申志艷
【摘要】本文提出了考慮內、外部消費習慣形成及當期消費空間效應三種影響因素的消費理論模型,在此基礎上,遵循“從一般到特殊”的原則提出動態空間面板模型,但是經檢驗其不滿足平穩性條件,采用靜態空間面板模型的估計結果表明,農村居民信息消費支出存在顯著的空間溢出效應,收入仍是提高農村居民在信息消費支出的主要因素,信息基礎設施對農村居民信息消費提升的作用有限,物價上漲、受教育水平、城鎮居民信息消費習慣對農村居民信息消費沒有產生顯著性的影響。
【關鍵詞】我國農村居民;人均消費;影響因素
一、農村居民消費水平現狀分析
隨著近年來的各種扶農政策取得的實際成效,農村居民人均消費水平出現大幅度的提高,2014年農村居民人均消費支出為1909.2元,是1985年的5.47倍。從城鄉對比來看,城鎮居民和農村居民間消費差距相對平穩,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,還是出現了相當大的下滑。自1985年至2014年農村居民的人均消費支出提高了25倍,而城鎮居民的人均消費提高了33倍。由此可見,與城鎮居民相比,目前農村居民消費處于相對較低的水平,城鄉居民消費的差距仍處于一種逐步擴大的態勢。
二、數據及農村居民信息消費影響因素指標
物價指數(NCJG)。由于目前統計年鑒中沒有提供信息消費價格指數,本文選用農村居民消費價格指數(2002年為基期)作為替代,以反映整體物價水平對農村居民信息消費支出的影響。
受教育水平(NCJY)。選用農村平均受教育年限來替代,用來反映農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、小學、初中、高中、大專及以上以1年、6年、9年、12年、16年為權重,計算每一種受教育水平人數所占比重,再計算加權和便得到人均受教育水平。
信息基礎設施(NCYD)。由于在各種上網設備中,農村網民使用手機上網的比例最高,同時考慮數據的可得性,本文選用農村居民家庭平均每百戶移動電話擁有量為替代,來反映信息基礎設施對居民信息消費支出的影響。
三、實證分析
根據前述所分析的農村居民消費水平影響因素,考慮到數據的可得性,選取農村居民人均消費性支出(Y)為被解釋變量,農村居民人均純收入(X1)、人均國內生產總值(X2)、商品銷售價格指數(X3)為解釋變量,建立多元回歸模型進行實證分析,數據來源于2015年《中國統計年鑒》,樣本區間為1985年-2014年。為剔除物價水平變動的影響,農村居民人均消費性支出與人均純收入、人均國內生產總值均以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
由上述結果可以看出,R2=0.9991,對城鎮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β1的P值為0.000,參數β2的P值為參數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,即農村居民家庭人均純收入、人均國內生產總值、商品銷售價格指數對農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,檢驗得到的卡方統計量X2的值為nR2=1.351556,F統計量的p=0.9792>0.05,所以接受原假設,拒接備擇假設,即該模型不存在異方差。最后,由于DW統計量=1.106,所以存在自相關性,發現存在自相關,利用廣義差分法進行修正。
由表1可知DW=1.942>Du=1.65,并且所有回歸系數均能通t檢驗,所以消除了自相關性。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
通過對農村居民人均消費性支出與人均純收入、人均國內生產總值、商品銷售價格指數的回歸模型進行分析,可知它們之間存在十分密切的聯系。農村人均純收入X1、人均國內生產總值的X2變化將會導致人均消費性支出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;人均國內生產總值增長1元,人均消費性支出平均上漲0.09元,這說明農村人均純收入、人均國內生產總值的增長會促進人均消費性支出,即人均純收入越高,國民經濟發展越好,農村居民消費熱情越膨脹,農民的消費水平也會隨之提升。
參考文獻
[1]宋少青.中國農村居民消費水平影響因素分析[J].河北企業,2017(12):42~43.