■吳一凡 崔文凱（安徽財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院）

一、引言

農(nóng)村居民的生活情況一直是外界關(guān)注的重點問題，農(nóng)村居民消費支出情況則是農(nóng)民生活狀態(tài)的具體表現(xiàn)。近些年來，由于我國對“三農(nóng)”問題的不斷重視以及各種攻堅扶貧項目的推進(jìn)，農(nóng)村居民的生活情況逐步得到了一定的改善，越來越多的人脫貧奔小康，恩格爾系數(shù)不斷變化。農(nóng)村居民的生活質(zhì)量也在穩(wěn)步提升，甚至有不少城鎮(zhèn)居民表示很羨慕他們的生活，農(nóng)民生活質(zhì)量的改善則是國家政策有效的一種體現(xiàn)。因此，對農(nóng)村居民消費支出影響因素進(jìn)行具體的定量研究具有著非常重要的意義，運用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)知識進(jìn)行實證分析則能確定其最主要的影響因素。

在此之前，已有不少人對農(nóng)村居民消費情況進(jìn)行了相關(guān)研究。如徐天舒[1]運用VAR 模型對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，探討了不同的指標(biāo)對農(nóng)村居民的消費影響，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展對農(nóng)村消費市場有促進(jìn)作用。楊莉、余倩倩[2]以海南省城鄉(xiāng)居民生活實物消費數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運用生態(tài)足跡模型，發(fā)現(xiàn)消費足跡與區(qū)域生態(tài)承載力存在結(jié)構(gòu)性失衡。賈琳琳[3]運用灰色模型對新疆農(nóng)村消費結(jié)構(gòu)演變進(jìn)行預(yù)測分析，發(fā)現(xiàn)隨著時間的推移，新疆農(nóng)村消費結(jié)構(gòu)得到了顯著優(yōu)化，農(nóng)村居民的生活水平得到了有效提高。羅健萍、劉佳[4]以面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對電子商務(wù)影響農(nóng)村居民消費進(jìn)行了實證檢驗，發(fā)現(xiàn)電子商務(wù)的發(fā)展對農(nóng)村居民的消費水平有一定的促進(jìn)作用。

如今，研究農(nóng)村居民消費水平提高、消費結(jié)構(gòu)改變的文獻(xiàn)不在少數(shù)，但是以特定的某個省份為例，研究農(nóng)村居民消費水平影響因素的文章較少。鑒于此，本文以福建省為例，運用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)知識建立合適的線性回歸模型，對農(nóng)村居民消費水平的影響因素進(jìn)行實證研究。

二、模型的建立

（一）影響因素的設(shè)定

1.固定資產(chǎn)投資

固定資產(chǎn)投資是以貨幣形式表現(xiàn)的、企業(yè)在一定時期內(nèi)建造和購置固定資產(chǎn)的工作量以及與此有關(guān)的費用變化情況。這個因素在一定程度上反應(yīng)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r、國家對地區(qū)發(fā)展的重視情況，它也會對農(nóng)村居民的生活產(chǎn)生一定的影響，是一個從側(cè)面體現(xiàn)農(nóng)村居民生活水平變化的指標(biāo)。因此將福建省的固定資產(chǎn)投資設(shè)為一個解釋變量（X1）。

2.地區(qū)生產(chǎn)總值

地區(qū)生產(chǎn)總值是指本地區(qū)所有常住單位在一定時期內(nèi)生產(chǎn)活動的最終成果，它是一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、經(jīng)濟(jì)狀況的重要體現(xiàn)。一般而言，地區(qū)生產(chǎn)總值越大的地區(qū)，經(jīng)濟(jì)也就相對越發(fā)達(dá)，人們的消費水平一般也就較高。所以地區(qū)生產(chǎn)總值在一定程度上可能會影響農(nóng)村居民的消費支出情況，因此選擇地區(qū)生產(chǎn)總值作為一個解釋變量（X2）。

3.農(nóng)村人均家庭經(jīng)營純收入

這個因素反映的是農(nóng)村居民在經(jīng)營方面獲得的總收入。根據(jù)西方經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)知識，收入是影響消費水平的一個重要因素，它在一定程度上確定了居民消費的區(qū)域。對于農(nóng)村居民來說，經(jīng)營性收入至關(guān)重要。所以選擇農(nóng)村人均家庭經(jīng)營純收入作為一個解釋變量（X3）。

4.農(nóng)村人均工資收入

此項指標(biāo)是指農(nóng)村居民在工資、報酬方面獲得的收入。根據(jù)凱恩斯消費函數(shù)可知，工資的高低會在一定程度上影響人們的消費和儲蓄，從而影響居民的消費情況和生活水平。因此將農(nóng)村人均工資收入作為一個解釋變量（X4）。

（二）模型的設(shè)定

Y 代表農(nóng)村人均生活消費支出，X1 固定資產(chǎn)投資，X2 代表地區(qū)生產(chǎn)總值，X3 代表農(nóng)村人均家庭經(jīng)營純收入，X4 代表農(nóng)村人均工資收入。

基于以上數(shù)據(jù)，初步建立多元線性回歸模型：

Y= C+C1*X1+C2*X2+C3*X3+C4*X4 + ε

三、數(shù)據(jù)的收集

根據(jù)福建省的統(tǒng)計年鑒，本文收集了福建省1995 年至2017 年各項指標(biāo)的數(shù)值。

四、模型的估計與調(diào)整

根據(jù)普通最小二乘法和計量經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)知識，運用eviews9 軟件進(jìn)行回歸分析，得到以下結(jié)果：

