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        我國農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響因素的實證分析

        2018-03-26 12:29:10方天翔
        商場現(xiàn)代化 2018年4期

        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

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