崔晨

摘 要 立足當(dāng)前社會上具有實際價值和重要的科學(xué)問題，以期通過本次研究，以相關(guān)計量分析理論為指導(dǎo)通過調(diào)整農(nóng)村居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)而改善農(nóng)村居民貧困現(xiàn)狀提供指導(dǎo)作用，從理論上通過切實研究為改善農(nóng)村貧困居民的現(xiàn)狀提供一條科學(xué)的方法途徑。

關(guān)鍵詞 農(nóng)村居民；消費(fèi)結(jié)構(gòu)；減貧效應(yīng)

中圖分類號：F323.8 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：B DOI：10.19415/j.cnki.1673-890x.2018.03.044

減少和消除貧困是當(dāng)今社會發(fā)展的重大課題。改革開放以來，我國在減少農(nóng)村貧困方面取得了舉世矚目的成就，農(nóng)村貧困人口從1978年的2.5億下降至2015年的5 575萬，同期農(nóng)村貧困發(fā)生率從30.7%降至5.7%。農(nóng)村貧困減少的顯著成就，既得益于改革以來農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，也得益于國家強(qiáng)有力的扶貧政策的推進(jìn)。值得關(guān)注的是，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整作為社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要體現(xiàn)，對農(nóng)村貧困減少必然產(chǎn)生重大影響，特別是農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)調(diào)整尤如一把雙刃劍，對農(nóng)村貧困產(chǎn)生正反兩個方面的作用，加速或弱化農(nóng)村減貧進(jìn)程。它如同物理杠桿，將從正反兩個方面放大各項因素影響農(nóng)村貧困的作用力[1]。

1 減貧效應(yīng)概念

貧困的概念具有極度不確定性，多為動態(tài)演進(jìn)的性質(zhì)。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家、諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎獲得者保羅·薩繆爾森就曾分析過貧困這一概念：貧困是一個非常難以捉摸的概念，對于不同的社會人而言，貧困所意味的也是不同的事情。隨著人們對貧困的研究深入，一步步加深對貧困的認(rèn)識，這一概念在不斷演進(jìn)中，先后經(jīng)歷了經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會學(xué)以及政治學(xué)概念的詮釋[2]。

在經(jīng)濟(jì)學(xué)范疇中，對貧困的定義主要是生活中所存在具體，是存在于物質(zhì)層面的物質(zhì)生活貧困，如資產(chǎn)性質(zhì)的貧困、收入性質(zhì)的貧困，亦或消費(fèi)性質(zhì)的貧困。而從社會學(xué)的范疇，貧困主要是個人自身或者社會群體在所具備能力、所掌握知識技能以及對社會改變接受程度的希缺性。從政治學(xué)范疇，則具有其他層次的含義，貧困這一概念涉及階級理論的剝奪和公民權(quán)利的剝奪。從貧困概念的演進(jìn)歷程中，貧困不僅僅作為一種社會上的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，也是一種伴隨著社會發(fā)展，和社會、政治、文化等不同層面都具有密切關(guān)聯(lián)的現(xiàn)象[3]。

在發(fā)展與減貧理論中，提出扶貧有利于窮人在物質(zhì)屬性和自然屬性上的增長（pro-pool growth，簡稱PPG）。其實質(zhì)就是一個國家貧困居民的實際生活收入增長幅度要大于在分配模式保持不變的前提條件下的貧困居民的實際生活收入增長幅度；在兼顧社會發(fā)展效率和社會公平的條件下，最大程度上減少貧困和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[4]。

2 農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)調(diào)整及現(xiàn)狀

2.1 農(nóng)村居民消費(fèi)收入和支出現(xiàn)狀

根據(jù)上述理論基礎(chǔ)，為了解歷年來農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的概況，本文以農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)支出作為統(tǒng)計指標(biāo)，以食品消費(fèi)、衣著消費(fèi)、居住消費(fèi)、家庭設(shè)備及用品消費(fèi)、交通通信消費(fèi)、文教娛樂消費(fèi)支出、醫(yī)療保健消費(fèi)以及其他消費(fèi)在內(nèi)8大類消費(fèi)結(jié)構(gòu)為統(tǒng)計對象[5]，進(jìn)一步通過《中國統(tǒng)計年鑒》以及國家統(tǒng)計局等平臺媒介，搜集1990—2012年共23年8大類農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)支出，整理1990—2012年，我國農(nóng)村居民家庭人均食品、衣著等8大類消費(fèi)總支出變化趨勢，如圖1所示。

結(jié)合圖1可以看出，1990—2012年，我國農(nóng)村居民家庭人均食品、衣著等8大類消費(fèi)支出均為逐年增長的趨勢，其中農(nóng)村居民家庭人均食品消費(fèi)支出增長趨勢最為明顯，也印證這“民以食為天”這句古話，其次為人均居住消費(fèi)支出，人均其他消費(fèi)支出增長趨勢較為平緩。

