xiàn)國民經(jīng)濟的持續(xù)高速發(fā)展。因此，分析影響我國農(nóng)村居民消費水平的因素具有重要意義。

二、理論綜述

針對居民消費水平的影響因素，國內(nèi)外都有了較為成熟的研究成果。

在國外的研究中，Keynes的絕對收入假說和Duesenberry的相對收入假說十分具有代表性。Keynes在《就業(yè)、利息和貨幣通論》中提出了絕對收入假說，指出人們的消費支出是由其當期的可支配收入決定的，假定消費是人們收入水平的函數(shù)，即絕對收入消費函數(shù)

國內(nèi)大多學者的觀點是一致的。胡永紅、毛彩霞(2012)認為居民消費水平受農(nóng)村居民人均純收入、城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款、全國人均國民生產(chǎn)總值、恩格爾系數(shù)和CPI指數(shù)這幾個因素制約[4]。張虎，楊登峰(2009)則認為除以上因素外，居民消費水平還與各地區(qū)的地理環(huán)境、文化歷史、宗教差異和經(jīng)濟發(fā)展水平等方面相關[5]。

三、模型的設定

(一)指標確定與數(shù)據(jù)獲取

本文結合學術界已有的研究成果，考慮到由于研究范圍為全國，選取了對消費水平影響較大的樣本，認為消費條件與消費能力為主要因素，其它因素對消費水平影響較低，不納入考慮范圍之內(nèi)。本文采取6項指標作為研究的數(shù)據(jù)：X1—農(nóng)民人均純收入，X2—CPI指數(shù)，X3—GDP，X4—經(jīng)營耕地面積，X5—農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，X6—城鄉(xiāng)居民儲蓄存款，Y為農(nóng)村居民人均消費支出。

(二)模型形式的設計

根據(jù)應用統(tǒng)計分析學的構思，假設該模型為線性模型，模型表達式為：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+e

四、數(shù)據(jù)搜集和處理

在進行實證分析時，所選取的數(shù)據(jù)應是能夠度量各類因素對農(nóng)村居民消費水平的指標，本文所用的數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，其中樣本容量為中國31個省，數(shù)據(jù)搜集如表2所示。

五、農(nóng)村居民消費影響因素多元回歸

本文將搜集到的數(shù)據(jù)帶入應用統(tǒng)計模型中，通過相關統(tǒng)計分析軟件進行多元線性回歸，通過OLS最小二乘參數(shù)估計得出如下結論。

Y=-19052.04+0.58X1+189.06X2-0.007X3+24.82X4-0.20X5+0.05X6

R2=0.92 Adjusted R2=0.904 F=48.56 D.W.=2.016 n=31

通過統(tǒng)計檢驗可以看出，R2=0.92，表示居民消費水平的變動有92%可以用自變量的變動來解釋。調(diào)整后的R2=0.904，可見模型對樣本的擬合較好。此外，本文進行F檢驗，拒絕原假設，說明六個變量聯(lián)合起來對農(nóng)村居民消費有顯著影響。但經(jīng)t檢驗發(fā)現(xiàn)，只有β1的結果是顯著的，其余變量均不顯著。因此，必須對模型形式進行調(diào)整。

模型的修正

由于經(jīng)濟意義檢驗和t檢驗都存在一定偏差，因此調(diào)整模型形式，將模型設為雙Log形式，第一次調(diào)整后的模型表達式為：

lnY=β0+β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+β4lnX4+β5lnX5+β6lnX6+e

在對方程進行異方差檢驗時，通過相關統(tǒng)計軟件進行檢驗，結果顯示方程不存在異方差。同時進行D.W.檢驗，當k=6，T=31時，dU=1.825，dL=1.09，而由表2可得D.W.=1.83>dU，所以不能拒絕原假設，即模型不存在自相關。在對方程多重共線性檢驗過程中發(fā)現(xiàn)，X3與X6之間的相關系數(shù)高達0.98，存在很強的相關性，推測可能存在多重共線性，通過輔助回歸法，將X2作為因變量與其余自變量進行回歸，結果顯示R2=0.85>0.8，說明模型存在多重共線性。

為了消除多重共線性，對模型再次進行調(diào)整，刪除變量X3，對模型進行最小二乘回歸，修正后得到第二次調(diào)整后的模型結果如下：

lnY=-26.69+0.55lnX1+6.33lnX2+0.03lnX4-0.11lnX5+0.18nX6

R2=0.91 Adjusted R2=0.89 F=48.22 D.W.=1.76

此時，模型不存在多重共線性，R2較大，自變量的變動有超過90%可以用其余五個自變量的變動來解釋。F統(tǒng)計量的值也十分顯著。但是從t值的角度來看，X4的值不顯著，其余變量都較為顯著。因此對模型進行第三次調(diào)整，刪除變量X4后進行檢驗，結果表明，已消除多重共線性，且方程可決系數(shù)、T統(tǒng)計量、F值水平均已達到理想水平。

因此，最終模型可表示為為：

lnY=-24.39+0.56lnX1+5.84lnX2-0.09lnX5+0.16nX6

R2=0.90 Adjusted R2=0.89 F=59.95 D.W.=1.653

六、模型分析

通過以上計量回歸分析，可以得出：農(nóng)村居民消費水平與農(nóng)村居民人均純收入、CPI、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和儲蓄存款是緊密相關的。當收入水平提高時，農(nóng)民的消費意愿也會隨之增加。而物價水平上升時，模型的結果卻顯示農(nóng)民消費水平也會增長，這可能是由于很多農(nóng)產(chǎn)品農(nóng)民可以自給自足從而會增加對其他物品的消費。當農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增加時農(nóng)民消費水平降低，可能是由于自家生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量豐裕，完全可以滿足農(nóng)民對各類普通食品的需求，也由此減少了對食品的購買量。而儲蓄存款增加時農(nóng)民的消費水平隨之提升，可能是由于農(nóng)民收入增加的幅度大于儲蓄增加的幅度，從而使儲蓄與消費正相關。

七、政策建議

針對上述模型所反映的問題，本文認為可以下幾個方面采取措施來進一步提高農(nóng)村居民的消費水平。

1.提高農(nóng)民收入水平

2.合理調(diào)控物價

3.加強基礎設施建設和科研投入

[1]John Maynard Keynes.The General Theory Of Employment,Interest,And Money[M].CreateSpace Independent Publishing Platform,2011.

[2]Yue Li.Analysis on the disparity in economic growth and consumption between urban sector and rural sector of China:1978-2008[J].Frontiers of Economics in China,2010(04):559-581.

[3]Dan Li,Yingyao Wang.Study on Rural Social Security on Local Residents Developmental Consumption[J].Lecture Notes in Electrical Engineering.2013(03):179-187.

程源(1993.04-)，男，蒙古族，內(nèi)蒙古自治區(qū)赤峰市，研究生，中國政法大學，研究方向：產(chǎn)業(yè)政策。