(河北農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟貿(mào)易學院，河北 保定 071000；河北工業(yè)大學土木與交通學院，天津 300130)

我國農(nóng)村居民人均消費影響因素實證分析

紀路宇王依佳張文宇

(河北農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟貿(mào)易學院，河北 保定 071000；河北工業(yè)大學土木與交通學院，天津 300130)

本文結(jié)合影響居民消費因素相關(guān)理論，選取了四個重要的相關(guān)指標，運用經(jīng)典的最小二乘法對其進行計量分析，從最后結(jié)果可以得出農(nóng)村居民的人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)、農(nóng)村居民消費價格指數(shù)對我國農(nóng)村居民人均消費性支出具有重要影響。為提高農(nóng)村居民生活水平，擴大居民消費給出相應(yīng)的對策建議。

農(nóng)村居民人均消費；最小二乘法；影響因素

一、研究背景

在拉動中國經(jīng)濟的三駕馬車——投資、消費、凈出口中，消費是一個值得重視的因素，是體現(xiàn)居民生活水平的不可忽視的指標。最近幾年來，隨著農(nóng)村生活環(huán)境的不斷改善，農(nóng)村居民的消費水平呈現(xiàn)出上升趨勢。一個國家的經(jīng)濟發(fā)展水平，一大部分取決于農(nóng)村居民生活水平，因此，農(nóng)村居民人均消費是一個重要指標，決定著國家未來經(jīng)濟發(fā)展的命脈。

二、模型建立目的及意義

(一)研究目的

為了進一步探究我國農(nóng)村居民人均消費支出的影響因素，本文選取可支配收入農(nóng)村居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)、農(nóng)村居民消費價格指數(shù)、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值進行計量分析，在此基礎(chǔ)上建立模型，得出影響因素與其之間的關(guān)系，并給出合理建議。

(二)研究意義

本文研究運用凱恩斯宏觀經(jīng)濟學理論觀點和最小二乘法的分析方法研究我國農(nóng)民的消費，旨在從定量的角度探析農(nóng)村居民消費的影響因素，以便從中尋找農(nóng)民消費變化的規(guī)律，對于提高農(nóng)村居民對我國GDP的貢獻率也有一定的參考意義。

三、模型設(shè)定

(一)分析變量的選取

根據(jù)凱恩斯提出的消費觀點，消費水平的增長要受到很多因素的制約，同時考慮到我國經(jīng)濟的實際情況和樣本數(shù)據(jù)的可得性，選擇了以下變量。

1.農(nóng)村居民的人均可支配收入(X1)

根據(jù)消費函數(shù)C=C0+aY，其中C0為自主性消費，a為邊際消費傾向，Y為可支配收入，可見可支配收入對人均消費具有重要的影響且存在正相關(guān)關(guān)系，消費支出會隨著可支配收入的增加而增加，兩者存在密切的關(guān)系。

2.農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)(X2)

恩格爾系數(shù)是反應(yīng)食品支出總額占個人消費支出總額的比例的一個常見指標。該指標一般與農(nóng)村居民的生活水平成反比。該指標越低，反映農(nóng)村居民的生活水平越高；相反，該指標越高，反映農(nóng)村居民的生活水平越低。農(nóng)村居民消費水平與恩格爾系數(shù)也存在密切的聯(lián)系。

3.農(nóng)村居民消費價格指數(shù)(X3)

是反映農(nóng)村居民家庭購買的商品和服務(wù)價格變動趨勢和程度的相對數(shù)，可用來分析農(nóng)村居民消費的變動。農(nóng)村居民消費價格指數(shù)的增減在一定程度上也反映了物價水平的變化。

4.人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(X4)

也稱“人均GDP”，它是人們了解和把握一個國家或地區(qū)的宏觀經(jīng)濟運行狀況的有效工具。我國農(nóng)村人均生產(chǎn)總值可以衡量人民生活水平的一個標準，為了更加客觀的衡量，經(jīng)常與購買力平價結(jié)合。