檢驗：根據(jù)所學(xué)的西方經(jīng)濟(jì)學(xué)知識可知，四個自變量越大，因變量也就應(yīng)該越大。換言之，農(nóng)村居民人均生活消費支出與選取的四個解釋變量應(yīng)該都呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，因此C1、C2、C3、C4 應(yīng)該均為正值。而上述模型中，得到的C2 為負(fù)值，經(jīng)濟(jì)意義檢驗不通過，因而此回歸模型并不合適。判定系數(shù)：R2=0.995048 接近于1，表明模型對樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度很好。F 檢驗：F=904.1776，在顯著性水平給定為0.05 的情況下，F(xiàn)（4，18）=2.93，F(xiàn) ＞F（4，13），拒絕方程不顯著的原假設(shè)，回歸方程顯著。其F 統(tǒng)計量的P值0.000000 也明顯小于從整體上看，解釋變量X1、X2、X3、X4 對被解釋變量 Y 有顯著影響，模型具有顯著的線性關(guān)系。t檢驗：四個解釋變量中，只有固定資產(chǎn)投資t 檢驗的檢驗值的絕對值大于2 ，從單個影響因素來看，只有X1 對被解釋變量有顯著性影響。由上述分析結(jié)果可知，模型存在一定的問題，下面進(jìn)行計量經(jīng)濟(jì)檢驗并對相應(yīng)現(xiàn)象進(jìn)行修正。

（一）多重共線性檢驗

首先分析各個解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系，以及各個解釋變量之間的相關(guān)程度，并利用COR Y X1 X2 X3 X4 命令進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗。

通過計算表明，各解釋變量與被解釋變量的相關(guān)系數(shù)都較大，且各個解釋變量之間兩兩高度相關(guān)，模型存在多重共線性，因此按照逐步回歸原理建立回歸模型。

1.建立一元模型

根據(jù)以上分析中的t 統(tǒng)計值檢驗以及相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，只有固定資產(chǎn)投資（X1）這個解釋變量的t 檢驗通過，它是影響農(nóng)村居民人均生活消費支出的主要因素，所以以Y=a+bX1+ ε 作為最基本的模型。

2.運用逐步回歸法，確定最合適的模型

先建立只含有X1 的一元回歸模型，再分別加上X2、X3、X4。當(dāng)方程僅含X1 一個自變量時，擬合優(yōu)度為0.993421；當(dāng)方程含有X1 和X2 兩個自變量時，X2 的t 檢驗值的絕對值小于2，計量經(jīng)濟(jì)檢驗未通過；當(dāng)方程含有X1 和X3 兩個自變量時，經(jīng)濟(jì)意義檢驗通過且兩個自變量的t 檢驗通過，擬合優(yōu)度為0.994646；當(dāng)方程含有X1 和X4 兩個自變量時，經(jīng)濟(jì)意義檢驗通過且兩個自變量的t 檢驗都通過，擬合優(yōu)度為0.994691；當(dāng)方程含有X1、X2 和X4 三個自變量時，X2 的經(jīng)濟(jì)檢驗不通過且X2 和X4 的t 檢驗不通過；當(dāng)方程含有X1、X3、X4 三個自變量時，X3 和X4 的t 檢驗都未通過。所以，以X1 和X4 兩個自變量建立線性回歸模型是最合適的，兩個自變量不僅都能通過經(jīng)濟(jì)意義檢驗和t 檢驗，而且模型調(diào)整后的擬合優(yōu)度也比一元的模型更好。綜上所述，較為理想的線性回歸模型為：

（二）異方差檢驗

根據(jù)需要運用eviews9 軟件繪制異方差的相應(yīng)圖形，根據(jù)散點圖推測模型可能存在異方差。圖形雖然看起來非常直觀，但是它體現(xiàn)的結(jié)果可能并不準(zhǔn)確，為了得到準(zhǔn)確的結(jié)論，此時運用懷特檢驗法對線性回歸模型進(jìn)行異方差檢驗，根據(jù)檢驗結(jié)果，可以看出nR2對應(yīng)的P 值為0.1058＞0.05，固模型不存在異方差。

（三）自相關(guān)檢驗

運用eviews 軟件對線性回歸模型進(jìn)行BG 檢驗，結(jié)果顯示，resid（-1）和resid（-2）t 檢驗值的絕對值都小于2，所以此多元線性回歸模型不存在自相關(guān)性。因此，模型即為Y=1580.732+0.412053X1+0.319098X4，說明農(nóng)民人均生活消費支出主要由固定資產(chǎn)投資和農(nóng)民人均工資收入影響。由于X1 的t 檢驗值更大，所以地區(qū)的固定資產(chǎn)投資是影響農(nóng)村人均生活消費支出的重要因素。

五、結(jié)論與建議

農(nóng)村屬于基層，農(nóng)業(yè)是一項非?；A(chǔ)的行業(yè)，農(nóng)民則是與農(nóng)村和農(nóng)業(yè)之間聯(lián)系最緊密的群體。為了使農(nóng)村居民消費水平得到有效發(fā)展，國家應(yīng)該推出各項優(yōu)質(zhì)政策，促進(jìn)農(nóng)業(yè)的快速轉(zhuǎn)型與優(yōu)質(zhì)發(fā)展，適當(dāng)進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。農(nóng)村居民則應(yīng)該積極響應(yīng)政府的號召，不斷接受新興政策和新生事物，努力打造屬于自己的品牌，為“三農(nóng)”貢獻(xiàn)自己的力量。同時居民應(yīng)該根據(jù)自己的情況進(jìn)行合理消費，盡可能追求效用最大化，提高整體的福利水平。