我國農村居民消費階段性差異計量

龐 程 唐金湘 副教授

（1、廣西財經學院經濟與管理國家級實驗教學示范中心 廣西南寧 530003；2、百色學院廣西百色 533000）

引言

21世紀以來，我國農村居民的消費行為發生了深刻改變。2018年，全國居民人均消費支出19853元，實際增長6.2%。其中，城鎮居民人均消費支出26112元，實際增長4.6%；農村居民人均消費支出12124元，實際增長8.4%。從2018年的消費情況看，城鎮消費的購買力仍然強勁，占據主導地位，但農村消費增長明顯加快。越來越多的農村居民尤其是年輕一代開始接觸并依賴互聯網和電子產品，農村用戶消費意識正在逐步覺醒，正在進行消費結構的升級和多元化發展。當前，農村消費市場正處于一個蓬勃發展的新時期，將成為新的經濟增長點，更大的消費潛力有待被進一步釋放。

我國農村居民消費

（一）總體描述

擴大消費，特別是擴大居民消費，是我國經濟在長期以來最重要的發展方向之一。我國居民消費占GDP比重低的一個關鍵原因就是，超過總人口一半的農村居民在消費支出上的滯后。如果能實現農村居民的消費增長，那么我國居民消費占GDP比重將穩步提升，國民經濟必將擁有一個更加穩定的物質基礎。農村居民的消費支出分布是評估農村居民消費結構的關鍵參數。一般來說，通過研究農村居民在各項生活消費品上支出占總消費支出的比重，能幫助我們分析農村居民生活的現代化程度。改革開放初期，農村居民家庭消費水平偏低，這嚴重影響了農村生產和經營的積極性。1980-1996年，我國農村居民的恩格爾系數有下降趨勢。自1997年以來，我國農村居民在食品、服飾等基礎消費品上的消費支出比重逐漸下降，在交通通訊、文娛教育以及醫療服務等較高層次的消費支出比重逐年增長，恩格爾系數持續下降。這說明隨著農村居民收入的增加，我國農村居民消費結構逐漸升級，消費質量不斷提高，生活質量也持續改善，已開始向著追求高質量生活的方向邁進。

（二）H-P濾波方法

世界上的任何事物都在隨著時間發生變化。如果我們以時間為橫坐標，以觀察項為縱坐標，進行作圖分析，那么這個圖就被稱為時間序列的二維圖，這種分析方法就是時域分析法。研究發現，這些看似與時間相關的數據中，總有一些不隨時間而改變的項，即長周期序列。可以通過一些變換將這些長周期序列從整個時間序列里面分離出來，并對這些長周期或短周期序列進行單獨研究，這種操作稱為濾波。之后，該方法被廣泛應用在研究宏觀經濟的變化中，用來分析經濟變量的發展趨勢，其原理是：

設某個時間序列{Yt}是長期趨勢序列和短期波動序列的集合，即：

HP濾波就是將這個經濟時間序列分解為一個長期趨勢序列和短期波動序列之和的方法，它將頻率較高的成分分離出來，并刪掉頻率較低的成分，即去掉經濟變量序列中的長期增長趨勢項，對短期的隨機波動項進行度量，如果不經過H-P濾波，原始序列的長期趨勢可能會掩蓋變量波動的某些規律。

（三）階段性劃分

根據農村居民消費傾向的變化情況，將1980-2018這39年劃分為兩個消費階段。第一階段是1980-1996年。1980年以來，在國家的大力推動下，我國經濟體制改革率先從農村進行突破，建立和完善了家庭聯產承包責任制，農村的經濟結構發生了一系列重大變化，農村經濟體制改革進入蓬勃發展時期，農村居民自主經營經濟的積極性和創造性大大提高，農村居民的收入持續增加，消費支出不斷提高。但農村居民收入的增長方式較為單調，收入狀況普遍偏低，增長速度較為緩慢。1992年之后，國家通過多種措施并行增加農村居民收入，農村居民的消費也得到了進一步的增長。