為進(jìn)一步分析農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化情況，以期了解1990—2012年農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化概況，整理農(nóng)村居民人均8大類消費(fèi)支出比例統(tǒng)計數(shù)據(jù)，整理各類消費(fèi)支出歷年變化趨勢如圖2所示。

結(jié)合圖2可以看出，1990—2012年我國農(nóng)村家庭居民人均食品消費(fèi)支出比例在輕微波動中逐年降低。其他各類消費(fèi)支出比例曲線變化趨勢可以看出，除食品消費(fèi)支出比例外，交通通信消費(fèi)支出比例在逐年遞增，呈一定的上漲趨勢。從1990年統(tǒng)計農(nóng)村居民人均交通通信消費(fèi)支出比例為0.014 4；到2006年交通信消費(fèi)支出比例正式突破0.1大關(guān)，統(tǒng)計為0.102 1；隨后繼續(xù)上漲，到2012年該比例達(dá)到0.110 5；此外，農(nóng)村家庭居民人均醫(yī)療保健消費(fèi)支出比例從整體趨勢來看，呈緩慢增長。

2.2 農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)度

本文以上述統(tǒng)計食品消費(fèi)等在內(nèi)5大類消費(fèi)為所有消費(fèi)類型，即m=5；以統(tǒng)計數(shù)據(jù)1990—2012年平均每2年為所確定期限（如1990年消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化度為期初1990到期末1991），即n=1；結(jié)合公式（1）整理1990—2012年各年農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動度，農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動度變化趨勢如圖3所示。

居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的測量指標(biāo)計算公式如（1）所示。

式中：DCSC為消費(fèi)結(jié)構(gòu)指標(biāo)；m為消費(fèi)類別總數(shù)；N為統(tǒng)計變量個數(shù)；Pi1、Pi0分為統(tǒng)計年第i類消費(fèi)前后比例的統(tǒng)計量。

結(jié)合圖3可以看出，1990—2012年，23年時期內(nèi)的農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動情況一直處于不停地波動起伏中，其中以1999年的統(tǒng)計1999—2000年的農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動為最大的一次變動幅度，而1994年的統(tǒng)計1994—1995年的農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動為最小的一次變動幅度。

3 農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)調(diào)整減貧杠桿效應(yīng)的實證分析

3.1 變量確定

根據(jù)上述理論基礎(chǔ)，結(jié)合我國現(xiàn)有規(guī)定，農(nóng)村居民的消費(fèi)支出可以劃分為食品消費(fèi)等8項，各項支出之間的計算比重就是農(nóng)村居民家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)。為深入分析農(nóng)村居民家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)和減貧效應(yīng)的關(guān)系，本文選取農(nóng)村居民貧困發(fā)生率HCR（HeadCountratio）作為農(nóng)村居民減貧效應(yīng)的代理變量；選取農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動度（DCSC），農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)（EC）作為農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的代理變量；農(nóng)村居民家庭每人純收入以10為底的對數(shù)（L_RGDP）作為農(nóng)村居民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的代理變量；另根據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布官方數(shù)據(jù)，搜集1990—2012年歷年農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)（CPI），農(nóng)村居民消費(fèi)水平以10為底的對數(shù)（L_CL），農(nóng)村居民消費(fèi)水平指數(shù)（CLI）作為農(nóng)村居民消費(fèi)的代理變量。endprint

上述所有變量數(shù)據(jù)的單位時間均為1年，且本文實證分析所用數(shù)據(jù)分別均源于國家統(tǒng)計局發(fā)布數(shù)據(jù)和國家官方發(fā)布刊物《中國統(tǒng)計年鑒》。后續(xù)模型檢驗和模型回歸的過程均借助于計量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews 8完成本次研究。樣本數(shù)據(jù)見表1。

3.2 模型設(shè)定

本次關(guān)于農(nóng)村居民家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)和減貧效應(yīng)的研究選擇通過構(gòu)建非結(jié)構(gòu)性VAR模型考察上述各變量之間存在的關(guān)系，以及在給定相關(guān)單位變化的條件下，驗證各變量系統(tǒng)內(nèi)的相互影響，即變量系統(tǒng)間的綜合動態(tài)反應(yīng)。在確定相關(guān)代理變量的基礎(chǔ)上，本文選取農(nóng)村居民貧困發(fā)生率HCR、農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動度（DCSC）等7個代理變量為內(nèi)生變量，根據(jù)一般定義將常數(shù)項作為外生變量。

模型的具體形式為：

式中：yt=（HCRt，DCSCt，ECt，L_RGDPt，CPIt，L_CLt，CLIt）T為內(nèi)生變量向量；Aj為帶估計的參數(shù)矩陣；c為常數(shù)項；p為自回歸滯后的階數(shù)；ej為隨機(jī)的擾動項，在t相同是可以相關(guān)，但不能存在自相關(guān)，且不能與模型右側(cè)的變量存在相關(guān)。

