重慶市農(nóng)村居民消費問題分析

摘 要：消費是社會再生產(chǎn)總過程中的一個重要環(huán)節(jié)，是國民經(jīng)濟不斷發(fā)展的動力，在市場經(jīng)濟條件下，消費在國民經(jīng)濟增長中的地位就更加突出。根據(jù)重慶市直轄以來消費與收入狀況，分析重慶市農(nóng)村居民消費現(xiàn)狀，對其消費層次和內(nèi)容的角度進行評價，并進行實證分析，總結(jié)出農(nóng)村居民消費的問題和應(yīng)對措施。

關(guān)鍵詞：消費行為；農(nóng)村居民；實證分析；重慶市

中圖分類號：F320 文獻標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）04-0041-02

引言

改革開放以來，隨著社會經(jīng)濟的持續(xù)快速發(fā)展，中國經(jīng)濟已擺脫短缺狀況，市場經(jīng)濟由賣方市場轉(zhuǎn)向買方市場。相伴而來的問題是：主要消費品供過于求，生產(chǎn)能力相對過剩，中國經(jīng)濟面臨的市場約束日益增強，內(nèi)需不足已成為當(dāng)前宏觀經(jīng)濟運行中的突出問題，擴大內(nèi)需已經(jīng)是中國經(jīng)濟發(fā)展的基本立足點。

一、文獻綜述

在國外，凱恩斯（1930）的絕對收入假說和杜森貝里的相對收入假說。弗里德曼和莫迪利安尼（1950）在原有消費者行為分析框架基礎(chǔ)上提出了永久收入假說和生命周期假說。霍爾（1970）將理性預(yù)期理論引入，提出了隨機游走假說。在國內(nèi)，李銳、項海容（2004）運用農(nóng)村居民消費支出的數(shù)據(jù)，采用模型對弗里德曼的持久性收入假說進行了檢驗和分析，得出農(nóng)村居民消費支出主要取決于持久性收入水平。溫濤（2010）指出消費剛性和農(nóng)村居民純收入對農(nóng)村居民消費影響顯著；農(nóng)村居民純收入、消費剛性和當(dāng)期消費之間具有長期穩(wěn)定關(guān)系，而短期內(nèi)誤差糾正機制將發(fā)生作用。

二、重慶市農(nóng)村居民消費現(xiàn)狀

2009年全年農(nóng)村居民人均純收入4 621元，增長12%。其中，人均工資性收入1 998元，增長13.2%；人均家庭經(jīng)營收入2 173元，增長7.8%；人均轉(zhuǎn)移性收入384元，增長30.5%。人均生活消費支出3 142元，增長8.9%；其中，衣著、居住、交通通訊、家庭設(shè)備用品、醫(yī)療保健等消費分別增長23.9%、23.5%、9.2%、24.8%和23.1%。農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)49.1%。農(nóng)村居民人均住房面積35.7平方米，比上年增加0.7平方米。城鄉(xiāng)居民收入比從上年3.48∶1調(diào)為3.41∶1。

從消費支出的絕對值看，消費水平逐年上升。重慶農(nóng)村居民直轄以來從1997—2009年，農(nóng)民人均純收入由1 643.21元上升到4 621元，增加了1.81倍，年均增長率9.17％；人均生活消費支出由1 389.99元上升到3 142元，增加了1.26倍，年均增長率7.23％。

恩格爾系數(shù)從1997年的0.66下降到2009年的0.49下降了17個百分點，根據(jù)國際上公認的當(dāng)恩格爾系數(shù)在0.4～0.5之間時，居民生活消費處于小康水平的觀點，說明重慶農(nóng)民在2009年邁入小康水平，消費的總體水平不斷提高。

從消費層次角度看，溫飽型消費仍占主導(dǎo)，溫飽型的消費內(nèi)容和形式為食品和衣著消費；過渡型的消費內(nèi)容和形式為醫(yī)療保健、文化教育娛樂及服務(wù)消費；小康型的消費內(nèi)容和形式為家庭設(shè)備及服務(wù)、交通通訊、居住消費。從整體上看，重慶市農(nóng)民消費層次還是偏低，溫飽型消費仍占主導(dǎo)地位。