第二階段是1997-2018年。1997年至2001年這五年中，我國農村居民年人均增長幅度開始放緩，與城市居民收入差距逐漸擴大，這不僅降低了農村居民的消費水平，也抑制了其儲蓄的積極性，減少了農村金融資金的來源。2002年黨的十六大召開，提出城鄉統籌發展；2004年，中央下發“一號文件”，聚焦“三農”問題；2012年黨的十八大提出全面深化農村改革階段，這些政策都有效促進了農村社會化和商品化的進程，改變了過去較長時期農村經濟自給和半自給，及以農為主的單一生產結構，實現了農村居民收入和消費的持續增長。

對我國農村居民消費階段性差異的計量

（一）我國農村居民消費結構的階段性差異

恩格爾系數。與其他數據總是追求“越高越好”相反，恩格爾系數追求“越低越好”。恩格爾系數（Engel's Coefficient，ENGL），通常是指居民家庭中食物支出占消費總支出的比重。國際上常常用恩格爾系數來衡量一個國家和地區人民生活水平的狀況，生活越富裕，恩格爾系數越小。一般來說，發達國家的恩格爾系數一般在20%-30%之間。表1給出了我國農村居民在1980-2018年的恩格爾系數，圖1給出了這39年間我國農村居民恩格爾系數的變化趨勢。

表1和圖1顯示：我國農村恩格爾系數在1980-2018這39年間呈整體下降趨勢，表明我國經濟持續增長，農村居民收入不斷增長，財富不斷積累，生活水平不斷提高，食品在整個消費支出中的比重整體下降。新時代，我國正在從過去的溫飽階段逐步發展過渡到小康，再從小康向著富裕闊步向前。

之后，根據農村居民消費傾向的變化情況，以1997年為分界線，將1980-2018這39年劃分為兩個消費階段，對農村居民的恩格爾系數(ENGLt)和收入(Yt)的變化情況進行分別討論，設方程為：ENGLt=α+βYt+ut，見表2、圖2和圖3。

表1 1980-2018年我國農村居民在恩格爾系數

圖1 1980-2018年我國農村居民恩格爾系數的變化趨勢

表2 農村居民的恩格爾系數(ENGLt)和收入(Yt)的變化情況

表2顯示：恩格爾系數與農村居民收入負相關。1980-1996年回歸分析趨勢不明顯的原因是改革開放初期，農村居民以實現溫飽為主，收入和消費普遍偏低，變化較為起伏，趨勢并不顯著。1997-2018年的分析結果表明，農村居民每增加100元收入，恩格爾系數就會下降0.305%。收入是刺激農村居民消費的最大因素，只要農村居民實現增收，就會轉化為消費，且具有普遍性，這使得通過刺激農村消費促進國民經濟增長成為可能。

消費結構。消費結構是居民在各種消費品上的支出比例，可分為物質和價值兩類，是質與量的統一。它是衡量居民生活水平的重要標志，反映了一個國家的整體發展情況，是評估宏觀經濟的一個重要指標。對居民消費結構及其變化趨勢進行分析研究，對引導居民合理消費及優化消費結構具有重要的現實意義。假設將人們的消費支出分為i類，在各類消費品上的支出可以表示為：

其中，Vi是對第i類消費品的支出，Pi和Ri分別為第i類消費品的價格和基本需求量，為邊際消費傾向，Y為收入水平。這類模型為“擴展線性支出系統模型”（ELES模型），它綜合考慮了價格和收入對消費結構的影響，與其它模型相比，具有顯著的優越性，已被廣泛應用于消費結構的研究中。本文用ELES模型研究了1980-1996年和1997-2010年我國農村居民的消費結構，結果如表3所示。

