刺激農村消費與提升農民收入的相關分析

鄧羽佳

摘要：2009年的中央農村工作會議明確提出，擴大國內需求，農村是最大潛力所在。但是農民的消費是由什么因素主要決定呢？是存款，收入，還是基本生活水平？本文選取了新疆1978—2004年的相關樣本數據，通過eviews軟件進行分析，得出保障農民基本生活是刺激消費的基礎，提升農民收入是擴大內需，刺激消費的關鍵所在，是以內需拉動為主導的經濟模式的堅實后盾。同時根據分析的結果提出了政策建議，希望多元化增收渠道，健全市場機制法制機制，保障農民切身利益來使農民收入大幅度提升。

關鍵詞：農村消費；農民收入

一、導論

農民的消費受儲蓄存款，收入等其他因素的影響，我們要擴大內需，提升農民的購買力，不能僅僅從外部刺激讓農民消費，更重要的是從根本使他們增收，增強他們的購買力。新疆是一個農牧業大區，農村人口占到自治區總人口的60%以上，又是一個多民族聚集的，以農業為主的經濟欠發達地區。最后，新疆農民的收入問題更關系到邊疆地區社會的穩定和民族的團結。可見增加農民收入不僅是一項經濟任務，而且還是一項社會任務。無農不穩，無工不富，可見農業，農村，農民是經濟發展的基礎。可是多年來，新疆的農民收入由于收入水平的限制，農村居民消費需求發展相對緩慢，農民消費還存在這巨大的潛力，我們是擴大內需刺激農民進行消費，還是從根本上提升農民的收入，增強他的購買力來推動農村消費不斷增長呢？本文選取了新疆在1978年改革開放后到2004年間的相關數據，將農村居民消費（Y）作為因變量，農村居民儲蓄存款（X1），農村居民家庭人均純收入（X2），農村居民恩格爾系數（X3）作為自變量，考察這兩個變量對居民消費的影響，看這三者是否對消費的影響顯著，是否是影響消費的原因。

二、實證分析

1 對數據的收集和整理

2 ADF和協整檢驗

由于我們選取的是時間序列樣本，所以需要對它進行是否為平穩序列的檢驗。根據ADF檢驗結果，來說明這四組數據是否是同階單整的（同階單整即說明二者是協整的，這是一種協整檢驗的方法），對四組數據分別作了單位根檢驗，結果如下：

數據來源：新疆五十年的綜合數據

（1）Y，X1，X2，X3水平下的ADF結果如下表所示：

從表中可以看出變量 Y，X1，X2，X3的t統計量的值大于下面所有水平下的臨界值，因此這四組數據在水平情況下是非平穩的。

（2）我們分別對Y，X1二階差分，對X2，X3一階差分再進行ADF檢驗結果如下：

我們看到Y的t值小于1% 水平下的—4.394309，從而拒絕原假設，表明Y（居民消費）序列是平穩的；X1是我t統計值小于1%水平下的值，因此拒絕原假設，認為是有99%的可能是平穩的；X2的t統計值小于5% 水平下的值，因此拒絕原假設，認為是有95%的可能是平穩的。X3的t統計值小于1% 水平下的值，因此拒絕原假設，認為是有99%的可能是平穩的。這樣就可以認為這四者是單階同整的。即通過了協整檢驗。

3 對數據進行基本分析

（一）模型初步回歸結果：

我們可以看出解釋變量X1，X2的值都很顯著，而且整個模型的擬合程度還是很好的，但是在時間序列中常常也會發生多重共線性，這是因為，許多基本經濟變量存在相關的共同趨勢。我們選取的解釋變量消費，收入，存款在經濟繁榮時期，都趨于增長；在經濟衰退時期，又會同時趨于下降。它們的樣本數據往往呈現某些近似的比例關系。

為了驗證它們是否存在多重共線性的關系我們下面可以看看它們的相關系數矩陣：

我們可以看出解釋變量的相關系數很高，存在多重共線性。

（2）對多重共線性進行修正

我們采用了逐步回歸的方法來剔除多重共線性的影響。分別作Y對X1，X2，X3的一元回歸，結果如下：

可見X2的可絕系數最高，所以以它作為基礎，逐步引入X1，X3做回歸

雖然加入X1和X3后可決系數并沒有多大的變化，而且加入X3后的模型，X3對Y的影響并不顯著。所以可以將這兩個變量剔除，估計結果為：

我們從這個表中看到，截距項的P值大于0.05，說明它對Y的影響并不顯著，所以剔除截距項，最終結果為：

所以，最終估計的模型為：

Y=1.591391X2

（78.90766）

可決系數= 0.988187，t值=78.90766，D.W值=0.969176

（3）檢驗自相關

表4中D.W值為0.969176，通過查表，在5%的顯著水平下，dl=1.273，du=1.446。D.W值小于dl的值，所以模型中存在自相關。還可以通過殘差圖來檢驗：

（4） 修正自相關

通過廣義差分法修正序列相關性的方程，我們引入AR（1）后得到的D.W值為1.974674，大于5%顯著水平下的du=1.446的值小于2 ，我們可以說不存在序列相關性。

