摘 要：本文針對我國是一個農(nóng)業(yè)大國的基本國情，選取我國1978年-2015年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對我國農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響因素進(jìn)行計量經(jīng)濟(jì)分析、檢驗，并對各因素的影響程度的大小進(jìn)行比較，最終建立合適的回歸模型。通過對最終的回歸模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義上的分析，提出相關(guān)的政策建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村居民消費(fèi)水平；回歸模型；自相關(guān)；計量經(jīng)濟(jì)學(xué)

一、研究背景

投資、出口與消費(fèi)是國民經(jīng)濟(jì)的三大支柱。隨著我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，我國經(jīng)濟(jì)處于換擋期。投資的增加對經(jīng)濟(jì)的提振收效較小，我國于2013年首次提出“一帶一路”經(jīng)濟(jì)帶，通過對周圍基建的投資，來加大出口達(dá)到合作共贏的目的。隨著特朗普上臺，美國政府退出TPP加入“一帶一路”經(jīng)濟(jì)帶，“一帶一路”政策發(fā)展一片大好。但是目前全球仍處于疲軟狀態(tài)，僅靠出口的增長難以維持我國經(jīng)濟(jì)的中高速增長目標(biāo)。

因此，國內(nèi)市場的消費(fèi)擴(kuò)張仍是經(jīng)濟(jì)增長的研究重點，我國雖然在過去的幾十年快速發(fā)展中城鄉(xiāng)人口比例發(fā)生了巨大的變化，但是13億人口中仍有6億農(nóng)村人口。農(nóng)村地區(qū)的人口規(guī)模決定了我國的農(nóng)村市場體量巨大，對拉動國內(nèi)需求有積極作用。而刺激農(nóng)村居民消費(fèi)是打開農(nóng)村市場的關(guān)鍵，為此對我國農(nóng)村居民人均消費(fèi)影響因素進(jìn)行實證分析。

二、文獻(xiàn)綜述

相對于西方完善的消費(fèi)理論體系而言，我國的消費(fèi)理論雖然發(fā)展快，但是起步晚，因此至今仍未形成一個完整的理論體系。在20世紀(jì)80年代到90年代，國內(nèi)很多學(xué)者利用掌握到的數(shù)據(jù)對農(nóng)村居民的消費(fèi)問題進(jìn)行深入研究，近年隨著能夠掌握的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)逐漸增多，很多學(xué)者對擴(kuò)大國內(nèi)有效需求的研究越發(fā)傾向于數(shù)量化更加顯著的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)實證分析。對過去幾十年國內(nèi)學(xué)者的研究進(jìn)行總結(jié)，各位學(xué)者的觀點大致可以歸納為以下幾點：

一是農(nóng)村居民收入的平均水平和穩(wěn)定性制約發(fā)展。尹世杰（2001）認(rèn)為，農(nóng)民的收入水平低、消費(fèi)環(huán)境差、消費(fèi)觀點滯后是其消費(fèi)水平不高的主要原因。劉建國（1999）認(rèn)為農(nóng)民收入的不穩(wěn)定性以及社會保障制度不健全導(dǎo)致農(nóng)民消費(fèi)傾向偏低，是不利于擴(kuò)大內(nèi)需的根本性原因。二是驗證持久收入假說在我國農(nóng)村消費(fèi)市場的可行性。李景華（2006）使用2000年-2004年的數(shù)據(jù)對持久收入和相對收入假說進(jìn)行了檢驗，肯定了我國國情下持久收入假說理論的正確性，并指出農(nóng)村居民當(dāng)前消費(fèi)的主要影響因素為農(nóng)村居民的持久性收入。

前輩們做出的成果對我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生過巨大貢獻(xiàn)，但是由于我國國情的特殊性，僅僅套用國外的消費(fèi)理論通過對要素分析所得到的結(jié)論往往不夠可靠。因為國外的消費(fèi)理論大多建立在一個相對穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的前提下，而中國即使在經(jīng)濟(jì)增速不斷放緩的今天仍保持著經(jīng)濟(jì)的中高速發(fā)展，經(jīng)濟(jì)體所處系統(tǒng)相對穩(wěn)定的假定很難站住腳。所以，與以往的農(nóng)村居民消費(fèi)水平研究的相關(guān)文獻(xiàn)不同，本文利用1985年-2015年的農(nóng)村人均純收入和人均消費(fèi)性支出和歷年的消費(fèi)價格指數(shù)進(jìn)行實證分析，試圖立足于歷史數(shù)據(jù)對中國農(nóng)村居民消費(fèi)與收入水平之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行研究。