圖2 1980-1996年我國農村居民恩格爾系數的變化趨勢

圖3 1997-2018年我國農村居民恩格爾系數的變化趨勢

表3 1980-1996年和1997-2010年我國農村居民消費結構的ELES分析結果

表3顯示：隨著農村居民收入的增加，農村居民在食品、文娛教育的支出迅速下降，在居住、醫療保健、交通通訊的支出大大增加，衣著、家庭設備及服務和其他沒有出現顯著變化。當農村居民的生活質量隨著收入提升，他們將更注重享受型消費，消費結構加快升級，消費增長潛力大，對國民經濟的拉動作用不容忽視。

（二）我國農村居民消費影響因素的階段性差異

對數據做降階處理，即：分別用lnC、lnY、lnF、lnDEX表示農村家庭人均支出、家庭人均收入、家庭人均財富和消費價格指數。再采用向量自回歸模型（VAR模型）研究農村居民人均收入(Y)和家庭人均財富(CF)對農村居民人均消費支出(C)影響的動態差異。

VAR模型。VAR模型是相互關聯時間序列變量的有效預測模型，它描述的是在同一樣本期間內的內生變量（lnC、lnY、lnF、lnDEX）作為它們滯后值的線性函數。簡單來講，就是以過去的變量來預測未來的變量。

滯后階數檢驗。首先，根據AIC或SC最小原則，確定模型的滯后階數為1，即VAR（1）。因此，在使用EViews 6.0軟件進行處理時，將該模型的滯后長度設置為1，并以lnDEX為此模型的外生變量，分別對1980-1996年和1997-2018年進行參數估計值、方程檢驗和整體檢驗結果的分析。結果表明，這三個回歸函數的最優度在1980-1996年分別為0.9968、0.9972和0.9877，在1997-2018年分別為0.9973、0.9992和0.9955，擬合結果良好。

AR根分析。表4顯示：三個單位根均小于1，即所有根均在單位圓之中，這表明此VAR模型穩定，可用于下一步分析。

Granger因果檢驗。通過EViews 6.0分別對1980-1996年和1997-2018年這兩個階段內生變量lnC與lnCF、lnY的關系進行Granger因果檢驗，以檢驗變量之間的因果關系，結果如表5所示。

表5顯示：1980-1996年，當VAR模型的臨界值為0.1時，變量lnY與lnC存在因果關系，最后一行顯示lnC對lnCF、lnY的滯后不明顯。1997-2018年，當臨界值為0.01時，lnCF與lnC存在因果關系，lnY與lnC不存在因果關系，最后一行顯示lnC對lnCF、lnY的滯后項在0.01上顯著。綜上所述，1980-1996年農村居民的收入與消費存在因果關系，1997-2018年農村居民的財富存量與消費存在格蘭杰因果關系，且收入和財富存量這兩個變量均會對消費產生影響。

協整檢驗。協整在時間序列平穩性的基礎上，對變量之間關系的長期趨勢進行分析。協整檢驗主要有EG兩步法和JJ檢驗，前者是基于回歸殘差的檢驗，通過建立OLS模型來檢驗殘差的平穩性；同時采用了后者基于回歸系數的檢驗方式，通過EViews6.0得到兩個階段T-統計值的檢驗結果，如表6所示。

表6顯示：兩個階段的T-統計值分別為95.26575、130.4716。在1%的情況下，拒絕原始假設，即lnC、lnCF、lnY在這兩個階段至少有一個協整關系。換言之，這兩個階段的三個變量之間具有長期的穩定性。表6可得協整方程分別為：

1980-1996，lnC=0.958486lnY+0.499871lnCF+，標準誤差為（-0.03410，-0.01312）

1997-2018，lnC=2.971832lnY-0.602875lnCF+，標準誤差為（-0.0703，-0.00319）

方差分解。VAR模型除了可以用來預測相關性的經濟時間序列，還可以進行方差分解分析（Variance Decomposition）。簡言之，方差分析就是把總方差分解為各個方差之和，然后分析各項方差的大小（方差）和占比（相對方差貢獻率）。通過EViews 6.0對變量lnC進行方差分解，如表7、表8所示。