3.3 實證分析

3.3.1 平穩(wěn)性檢驗

本文在使用協(xié)整理論對所確定時間序列進(jìn)行分析之前，第一步相對各內(nèi)生變量時間序列進(jìn)行單文根檢驗，驗證各內(nèi)生變量時間序列是否平穩(wěn)，進(jìn)一步避免出現(xiàn)偽回歸。本文采用EViews中ADF（Augmented Dickey-Fuller）方法對內(nèi)生變量HCR、DCSC、EC、L_RGDP、CPI、L_CL、CLI進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，所驗證時間序列中存在序列在驗證過程中p值小于所確定置信水平，非平穩(wěn)；則進(jìn)一步對該序列繼續(xù)求得一階二階差分，對差分結(jié)果繼續(xù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，直至本次研究所生成序列均平穩(wěn)后再進(jìn)行下一步數(shù)據(jù)之間關(guān)系的分析。整理Eviews8分析結(jié)果見表2。

本次顯著性水平均選取0.05，臨界值為0.05顯著性水平下的臨界值。

結(jié)合表2中各內(nèi)生變量序列ADF的檢驗結(jié)果可知，原始序列中：DCSC、L_RGDP、CPI和CLI各內(nèi)生變量序列，其ADF檢驗值均小于5%顯著性水平下的臨界值；而EC經(jīng)過一階差分變換后，其ADF檢驗值均小于5%顯著性水平下的臨界值；HCR和L_CL內(nèi)生變量序列經(jīng)過二階差分變換后，二者的ADF檢驗值均小于5%顯著性水平下的臨界值；因此拒絕單位根的原假設(shè)。

3.3.2 最優(yōu)滯后階數(shù)確定

在上述分析的基礎(chǔ)上，繼續(xù)借助Eviews8分析工具，整理相關(guān)輸出結(jié)果見表3。

本次研究中0-1階VAR模型的LR統(tǒng)計量，最終預(yù)測所得誤差FPE以及三種信息準(zhǔn)則，即AIC信息準(zhǔn)則、SC施瓦茲準(zhǔn)則和HQ信息準(zhǔn)則的驗證結(jié)果。根據(jù)表中數(shù)據(jù)可知：以“*”對依據(jù)相應(yīng)準(zhǔn)則所選出最佳準(zhǔn)則的最優(yōu)滯后階數(shù)進(jìn)行標(biāo)記。表3中輸出結(jié)果顯示，LR統(tǒng)計量，最終預(yù)測所得誤差FPE以及AIC信息準(zhǔn)則，SC施瓦茲準(zhǔn)則和HQ信息準(zhǔn)則均在一階時標(biāo)注“*”。因此，本次研究確定VAR模型的最佳滯后階數(shù)為1階。

3.3.3 Granger因果檢驗

本文在上述確定VAR模型最佳滯后階數(shù)為2的基礎(chǔ)上，對VAR模型最佳滯后階數(shù)為2情況下的因果關(guān)系進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗。以變量位HCR為例，整理內(nèi)生變量的Granger因果關(guān)系檢驗見表4。

由表4輸出結(jié)果可知，內(nèi)生變量DCSC在0.05的顯著性水平上能引起變量HCR的變化，內(nèi)生變量DCSC到變量HCR存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即拒絕原假設(shè)；內(nèi)生變量EC在0.05的顯著性水平上能引起變量HCR的變化，內(nèi)生變量EC到變量HCR存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即拒絕原假設(shè)；內(nèi)生變量L_RGDP在0.05的顯著性水平上能引起變量HCR的變化，內(nèi)生變量RGDP到變量HCR存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即拒絕原假設(shè)；內(nèi)生變量CPI在0.05的顯著性水平上能引起變量HCR的變化，內(nèi)生變量CPI到變量HCR存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即拒絕原假設(shè)；內(nèi)生變量L_CL在0.05的顯著性水平上能引起變量HCR的變化，內(nèi)生變量L_CL到變量HCR存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即拒絕原假設(shè)；內(nèi)生變量CLI在0.05的顯著性水平上能引起變量HCR的變化，內(nèi)生變量CLI到變量HCR存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即拒絕原假設(shè)。

4 結(jié)語

農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動度（DCSC）、農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)（EC）、農(nóng)村居民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的代理變量、農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)（CPI）、農(nóng)村居民消費(fèi)水平等因素均能對農(nóng)村居民貧困發(fā)生造成影響。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)村居民生活水平的提高，農(nóng)村局面的消費(fèi)結(jié)構(gòu)也在隨時間逐步發(fā)生著改變。農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的改變對經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式有著一定的作用和影響；而反過來經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式對農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的改變對也存在著一定的作用和影響。

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（責(zé)任編輯：劉昀）endprint