(二)模型的設(shè)定

本研究采用的解釋變量和被解釋變量如下：

1.被解釋變量

Y—農(nóng)村居民人均消費支出

2.解釋變量

農(nóng)村居民人均可支配收入(元)、農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)、農(nóng)村居民消費價格指數(shù)、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(元)。

3.建立模型

研究對被解釋變量農(nóng)村居民人均消費支出(Y)和4個解釋變量進行回歸分析，并將方程設(shè)為Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+μ，其中μ是隨機擾動項。

四、多重共線性檢驗

(一)多重共線性檢驗

設(shè)模型的函數(shù)形式為Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+μ，通過Eviews軟件，輸入數(shù)據(jù)，采用最小二乘法對模型進行初步回歸分析得到模型為：

表1初步回歸結(jié)果

Dependent Variable：Y

Date：06/20/17 Time：14：49

Sample：19982015

Included observations：18

觀察表1估計參數(shù)的結(jié)果可知，R2=0.9994，調(diào)整后的R2=0.9993，整體上線性回歸模型擬合較好；由于F=5765.934>F0.05，通過F檢驗，在統(tǒng)計意義上通過R2和F檢驗，整體上農(nóng)村居民人居消費與解釋變量間線性關(guān)系顯著，但解釋變量的t統(tǒng)計量檢驗值大部分通不過檢驗，X2和，X4的p值分別為0.0771，0.5535，都大于0.05，系數(shù)不顯著。因此，可能存在共線性問題。解釋變量的t統(tǒng)計量都不顯著，再觀察各個系數(shù)前面的正負號，發(fā)現(xiàn)X4系數(shù)的符號為負號，但是理論上應(yīng)該為正號，可見t檢驗未能通過，同時反應(yīng)出該模型中可能存在的多重共線性問題。為了進一步檢驗是否存在多重共線性，因此列出如下的簡單相關(guān)系數(shù)的系數(shù)表(表2)，不難得出，一些解釋變量間的確存在多重共線性。

表2 相關(guān)系數(shù)矩陣

(二)多重共線性修正(Frisch綜合分析法)

首先，將y對x1，x2，x3，x4作出簡單回歸方程，然后對每一個基本回歸方程進行統(tǒng)計檢驗和經(jīng)濟檢驗，并根據(jù)計量理論分析選出最優(yōu)基本方程，接下來為了得到最優(yōu)的回歸方程，采取逐一引入解釋變量的方法。

(1)運用最小二乘法挨個求出Y對各解釋變量的簡單回歸模型，在綜合考慮經(jīng)濟意義與統(tǒng)計意義這兩個方面的情況下，篩選出擬合程度最高的一元線性回歸方程。觀察列出的所有一元線性回歸模型中，農(nóng)村居民人均消費支出(Y)與農(nóng)村居民的人均可支配收入(X1)的線性關(guān)系最強，擬合關(guān)系最好，結(jié)果見下表3：

表3Y對X1的回歸結(jié)果

Dependent Variable：Y

Method:Least Squares

Date：06/20/17 Time：23：10

Sample：1998 2015

Included observations：18

Y=357.4588+0.718253X1

(5.979157)(85.19025)

R2=0.9978 F=7257.379

2)逐步回歸。從表1和表2中發(fā)現(xiàn)模型中確實存在嚴重共線性。從實際情況推導(dǎo)，這可能是由于模型中存在無關(guān)的因素或者存在嚴重的多重共性導(dǎo)致，并且消費支出和人均GDP應(yīng)該是成正相關(guān)，所以可以X4直接剔除，將其他解釋變量挨個代入上式，逐一進行經(jīng)濟意義和統(tǒng)計意義的檢驗，最后確定出最佳模型為Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+μ，用逐步回歸估計法做出其回歸結(jié)果如下：