三、變量選取、數(shù)據(jù)來源及模型構(gòu)建

1.變量的選取

首先，我們選取“農(nóng)村居民全年人均消費(fèi)性支出”作為被解釋變量；其次，我們選取“農(nóng)村居民全年人均純收入”和“消費(fèi)價格指數(shù)”作為解釋變量。

（1）農(nóng)村居民全年人均消費(fèi)性支出Y：指平均每位農(nóng)村居民當(dāng)年用于滿足家庭日常生活消費(fèi)的全部支出，是衡量農(nóng)村居民消費(fèi)水平的重要指標(biāo)。

（2）農(nóng)村居民全年人均純收入X1：指特定時期平均每位農(nóng)村居民所獲得的總收入扣除獲取收入所發(fā)生的費(fèi)用后產(chǎn)生的凈所得。農(nóng)村居民全年人均純收入的增加會在一定程度上促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提高。

（3）消費(fèi)價格指數(shù)X2：是度量一攬子有代表性的消費(fèi)品和服務(wù)價格水平隨時間變化而變化的相對數(shù)。消費(fèi)價格指數(shù)的增加會在一定程度上使農(nóng)村居民消費(fèi)水平下降。

2.模型的設(shè)定

根據(jù)選取的解釋變量與被解釋變量，初步設(shè)定模型為：，其中，為隨機(jī)擾動項。

3.數(shù)據(jù)的收集

通過查閱和整理資料，得到各變量的原始數(shù)據(jù)，但是由于原始數(shù)據(jù)中人均純收入和人均消費(fèi)支出均為以現(xiàn)價進(jìn)行計量，所以在模型估計時往往會導(dǎo)致一定的誤差。因此，我們統(tǒng)一以1985年的數(shù)據(jù)為基期，通過將全年人均純收入乘以修正系數(shù)對原數(shù)據(jù)進(jìn)行修正，將數(shù)據(jù)匯總得到表1。

4.模型的估計

將數(shù)據(jù)錄入EVIEWS進(jìn)行參數(shù)估計，得到回歸方程：

回歸結(jié)果如圖1所示。

由圖1可知可決系數(shù)R2=0.994705，模型的擬合程度好，可決系數(shù)很高，這表明人均收入和居民消費(fèi)價格指數(shù)對農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出有顯著影響。

四、模型檢驗及修正

1.經(jīng)濟(jì)意義的檢驗

由估計的結(jié)果可以看出，β1>0，β2<0說明隨著人均收入的增加，農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出是增加的；隨著消費(fèi)價格指數(shù)的增加，農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出是減少的。因此，我們可以判定所估計的模型是符合經(jīng)濟(jì)意義的。

2.統(tǒng)計推斷檢驗

（1）擬合優(yōu)度：可決系數(shù)R2=0.994705，所以模型擬合的很好。

（2）F檢驗：F=2630.062，取α=0.05，有F0.05（2，28）=3.34。F>F0.05（2，28），所以模型的線性關(guān)系在0.95的置信水平下顯然成立。

（3）t檢驗：在α=0.05的情況下，由圖1可知，變量X2和C所對應(yīng)P值均大于0.05，所以模型未通過檢驗。

3.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗及修正

（1）多重共線性

①模型的多重共線性檢驗

根據(jù)上文統(tǒng)計推斷檢驗結(jié)果可以看出，雖然模型的擬合優(yōu)度R2=0.994705，模型的擬合非常好。但是各解釋變量均未通過參數(shù)顯著性檢驗，因此初步判定模型存在多重共線性。我們使用EVIEWS做出變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣，見表2，所以我們判定模型存在多重共線性。

②模型的多重共線性修正

由于本模型為了保證其簡潔性，在模型初步建立時涉及的變量較少。所以，修正模型多重共線性的過程中，我們通過變換模型形式修正模型的多重共線性。

通過對比一系列模型形式變換對多重共線性的調(diào)整結(jié)果，我們最終設(shè)定模型形式為：

回歸結(jié)果如圖2所示

從以上回歸結(jié)果可知，各變量均非常優(yōu)秀的通過了t檢驗，模型也非常好的通過了F檢驗，且模型的擬合優(yōu)度R2=0.941258擬合程度非常高。因此，我們判定修正后的模型不存在多重共線性，得到新的回歸方程：