所以方程為：

Y = 1.566588X1 + 0.554038 AR（1）

（38.68874） （2.862605）

可決系數=0.990692，D.W=1.974674

模型中反映變量間關系的結構參數估計量經濟意義合理，由于以時間序列數據為樣本，一般不存在異方差性，統計檢驗全部通過。它的擬合優度值很高說明模型的整體擬合程度較好，能夠說明收入對消費的影響。

三、經濟意義分析

可以看出，方程中收入對消費的影響是一種正向的關系，每當農村居民的收入平均增長1元，消費就可以平均增長1.566588元。上述的模型具有一定的應用價值，可以用農村居民家庭人均純收入來描述新疆農村居民的消費行為。目前我區農民的消費仍然由收入決定，所以欲啟動農村消費市場以拉動經濟增長，必須研究如何提高農民的收入。

可是現實情況是，農村居民的人純收入低，持續增收難度依然較大。

1.“十五”以來，新疆農民人均純收入每年都有所增長，增幅明顯好于“九五”時期，但并沒有遏制住與全國差距繼續拉大的趨勢。2001—2007年，新疆農民人均純收入分別相當于全國平均水平的72.28%、75.26%、80.32%、76.45%、76.26%、76.30%和76.00%[1]。2009年新疆農村居民人均收入為3883.10元，而全國農村居民人均收入為5153.17元，與全國的距離還是很大。

2.農民收入來源過于單一，在影響農牧民收入持續增長的同時，也使得新疆農牧民與全國的收入差距難以縮小。

雖然幾十年來，在農民家庭經營收入穩步增長的同時，工資性收入、財產性和轉移性收入較快增長，所占比重不斷提高。一方面，從增長速度看，農牧民來源于財產性、轉移性收入和工資性收入的增長幅度均明顯高于家庭經營收入增速。另一方面，從收入結構看，家庭經營收入在農民人均純收入中所占比重逐年下降，從2005年的86.2%下降到2010年的78.6%。工資性收入所占比重不斷提高，由2005年7.9%提高到2010年12.0%；財產性和轉移性收入由2005年的5.9%提高到2010年9.4%，說明盡管農民家庭人均純收入的70%以上仍來自于家庭經營收入，但工資性收入、財產性和轉移性收入已成為農民家庭增收的重要來源，反映出農民收入來源渠道正在不斷拓寬[2]。但是，由于農村的基礎設施落后，科技文化思想的滯后性，這些渠道雖有寬度上的拓展，廣度和深度上還有待大力改善。

3.由于糧食減產，流通環節分享了漲價的大多數利潤，我區農業生產資料價格在去年全年上漲2.5%的基礎上又上漲了5.0%，仍然在高位運行，加上政策性增收空間有限，這些因素就導致了農村難以增效，農民難以持續增收。

四、政策建議

我們應該怎樣改善農民增收難的這種困境呢？以下我們給出幾點政策建議：

首先，健全法制和市場機制，保障農民切身利益

政府要完善法律機制，讓農民這個弱勢群體有法可循，有法可依。同時為他們提供失業保險、養老保障、醫療保險、子女就學等社會保障為他們解除后顧之憂。現在的勞動力轉移和城市化進程加快的背景下，許多農民離開農村到城市謀職，以求能增加收入。但是新疆由于市場經濟發展較晚，各種生產要素市場發展不夠完善，尤其缺乏成熟規范的勞動力市場。勞動力與中介機構的信息不對稱，導致許多農村勞動力往往處于弱勢地位。這就需要政府給農村勞動力應有的利益保障，健全法制機制，將其納入受益之列。

其次，拓寬農民增收的渠道，提升農民收入。

隨著我區工業化城市化進程的加快，勞動力市場正由體力型向智力型、技能型轉變，綜合素質低、勞動技能差的勞動力在就業市場上正逐步喪失競爭力。此外，為他們提供與所處地域，市場相關的職業培訓，提升他們的人力資本存量，讓他們在市場上有自己的競爭力[2]，可以加快城市化和勞動力轉移的進程。同時加大農民對農業再投資和科技投入的力度，跳出科技投入過少就會嚴重影響農業的生產發展，農業的生產得不到發展又會反過來造成農民收入下降的農村貧困惡性循環。還可以增加農民消費有效需求，加強農民對下一代的教育投資，提升我區未來的勞動力素質。農民的收入提高，購買力增強，消費的預期就會增強，從而就達到了刺激消費，擴大內需的目的。所以，“授人以魚不如授人以漁”，與其給農民提供各種補貼倒不如從根本上尋找農民難以增收的原因，從這個契點出發，提供農民種植，養殖的知識技術，讓他們用科技改變自己的命運。一旦他們有了一技之長，會提高自己的邊際生產力，這就會增強創收的能力，從而推動農村的發展，形成一個良性循環[3]。

參考文獻：

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[2] 朱韻潔，于蘭. 人力資本投資與農民收入增長[J]，華東經濟管理， 三農問題.

[3] 新疆統計信息網 http：//www.xjtj.gov.cn

[4] 中國三農信息網 http：//www.sannong.gov.cn

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