從消費內(nèi)容看，重實物消費輕精神文化消費。農(nóng)民人均生活消費支出，按消費結(jié)構(gòu)分為食品、衣著、住房、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通通訊、文教娛樂用品及服務(wù)和其他商品和服務(wù)八項內(nèi)容，這八項，按內(nèi)容又可分為實物消費和精神文化消費。從上頁表1可知，重慶農(nóng)民消費總體上來說具有實物消費比重偏高、精神文化消費比重偏低的特點。從縱向看，1997年重慶市農(nóng)村居民食品、衣著和居住消費的比重為70.6％，到2009年這一比值降為55.42％。但從橫向看，實物消費仍然占據(jù)重慶農(nóng)民消費的主體地位。具體從實物消費構(gòu)成看，食品消費比重偏高，2009年食品消費比重高達49.1％；從精神文化消費構(gòu)成看，文教娛樂即服務(wù)消費的主體是學(xué)雜費，此項較多；交通通訊消費的比重從1997—2009年由1.67％上升到7.36％，增長速度較快。

三、實證分析

1.模型選擇。被解釋變量：農(nóng)村居民人均消費，用農(nóng)村居民人均生活性消費支出（元）表示 ，記為 Ct。解釋變量：農(nóng)村居民人均純收人（元），記為Yt 。前期農(nóng)村居民人均消費，用前期農(nóng)村居民人均生活性消費支出（元）表示，記為Ct-1。考慮到消費者消費行為的連續(xù)性， 受“棘輪效應(yīng)”影響， 消費習(xí)慣一旦形成是難以改變的，所以選擇滯后被解釋變量作為另一個解釋變量。隨機誤差項：記為μ，影響農(nóng)村居民人均生活性消費支出的其他變量和隨機因素，如居民財富、家庭人口、消費習(xí)慣 、商品價格水平變化趨勢等。

根據(jù)凱恩斯絕對收入假設(shè)，設(shè)立農(nóng)村居民消費模型：Ct= β0+β1Yt+β2Ct-1+μ，其中β0，β1，β2為待估計參數(shù)，從經(jīng)濟意義講 ， β0為自發(fā)性消費， β1為邊際消費傾向，0<β1<1，β0>0。μ是隨機誤差項 ，體現(xiàn)了除解釋變量外的所有因素的綜合影響。

2.數(shù)據(jù)來源。本文涉及農(nóng)村居民消費水平和農(nóng)村居民人均純收入兩項統(tǒng)計指標(biāo)， 選取人均變量而非總量是為了更好的排除人口總量及其結(jié)構(gòu)的影響。所選數(shù)據(jù)區(qū)間重慶成立直轄市以來1997—2009年，所用數(shù)據(jù)來自1997—2010年《中國統(tǒng)計年鑒》、重慶市統(tǒng)計公報搜集整理，農(nóng)村居民消費和收入數(shù)據(jù)均采用絕對值。各年消費與收入數(shù)據(jù)（如表2所示）：農(nóng)村居民人均生活性消費支出Ct，農(nóng)村居民人均純收人Yt，前期農(nóng)村居民人均消費Ct-1。

3.模型估計。運用Eviews3.1計量軟件對該模型用OLS方法進行估計，得：

Ct = 96.4337+0.4921*Yt + 0.2985*Ct-1

（1.029） （4.5179） （1.4861）

R2=0.9921，A-R2=0.9903，F(xiàn)=563.3859，D.W.=0.9001

從統(tǒng)計檢驗來看，R2=0.9921，擬合效果很好；計算得到F=563.3859，給定顯著性水平α=0.05，查F分布表得到一個臨界值（k=2，n=13）F0.05（2，12）=3.88，顯然F=563.3859> F0.05（2，12），即模型的線性關(guān)系在95%的水平下顯著成立。至于變量的顯著性，當(dāng)顯著性水平α=0.05時，t分布的臨界值t0.025（12）=2.179，可見在顯著性水平為0.05時變量Yt較顯著，而變量Ct-1對被解釋變量的影響不顯著，將予以剔除。

因此，重新建立農(nóng)村居民消費模型：Ct= β0+β1Yt+μ，其中β0、β1為待估計的參數(shù)。從經(jīng)濟意義上講，β0為自發(fā)性消費， β1為邊際消費傾向， 0<β1<1， β0>0。μ是隨機誤差項， 體現(xiàn)了除解釋變量外的所有因素的綜合影響。

