申志艷

【摘要】本文提出了考慮內(nèi)、外部消費習(xí)慣形成及當(dāng)期消費空間效應(yīng)三種影響因素的消費理論模型，在此基礎(chǔ)上，遵循“從一般到特殊”的原則提出動態(tài)空間面板模型，但是經(jīng)檢驗其不滿足平穩(wěn)性條件，采用靜態(tài)空間面板模型的估計結(jié)果表明，農(nóng)村居民信息消費支出存在顯著的空間溢出效應(yīng)，收入仍是提高農(nóng)村居民在信息消費支出的主要因素，信息基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)村居民信息消費提升的作用有限，物價上漲、受教育水平、城鎮(zhèn)居民信息消費習(xí)慣對農(nóng)村居民信息消費沒有產(chǎn)生顯著性的影響。

【關(guān)鍵詞】我國農(nóng)村居民；人均消費；影響因素

一、農(nóng)村居民消費水平現(xiàn)狀分析

隨著近年來的各種扶農(nóng)政策取得的實際成效，農(nóng)村居民人均消費水平出現(xiàn)大幅度的提高，2014年農(nóng)村居民人均消費支出為1909.2元，是1985年的5.47倍。從城鄉(xiāng)對比來看，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民間消費差距相對平穩(wěn)，但是消費差距仍然很大。2005年至2014年，兩者間比值由3.68縮小到2.91，雖然有所下降，但與1985年相比，還是出現(xiàn)了相當(dāng)大的下滑。自1985年至2014年農(nóng)村居民的人均消費支出提高了25倍，而城鎮(zhèn)居民的人均消費提高了33倍。由此可見，與城鎮(zhèn)居民相比，目前農(nóng)村居民消費處于相對較低的水平，城鄉(xiāng)居民消費的差距仍處于一種逐步擴大的態(tài)勢。

二、數(shù)據(jù)及農(nóng)村居民信息消費影響因素指標(biāo)

物價指數(shù)（NCJG）。由于目前統(tǒng)計年鑒中沒有提供信息消費價格指數(shù)，本文選用農(nóng)村居民消費價格指數(shù)（2002年為基期）作為替代，以反映整體物價水平對農(nóng)村居民信息消費支出的影響。

受教育水平（NCJY）。選用農(nóng)村平均受教育年限來替代，用來反映農(nóng)村居民受教育水平提高對居民信息消費支出的影響，具體測算方法為：將未上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中、大專及以上以1年、6年、9年、12年、16年為權(quán)重，計算每一種受教育水平人數(shù)所占比重，再計算加權(quán)和便得到人均受教育水平。

信息基礎(chǔ)設(shè)施（NCYD）。由于在各種上網(wǎng)設(shè)備中，農(nóng)村網(wǎng)民使用手機上網(wǎng)的比例最高，同時考慮數(shù)據(jù)的可得性，本文選用農(nóng)村居民家庭平均每百戶移動電話擁有量為替代，來反映信息基礎(chǔ)設(shè)施對居民信息消費支出的影響。

三、實證分析

根據(jù)前述所分析的農(nóng)村居民消費水平影響因素，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，選取農(nóng)村居民人均消費性支出（Y）為被解釋變量，農(nóng)村居民人均純收入（X1）、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（X2）、商品銷售價格指數(shù)（X3）為解釋變量，建立多元回歸模型進行實證分析，數(shù)據(jù)來源于2015年《中國統(tǒng)計年鑒》，樣本區(qū)間為1985年-2014年。為剔除物價水平變動的影響，農(nóng)村居民人均消費性支出與人均純收入、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值均以1985年為基期的可比價格計算得到實際值。

建立多元回歸模型，本文采用Eviews5.0軟件進行處理，首先把模型設(shè)定為Y=C+β1X1+β2X2+β3X3+μ，利用OLS法估計模型，得到如下初步回歸模型結(jié)果：

Y=103.1+0.61X1+0.09X2-0.705X3

T值14.331.48.22-12.6

P值0.0000.0000.0000.000

由上述結(jié)果可以看出，R2=0.9991，對城鎮(zhèn)居民人均消費性支出Y有顯著影響。在0.05的顯著性水平下，參數(shù)β1的P值為0.000，參數(shù)β2的P值為參數(shù)0.000，β3的P值為0.000，均小于0.05，說明變量X1、X2、X3都通過了顯著性檢驗，即農(nóng)村居民家庭人均純收入、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、商品銷售價格指數(shù)對農(nóng)村消費水平的影響都十分明顯，即可判斷不存在多重共線性。另外，用懷特檢驗方法來進行異方差檢驗，檢驗得到的卡方統(tǒng)計量X2的值為nR2=1.351556，F(xiàn)統(tǒng)計量的p=0.9792>0.05，所以接受原假設(shè)，拒接備擇假設(shè)，即該模型不存在異方差。最后，由于DW統(tǒng)計量=1.106，所以存在自相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)存在自相關(guān)，利用廣義差分法進行修正。

由表1可知DW=1.942>Du=1.65，并且所有回歸系數(shù)均能通t檢驗，所以消除了自相關(guān)性。因此建立的最終模型為：

Y=103.7+0.61X1+0.09X2-0.68X3

T值17.1336.389.30-14.92

P值0.0000.0000.0000.000

通過對農(nóng)村居民人均消費性支出與人均純收入、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、商品銷售價格指數(shù)的回歸模型進行分析，可知它們之間存在十分密切的聯(lián)系。農(nóng)村人均純收入X1、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的X2變化將會導(dǎo)致人均消費性支出Y的同方向變化，X1對Y的彈性為0.61，X2對Y的彈性為0.09，即人均純收入每增長l元，人均消費性支出平均增長0.61元；人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增長1元，人均消費性支出平均上漲0.09元，這說明農(nóng)村人均純收入、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長會促進人均消費性支出，即人均純收入越高，國民經(jīng)濟發(fā)展越好，農(nóng)村居民消費熱情越膨脹，農(nóng)民的消費水平也會隨之提升。

參考文獻

[1]宋少青.中國農(nóng)村居民消費水平影響因素分析[J].河北企業(yè)，2017（12）：42～43.