我國農村居民消費需求影響因素分析

袁田

摘 要：一直以來農村居民消費需求問題關乎國計民生，本文利用eviews9.0，選取山東省1984年至2015年的數據，對影響農村居民消費的因素做出實證研究發現，農村居民收入水平對其消費需求的影響最大；價格水平提高時，消費下降；財政支農支出刺激農村居民消費；農村居民不同收入來源對消費需求的影響效果不同，家庭經營純收入產生的正向效應最為明顯，工資性收入次之，財產性收入和轉移性收入產生的影響較小。因此，提高農村居民收入、增加財政支農支出是促進農村居民消費有效途徑。

關鍵詞：農村居民消費；影響因素；實證分析；山東省

文章編號：1004-7026（2018）05-0011-02 中國圖書分類號：F323.8 文獻標志碼：A

對于消費問題的研究由來已久，凱恩斯（1936）提出絕對收入假說，將消費看作收入的穩定函數①。我國學者在消費問題上也做出了相關研究，厲以寧（1984）對絕對收入理論提出批判，并研究了生命周期理論、相對收入假說和持久收入假說等消費理論可供參考借鑒之處②。李曉嘉（2013）認為社會保障支出能刺激農村居民消費水平的提高，這種影響對不同地區居民消費的刺激強度不同③。胡日東（2014）提出城鄉居民收入差距擴大會導致農村居民減少居住消費支出④。

目前理論界主要選用單一解釋變量；將收入水平列入解釋變量時，忽略了不同收入來源影響農村居民消費的差異性。本文將在總結先前學者研究經驗的基礎上，從農村居民純收入、農村居民消費價格指數，財政的支農支出和農村居民不同收入來源入手，選取山東省1984年至2015年的數據，對影響農村居民消費的因素進行實證分析，并提出刺激農村居民消費的有效途徑。

1 變量選擇及其統計描述

數據來自于歷年的山東省統計年鑒，選取山東省1984-2015年農村居民人均消費支出（C）、農村居民純收入（Y）、財政支農支出（CZ）、農村居民消費價格指數（CPI，以1978年為基期）的數據。用CPI對當期人均收入和人均消費支出數據進行平減，得到實際的農村居民工資性收入（Y1）、家庭經營純收入（Y2）、財產性收入（Y3）、轉移性收入（Y4）和實際消費支出（X），各個變量取自然對數。

1.1 收入水平和收入來源

一般認為，個人的消費和他們得到的收入有關。1984-2015年山東省農村居民收入水平和消費水平都大幅上漲，收入水平的變動略大于消費水平的變動。通過EVIEWS9.0做出山東省1984-2015年農村居民純收入的對數值與消費支出對數值之間的二維散點圖與回歸擬合趨勢線，發現lnC與lnY之間存在明顯的正向相關性。農村居民的純收入分為工資性收入（Y1）、家庭經營純收入（Y2）、財產性收入（Y3）、和轉移性收入（Y4）。通過1984-2015年山東省農村居民不同來源的實際收入對數值與實際消費支出對數值之間的二維散點圖和回歸擬合趨勢線，發現lnY1、lnY2、lnY3、lnY4與lnX之間均存在正向相關性。

1.2 價格水平

價格水平與收入水平相互影響，如果農村居民貨幣收入增加速度落后于物價水平上漲速度，則農村居民實際消費需求會減少，反之實際消費需求會增加。現階段，我國農村居民收入中很大部分用于消費支出，對生活必需品、生產資料等商品的需求彈性很小⑤。在物價水平上漲時，剛性消費仍要進行，消費支出“被迫”增加。通過1984-2015年價格指數的對數值與消費支出對數值之間的二維散點圖和回歸擬合趨勢線，價格水平對農村居民消費既可能產生正向效應又可能引發負向效應，且影響強度不確定，有待于下文進行實證分析。

1.3 財政支農支出

財政支農支出在短期內有“擠入效應”，刺激農村居民消費；達到長期均衡之后，財政支出中支持農業的部分會產生“擠出效應”，抑制消費⑥。2006年統計部門就財政支農支出的統計口徑做出了調整，2006年以前為支援農業支出，2007年到2015年為農林水事務支出。對比發現，兩者在數據統計上基本一致⑦。通過1984-2015年山東省財政支農支出對數值與消費對數值的之間的二維散點圖和回歸擬合趨勢線，發現LnC與lnCZ正向相關，說明財政支農支出促進了農村居民消費。