表7和表8顯示：隨著時間的推移，這兩個階段方差分解的趨勢相同，即lnC對自身的貢獻逐漸減小，lnCF、lnY對lnC的貢獻逐漸增大，但具體方差分解結果有所區別。

表4 AR根分析

表5 Granger因果檢驗結果

表6 協整檢驗結果

表7 1980-1996年變量lnC的方差分解結果

表8 1997-2018年變量lnC的方差分解結果

結論與建議

（一）結論

本文在已有的研究成果基礎上，通過H-P濾波將消費時期分為1980-1996年和1997-2018兩個階段，并通過對恩格爾系數、消費結構等的分析，研究了在我國經濟進入新常態的背景下，我國農村居民消費的階段性差異。

我國農村居民的收入彈性逐漸趨于平穩。收入彈性表示在商品本身價格與相關商品價格不變的前提下，一定時期內消費者對某種商品需求量的變化對收入變動的反應程度。在市場經濟的初級階段，由于市場的不完善，農村居民的收入較為起伏。隨著經濟的發展、市場的繁榮和政府的調控，如今農村居民的收入彈性處于一種較為均衡的狀態。

當我國農村居民的收入增加時，他們只將收入中的較小比例部分用于消費支出，而將其較大比例用于儲蓄，邊際消費傾向存在著遞減規律，這反映了我國農村居民仍然缺乏對經濟風險的防范能力。

1997年之后，農村的恩格爾系數穩步降低，消費升級的步伐加快，表明我國農村居民的收入水平和生活水平在不斷提高，這與我國經濟從高速發展邁向高質量發展相匹配。

在1980-1996和1997-2018年農村居民人均消費的方差分解趨勢相同，即農村居民人均消費對自身的貢獻逐漸減小，農村居民人均收入和家庭人均財富存量對農村居民人均消費的貢獻逐漸增大，但具體方差分解結果有所區別。

（二）建議

提高農村居民收入，刺激消費。從2018年的消費情況看，雖然城鎮消費依然占據主導地位，但農村消費正快速追趕，增速連續七年超過城鎮消費。這說明農村消費市場空間巨大，農村消費升級的潛力有待被進一步激發。隨著農村居民收入快速增長，農村居民購買力和消費意愿明顯增強，消費結構也在快速升級，農村消費正從生存型消費轉向發展型消費，服務消費比重不斷提高，消費品市場不斷擴大。因此，從長期來看，要刺激農村居民消費來拉動經濟增長，必須增加農村居民的可支配收入。從農村的基礎條件出發，建立經濟型產業，目前來看，最好的切入點是天然的農產品和養殖業開發，通過民間資本和政府扶持實現規模化，提供大量的就業崗位，提高農村居民收入，刺激消費。

完善農村金融市場，引導消費觀念的轉變。過去幾十年間，我國一直處于城鎮化的高速發展階段，但盡管如此，我國農村人口占比仍然很大，同時人均消費支出也呈逐年上揚趨勢。伴隨農村生活水平提高，有著巨大人口基數的農村市場是一塊非常有潛力的消費市場。但目前來看，農村居民的消費傾向更側重于以滿足基本生活的商品消費為主，較高層次的服務消費存在較大激發空間。此外，農村消費市場規模小、商品種類不全等問題依然存在，農村居民多元化的消費需求不能得到滿足。因此，農村消費市場亟待擴大：一要完善消費設施，實現農村地區的物流覆蓋；二要完善消費環境，加強對商品品質的監管工作，杜絕假冒偽劣等問題；三要實現農村居民的消費維權，提高農村居民對風險的防范意識；四要完善農村消費中存在的“短板”，從商品品質和商品服務兩方面開發出符合農村居民需求、具有農村消費特點的商品，重塑農村消費市場，轉變農村居民的消費觀念和消費習慣。