表4剔除變量X4后的Eviews回歸結(jié)果

Dependent Variable：Y

Method:Least Squares

Date：06/20/17 Time：10：18

Sample：1998 2015

Included observations：18

通過Frisch綜合分析法確定模型為：

Y=845.3113+0.661994X1-14.56902X2+1.351484X3

五、模型建立與檢驗

(一)模型建立

Y=845.3113+0.661994X1-14.56902X2+1.351484X3

(2.254893) (57.31807) (-2.342140)

即：農(nóng)村居民人均消費支出=845.3113+0.661994*農(nóng)村居民可支配收入-14.56902*農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)+1.351484*農(nóng)村居民消費價格指數(shù)。

(二)模型檢驗

1.經(jīng)濟意義檢驗

從上面模型估計結(jié)果可看出，在其他條件不變的大前提下，農(nóng)村居民消費支出和可支配收入成正相關(guān)，和恩格爾系數(shù)成反相關(guān)，與消費價格指數(shù)成正相關(guān)，該模型通過了經(jīng)濟意義上的檢驗。

2.統(tǒng)計意義檢驗

R2=0.999421說明模型擬合的較好，且通過F檢驗，因而得出采用農(nóng)村居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)、農(nóng)村居民消費價格指數(shù)三個解釋變量對被解釋變量農(nóng)村居民人均消費支出有顯著影響。

六、相關(guān)結(jié)論及合理建議

通過上述的計量經(jīng)濟學分析，從中得出的結(jié)論如下，并給出相應(yīng)建議：

1.觀察上述的計量分析，恩格爾的系數(shù)和物價指數(shù)的t值均小于可支配收入的t值，表明可支配收入對農(nóng)村居民人均消費支出具有關(guān)鍵性的影響，反映出可支配收入每增加1個單位，消費支出將增加0.661994單位。因為可支配收入是決定性支出，所以政府要加大農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的政府投資力度，提高居民的可支配收入，避免貧富兩級分化現(xiàn)象的發(fā)生。政府要從多渠道增加就業(yè)崗位，降低失業(yè)率；改善現(xiàn)存收入分配機制的不足，保障居民有效收入的提高，刺激農(nóng)民的消費。

2.農(nóng)村居民人均消費與恩格爾系數(shù)成反比，恩格爾系數(shù)每減少1個單位，居民人均消費支出增加14.56902單位。最近幾年來我國農(nóng)村居民消費的支出中，非食品支出占了很大的比重，因此解決的關(guān)鍵是要引導(dǎo)農(nóng)村居民提高在其他方面的支出，政府可以創(chuàng)造有利的政策環(huán)境，支持增加人民在娛樂教育健康等方面的支出，合理引導(dǎo)人民的消費；建立健全農(nóng)村社會保障體系，著力落實基本公共服務(wù)的均等化，使農(nóng)民的福利得到保障，從而有效提高農(nóng)村居民的邊際消費傾向，提升農(nóng)民的生活水平。

3.消費者價格指數(shù)(CPI)，根據(jù)以上分析，農(nóng)村居民人均消費與價格指數(shù)成正比，也就是說價格指數(shù)每增加1個單位，消費支出會增加1.351484個單位。消費與價格指數(shù)息息相關(guān)，政府要合理引導(dǎo)價格指數(shù)位于合理水平，使其與農(nóng)村居民人均消費相適應(yīng)，維持宏觀經(jīng)濟的平穩(wěn)較快發(fā)展。

[1] 鹿金鳳.中國農(nóng)村居民人均消費支出的影響因素分析[J]. 經(jīng)營管理者2010.

[2] 趙衛(wèi)亞.計量經(jīng)濟學教程(第二版)[M]. 上海財經(jīng)大學出版社.2010.

[3] 胡劍偉，陳天祥.中國農(nóng)村居民收入與消費的計量分析[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與科技.2007.