重慶市農村居民消費問題分析

摘 要：消費是社會再生產總過程中的一個重要環節，是國民經濟不斷發展的動力，在市場經濟條件下，消費在國民經濟增長中的地位就更加突出。根據重慶市直轄以來消費與收入狀況，分析重慶市農村居民消費現狀，對其消費層次和內容的角度進行評價，并進行實證分析，總結出農村居民消費的問題和應對措施。

關鍵詞：消費行為；農村居民；實證分析；重慶市

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

引言

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

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上提出了永久收入假說和生命周期假說。霍爾（1970）將理性預期理論引入，提出了隨機游走假說。在國內，李銳、項海容（2004）運用農村居民消費支出的數據，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）指出消費剛性和農村居民純收入對農村居民消費影響顯著；農村居民純收入、消費剛性和當期消費之間具有長期穩定關系，而短期內誤差糾正機制將發生作用。

二、重慶市農村居民消費現狀

2009年全年農村居民人均純收入4 621元，增長12%。其中，人均工資性收入1 998元，增長13.2%；人均家庭經營收入2 173元，增長7.8%；人均轉移性收入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、家庭設備用品、醫療保健等消費分別增長23.9%、23.5%、9.2%、24.8%和23.1%。農村居民恩格爾系數49.1%。農村居民人均住房面積35.7平方米，比上年增加0.7平方米。城鄉居民收入比從上年3.48∶1調為3.41∶1。

從消費支出的絕對值看，消費水平逐年上升。重慶農村居民直轄以來從1997—2009年，農民人均純收入由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％。

恩格爾系數從1997年的0.66下降到2009年的0.49下降了17個百分點，根據國際上公認的當恩格爾系數在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，溫飽型的消費內容和形式為食品和衣著消費；過渡型的消費內容和形式為醫療保健、文化教育娛樂及服務消費；小康型的消費內容和形式為家庭設備及服務、交通通訊、居住消費。從整體上看，重慶市農民消費層次還是偏低，溫飽型消費仍占主導地位。

從消費內容看，重實物消費輕精神文化消費。農民人均生活消費支出，按消費結構分為食品、衣著、住房、家庭設備用品及服務、醫療保健、交通通訊、文教娛樂用品及服務和其他商品和服務八項內容，這八項，按內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，實物消費仍然占據重慶農民消費的主體地位。具體從實物消費構成看，食品消費比重偏高，2009年食品消費比重高達49.1％；從精神文化消費構成看，文教娛樂即服務消費的主體是學雜費，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：農村居民人均消費，用農村居民人均生活性消費支出（元）表示 ，記為 Ct。解釋變量：農村居民人均純收人（元），記為Yt 。前期農村居民人均消費，用前期農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性， 受“棘輪效應”影響， 消費習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、消費習慣 、商品價格水平變化趨勢等。

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

2.數據來源。本文涉及農村居民消費水平和農村居民人均純收入兩項統計指標， 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構的影響。所選數據區間重慶成立直轄市以來1997—2009年，所用數據來自1997—2010年《中國統計年鑒》、重慶市統計公報搜集整理，農村居民消費和收入數據均采用絕對值。各年消費與收入數據（如表2所示）：農村居民人均生活性消費支出Ct，農村居民人均純收人Yt，前期農村居民人均消費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=563.3859，D.W.=0.9001

從統計檢驗來看，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），即模型的線性關系在95%的水平下顯著成立。至于變量的顯著性，當顯著性水平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，重新建立農村居民消費模型：Ct= β0+β1Yt+μ，其中β0、β1為待估計的參數。從經濟意義上講，β0為自發性消費， 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，顯然存在序列相關性，用奧科倫—柯克特兩步迭代法消除序列相關性后的估計結果如下：

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=561.0922，D.W.=2.0002

從經濟方面檢驗，Yt前的符號為正，表明隨著收人的提高，人們消費逐步提高，符合經濟意義。從統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），即模型的線性關系在95%的顯著性水平下成立。至于變量的顯著性，當顯著水平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。

結論及政策建議

由以上模型得出，農村居民的消費和收人呈正相關。隨著農民收人的增長，農民消費支出不斷增加。重慶農村居民的邊際消費傾向較高為0.6306。它表明農村居民人均純收人每增加 1%，農村居民人均消費便增加0.6306%，說明農村居民收入增量63.06%被用于消費。這可能同長期農村居民的收入偏低有一定關系，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民收人將有助于刺激農村居民消費，啟動農村消費市場。（1）依靠科技進步，著力提高農民收入水平。重慶氣候適宜農產品生產，生產水平和營銷手段落后導致農民收人相對偏低，應依靠科技力量增收創收。下大力增加農民的這部分收入，可通過興辦鄉鎮企業，加大農村第三產業、特別是生活服務業的發展，以及將農村剩余勞動力快速向城市轉移增加打工收入來實現。同時調整好家庭經營收入結構，增加副業收入，這樣真正啟動農村消費。（2）加大農村公共事業建設投入力度。盡快建立農村社會保障體系，加強農村市場建設，減輕農民預期負擔，改善農村消費環境。開拓農村設備用品及服務、醫療保健消費市場。加大農村設備用品及服務的投入，同時還應快速發展農村醫療保健消費的條件和設備。鞏固發展農村居民的教育消費。教育消費推動經濟增長，政府須適當增加農民的轉移支付收入，資助農村貧困學生上大學。（3）完善農村金融體系的建設。重慶農村商業銀行營業網點已經形成了縣、區、鄉、村有信用分社的金融機構網絡，幾乎在農村形成了壟斷。應完善農村金融體系建設，讓廣大的農民也能享受現代金融服務帶來的方便、快捷。同時，進一步穩定農村政策，改革農村稅費制度，減輕農民負擔，以增加農民收入，推動農村消費水平的提高 ，提高農民的購買力。