運用OLS方法對改模型進行估計，得：

Ct = 242.2699+0.6420*Yt，R2=0.9885，D.W.=0.7890

（4.2207） （30.8006）

D.W.=0.7890，顯然存在序列相關(guān)性，用奧科倫—柯克特兩步迭代法消除序列相關(guān)性后的估計結(jié)果如下：

Ct = 269.8255 + 0.6306*Yt + [AR（1）=1.0497，AR（2）=

-0.5621]

（2.3730） （15.7923） （3.3406） （-2.0067）

R2=0.9959，F(xiàn)=561.0922，D.W.=2.0002

從經(jīng)濟方面檢驗，Yt前的符號為正，表明隨著收人的提高，人們消費逐步提高，符合經(jīng)濟意義。從統(tǒng)計檢驗來看擬合效果很好，R2=0.9959；計算得到F=561.0922，給定顯著性水平α=0.05，查F分布表得到一個臨界值（k=1，n=13）F0.05（1，11）=

4.84，顯然F=561.0922>F0.05（1，11），即模型的線性關(guān)系在95%的顯著性水平下成立。至于變量的顯著性，當(dāng)顯著水平α=0.05，t分布臨界值t0.025（11）=2.201，顯著性水平為0.05，變量較顯著。

結(jié)論及政策建議

由以上模型得出，農(nóng)村居民的消費和收人呈正相關(guān)。隨著農(nóng)民收人的增長，農(nóng)民消費支出不斷增加。重慶農(nóng)村居民的邊際消費傾向較高為0.6306。它表明農(nóng)村居民人均純收人每增加 1%，農(nóng)村居民人均消費便增加0.6306%，說明農(nóng)村居民收入增量63.06%被用于消費。這可能同長期農(nóng)村居民的收入偏低有一定關(guān)系，一般認為收入較低的消費群體往往具有較高的邊際消費傾向。較高的邊際消費傾向意味著增加農(nóng)民收人將有助于刺激農(nóng)村居民消費，啟動農(nóng)村消費市場。（1）依靠科技進步，著力提高農(nóng)民收入水平。重慶氣候適宜農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)，生產(chǎn)水平和營銷手段落后導(dǎo)致農(nóng)民收人相對偏低，應(yīng)依靠科技力量增收創(chuàng)收。下大力增加農(nóng)民的這部分收入，可通過興辦鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，加大農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)、特別是生活服務(wù)業(yè)的發(fā)展，以及將農(nóng)村剩余勞動力快速向城市轉(zhuǎn)移增加打工收入來實現(xiàn)。同時調(diào)整好家庭經(jīng)營收入結(jié)構(gòu)，增加副業(yè)收入，這樣真正啟動農(nóng)村消費。（2）加大農(nóng)村公共事業(yè)建設(shè)投入力度。盡快建立農(nóng)村社會保障體系，加強農(nóng)村市場建設(shè)，減輕農(nóng)民預(yù)期負擔(dān)，改善農(nóng)村消費環(huán)境。開拓農(nóng)村設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健消費市場。加大農(nóng)村設(shè)備用品及服務(wù)的投入，同時還應(yīng)快速發(fā)展農(nóng)村醫(yī)療保健消費的條件和設(shè)備。鞏固發(fā)展農(nóng)村居民的教育消費。教育消費推動經(jīng)濟增長，政府須適當(dāng)增加農(nóng)民的轉(zhuǎn)移支付收入，資助農(nóng)村貧困學(xué)生上大學(xué)。（3）完善農(nóng)村金融體系的建設(shè)。重慶農(nóng)村商業(yè)銀行營業(yè)網(wǎng)點已經(jīng)形成了縣、區(qū)、鄉(xiāng)、村有信用分社的金融機構(gòu)網(wǎng)絡(luò)，幾乎在農(nóng)村形成了壟斷。應(yīng)完善農(nóng)村金融體系建設(shè)，讓廣大的農(nóng)民也能享受現(xiàn)代金融服務(wù)帶來的方便、快捷。同時，進一步穩(wěn)定農(nóng)村政策，改革農(nóng)村稅費制度，減輕農(nóng)民負擔(dān)，以增加農(nóng)民收入，推動農(nóng)村消費水平的提高 ，提高農(nóng)民的購買力。