（2）異方差性

①異方差的檢驗（懷特檢驗法）

使用懷特檢驗法對檢驗回歸模型的異方差，結(jié)果如圖3所示。

②異方差的修正（加權(quán)最小二乘法）

我們通過設(shè)置權(quán)重w=1/abs（resid），在EVIEWS進(jìn)行加權(quán)最小二乘估計，回歸結(jié)果如圖4所示。

我們對修正后結(jié)果再次進(jìn)行懷特檢驗，結(jié)果如圖5所示。

由圖5可知obs*R-squared=8.823086；Probability=0.11633>0.05。所以修正后的模型不存在異方差，則修正后的模型為：

（3）自相關(guān)性

①自相關(guān)性的檢驗（PAC檢驗法）

如圖6，模型的第1期偏相關(guān)系數(shù)的直方塊超過了虛線，因此存在著一階自相關(guān)。

②自相關(guān)性的調(diào)整（加入項）

在已有WLS命令中加上AR（1），使用迭代估計的方法建立模型。結(jié)果如圖7所示。

由圖7可知，加入AR（1）項后，模型的自相關(guān)性仍未得到修正。所以，我們繼續(xù)修正模型，在命令后再加上AR（2），使用迭代估計法建立模型，結(jié)果見圖8。

4.最終模型

在對最初建立的模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義檢驗、統(tǒng)計推斷檢驗、計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗后，我們對模型進(jìn)行了多次修正，最終得到了農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出和各解釋變量之間的函數(shù)關(guān)系式：

五、總結(jié)

首先，本文利用1978年-2015年中國農(nóng)村居民的人均消費(fèi)支出、人均純收入和消費(fèi)價格指數(shù)的數(shù)據(jù)，采用OLS的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法對其進(jìn)行分析，得出的結(jié)論是：隨著人均收入的增加，農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出是增加的；隨著消費(fèi)價格指數(shù)的增加，農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出是減少的。其次，根據(jù)前文自相關(guān)性的修正過程，我們發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出或許存在一定的滯后期，即當(dāng)期的消費(fèi)可能受到前一期甚至前幾期消費(fèi)的影響。最后，促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)支出增長的核心在于發(fā)展農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)，增加農(nóng)村居民的人均純收入。具體措施有：

（1）加快農(nóng)村消費(fèi)市場建設(shè)，加大農(nóng)村建設(shè)的投資力度，建立以PPP為范例的政府、市場相結(jié)合的農(nóng)業(yè)投資系統(tǒng)。

（2）加快新時代“土地政策改革”，推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。2000年至今我國大部分地區(qū)，已實現(xiàn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的小型機(jī)械化。但由于土地過于碎片化，大型機(jī)械化的推行進(jìn)展緩慢，要推行大農(nóng)場承包模式，化零為整，進(jìn)一步解放生產(chǎn)力提高農(nóng)村居民的人均收入。

（3）加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加大農(nóng)民職業(yè)技能培訓(xùn)，培養(yǎng)專業(yè)農(nóng)民，將剩余的勞動力輸送至其它行業(yè)，創(chuàng)造主營業(yè)務(wù)外收入。

參考文獻(xiàn)：

[1]劉雙.社會保障對農(nóng)村居民消費(fèi)行為的影響研究[D].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)，2016.

[2]袁爽.中國農(nóng)村居民消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長拉動作用研究[D].遼寧大學(xué)，2016.

[3]馬會.農(nóng)村人均收入對消費(fèi)影響的實證研究——基于中國農(nóng)村居民人均收入與消費(fèi)的分析[J].天津商務(wù)職業(yè)學(xué)院學(xué)報，2015，（05）：5-10.

[4]徐曙敏.我國農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出與人均純收入的實證分析[J].宜春學(xué)院學(xué)報，2012，34（01）：37-40+69.

作者簡介：方天翔（1997- ），安徽阜陽人，安徽財經(jīng)大學(xué)在讀本科生，研究方向：金融工程