2 山東省農村居民消費需求影響因素的實證分析

2.1 變量平穩性檢驗

本文利用 Eviews9.0，對各變量進行平穩性檢驗。結果顯示，在5%的顯著性水平下，lnC、lnY、lnCZ與lnCPI均為一階單整序列。

2.2 協整檢驗

各變量均為一階單整序列，由EG兩步法，對各變量進行回歸得到：

F=4057.04，R2=0.9984，整體擬合良好。殘差序列cc單位根檢驗結果顯示，在5%的顯著性水平下，殘差序列cc能夠通過平穩性檢驗。因此lnY、lnCZ、lnCPI與lnC存在協整關系。

2.3 誤差修正模型

lnC與lnY、lnCPI、lnCZ之間存在協整關系，長期來看各個變量會在某個時間進行調整并再次實現均衡，短期內存在波動。進一步分析消費、收入、價格、財政支農支出之間的短期動態關系，構造誤差修正模型，把殘差CC設置為誤差修正項（ECM），回歸得到：

△1nCt=

該模型調整的R2為 0.76，D.W為1.78，不存在自相關；t統計量通過檢驗。誤差修正模型能較好的反應變量之間的短期變動關系。

2.4 農村居民消費與收入來源關系的計量分析

為研究農村居民不同收入來源對農村居民消費需求產生的作用，建立居民實際收入水平（lnX）關于不同收入來源（lnY1、lnY2、lnY3、lnY4）之間的回歸模型，回歸得到：

1n X=

R2為0.98，F=384，模型擬合良好。各變量相關系數均為正值，說明各種來源的收入都能促進農村居民消費，財產性收入和轉移性收入彈性較小，產生的影響薄弱。從各個變量的t統計量來看，在5%的顯著性水平下，lnY4的系數不顯著。通過解釋變量間的相關系數矩陣，發現解釋變量之間存在線性相關性。通過逐步回歸法，先后剔除LnY3，lnY4兩個解釋變量，構造關于lnX、lnY1、lnY2的新模型，回歸得到：

1n X=

該回歸D.W=0.68，進行偏相關系數檢驗后發現上述模型存在一階自相關，加入AR（l），調整后的模型最小二乘檢驗結果如下：

1n X=

該模型的D.W=1.74，克服了變量自相關。R2為0.99，F=454.56，通過總體顯著性檢驗；在5%的顯著性水平下，各變量相關系數均顯著。

通過上述分析，山東省農村居民消費水平與其收入水平之間存在協整關系，消費需求隨收入水平的提高而上升。物價水平的長期彈性系數、短期彈性系數均為負值，說明價格上漲阻礙了農村居民增加實際消費。財政支農支出的長期、短期彈性系數均為正值，說明現階段山東省財政支出對農村居民消費起促進作用。ECM 的系數為-0.54，說明ECM以54% 的調整力度對變量之間短期的非均衡產生影響，使其回到均衡狀態，糾正機制發揮較強效果，說明農村居民在不同時期之間的跨期消費。

近年來農村居民經營性收入在純收入中的占比有所下降，工資性收入的比重不斷上升，但家庭經營純收入仍為影響消費最為重要的因素。這是由于農村居民工收入不穩定，工資性收入被列為預期暫時性收入，對當期消費水平的影響力度有所減弱⑧。當前農村居民財產性收入、轉移性收入對其消費影響微弱。

3 政策含義

3.1 提高農村居民收入，促進收入性消費增長

以農業供給側結構性改革為主線，提高農村居民收入，推動農村居民收入性消費增長。逐步確立產權細分機制，逐步形成多方參加的分工合作機制，在中間主體的參與下，逐步明確投資交易的運作程序⑨，突破農村居民家庭經營純收入的增長瓶頸。提高農村居民的財產性收入，構建完善的農村金融市場，增加農村的商業銀行網點，引導城鎮資金回流農村⑩。

3.2 提高財政支農力度

目前，財政支出中支援農業的部分促進我國農村居民消費且帶動效果有擴大趨勢。經濟“新常態”背景下，加大財政支農支出對于提高農村居民消費需求至關重要。在提高支農資金所占的比例的同時，要優化財政支農支出結構、培養農業綜合生產競爭力，創造更多就業機會，保證財政切實用于農業生產、農村發展、農村居民增收。

參考文獻：

[1]J.M.Keynes.The general theory of employment， interest and money[M].London： Macmillan，1936

[2]胡日東，錢明輝，鄭永冰.中國城鄉收入差距對城鄉居民消費結構的影響——基于LA/AIDS拓展模型的實證分析[J].財經研究，2014，（05）：75-87.

[3]李曉嘉.社會保障支出對城鎮居民消費支出的影響[J].城市問題，2013，（10）：97-102.

[4]羅必良.農業供給側改革的關鍵、難點與方向[J].農村經濟，2017，（01）：1-10.

[5]吳光華，陳明軍.財政與金融[M].華中科技大學出版社，2009，29-33.