陜西省農村居民收入與消費的關系研究

馬園園

摘 要：近年來陜西省政府工作報告多次提出將擴大內需推動該省消費結構的轉型升級為重要的工作目標。而收入是影響消費結構升級的關鍵因素，因此對農村居民收入與消費關系進行實證研究，對促進農村居民的消費結構升級具有現實意義。基于消費相關理論收集2005-2018年陜西省農村居民人均收入與支配面板數據，分析陜西省農村居民人均收入與支出的現狀分析，定性與定量相結合方法運用Eviews軟件建立二者之間的線性關系得出收入與消費間存在一元線性關系，并進行檢驗與預測近五年消費支出情況。從而對提高居民收入，刺激農村居民消費，推動農村消費結構的轉型升級提出可行性建議。

關鍵詞：人均收入與消費;JB檢驗;回歸分析;t檢驗

中圖分類號：F2 文獻標識碼：Adoi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2021.02.005

0 引言

近年來陜西經濟快速發展不僅推動了城市居民生活水平的提高，基礎設施的完善，而且促使農村居民的收入也在增加，但農村居民的消費結構不合理，消費意識沒有得到解放，農村居民的生活水平與城市居民相比仍然相差甚遠。通過對陜西省農村居民的收入與消費關系研究，分析農村居民收入與消費現狀進而提出可行性建議，提高農村居民的生活水平。

目前為止，已有大量學者對居民的收入與支出進行研究。胡鵬飛以合肥市城鎮居民人均可支配收入與支出為例進行一元線性回歸分析并進行檢驗與預測，從宏觀政策角度對擴大城鎮居民內需提出相應性對策;陳啟蕊收集1996-2010年云南省城鎮居民人均消費支出和人均可支配收入作為面板數據，建立回歸模型分析二者之間的關系;唐佳寧搜集貴州省貴陽市1998-2014年城鎮居民收入與支出數據，運用Eviews軟件建立回歸模型并進行顯著性檢驗。張榮斌等人通過對抑制農村居民消費因素分析，進行協整性檢驗進而從提出對應性建議。本文獲取了陜西省2005-2018年陜西省農村居民的人均收入與支出的面板數據。通過Eviews軟件建立一元線性回歸模型并進行檢驗與預測，從而對刺激農村居民消費需求提出可行性措施，推動陜西省農村居民消費結構的轉型升級。

1 收集數據

根據《陜西省國民經濟與社會發展統計公報》收集2005-2018年農村居民與城市居民收支數據，運用Eviews軟件建立一元回歸模型，對陜西省農村居民人均消費進行計量分析。

影響農村消費支出的因素有很多，如需求、習慣、收入、理念等收入。通過對陜西省農村居民的個人可支配收入和消費性支出的現狀分析有助于我們發現農村居民消費過程中出現的問題，解決問題從而刺激消費推動農村消費結構的轉型升級。

1.1 陜西省農村居民個人可支配收入的現狀分析

2005-2018年，陜西省農村居民收入逐年遞增，從不同的角度對農村居民的收入進行分析：第一，從農村居民收入的比例構成來看，陜西省農村居民收入比例構成不協調。其中農村居民工資性收入占總收入的比重較高，財產凈收入戰總收入的比較較低，經營性收入和轉移凈收入是對總收入的補充;第二，從城鄉居民人均可支配收入對比來看，城鄉收入差距較大，城鎮居民人均可支配收入遠遠大于農村居民可支配收入，源于陜西長期注重城市化的發展，導致城鄉資源分配不均勻，差距發展較大;第三，從就業人數來看，城鎮化的推進，陜西省農村就業人數呈遞增趨勢。但由于他們從事的大多領域薪資待遇較低進而影響他們的消費水平。

1.2 陜西省農村居民消費性支出的現狀分析

市場上提供的產品無論是從數量，質量還是從性能都是比較先進的，方便了人們的日常生活，滿足農村居民的日常需求。第一，將農村居民的消費支出具體劃分為：食品、煙酒支出;衣著;居住環境;生活用品及服務;交通通信;教育文化娛樂;醫療保健;其他用品和服務八個方面的支出，各支出占總支出的比例不協調，食品、煙酒支出，居住環境;交通通信醫療保健這四個方面所占的比例較高，得出陜西省農村居民消費集中在生活必需品上，生活水平相比較城市居民較低;第二，從耐用品消費情況來看，家用電器、家具、交通通信這三種開支較大，二娛樂性的耐用品如健身器材，照相機，空氣凈化器所占比例較小。總體來看，陜西省農村居民消費支配不協調，消費結構不合理，消費需求不大，消費意識尚被完全解放，消費水平較低。

2 建立一元性回歸模型

首先，運用Eviews軟件建立散點圖如（圖1）所示。

根據圖1得到，散點圖是向右上方傾斜，即建立回歸模型：Y=α+βX+μ，其中α，β均為參數，μ為隨機干擾項。

運用最小二乘法（OLS）對該回歸模型進行實證分析，判斷隨機干擾項μ是否滿足古典假定并且假設隨機干擾項μ是服從正態分布，但因為μ值不能直接獲得，只能檢驗近似殘值e來看它是否符合正態分布。判斷數據是否服從正態分布，可用Jarque-Bera（雅克一貝拉）檢驗，如下：

JB=n/6×[S2+（K-3）2/4]，其中n為樣本容量，s為樣本偏度，k為峰度。

若樣本容量服從正態分布假設，則S=0，JB=0，K=3;若樣本變量符合正態分布，是一個正態變量，那么JB統計量就是一個逐漸減小的數字。顯著性水平α=005時，X2（2）=5.99147，若JB統計量小于臨界值599147，則應該接受原假設即μ服從正態分布，否則應拒絕原假設。運用Eviews軟件分析得到以下數據：樣本偏度S=0357439，峰度K=1715952，JB統計量為1259899，，在顯著性水平α=0.05的情況下，χ2（2）=5.99147，而JB統計量=1.259899<χ2（2），表明JB統計量不顯著，因此不能拒絕原假設。即陜西省農村居民人均可支配收入與消費性支出呈正態分布。運用Eviews軟件做線性回歸分析，所得的結果為：

Y=1431780+0887929X

S=（5932182）（0008962）

T=（2413581）（9907695）

R2=0998779 F=9816242

DW=0111850 SE=1014435

3 模型檢驗與預測

3.1 模型檢驗

第一種，經濟意義檢驗。根據模型估計結果說明，假定其他變量不變的情況下，估計的參數β=0887929，即陜西農村居民消費支出增加0887929元，對應的收入將會增加1元。

第二種，擬合優度檢驗。擬合優度檢驗主要是對R2可決系數進行檢驗，由圖2數據可知：R2=0998779。R2接近于1，說明模型對樣本的擬合度很好。

第三種，t檢驗提出原假設若H0：β=0（j=1，2，3，4）;則H1不等于0，若給定顯著性水平α=005，在t分布表中查出自由度為n-k=12的臨界值Fa/2（12）=2179。由上圖3中可知t=2413581，由于t=2413581>Fa/2（12）=2179，應拒絕原假設H0：β=0，說明此回歸方程是顯著的即農村居民人均可支配收入影響對人均消費性支出。

3.2 預測

通過EViews 80做出被解釋變量擬合值與真實值偏差的模型預測圖，（圖2）擬合值記做YF;再做出該模型的擬合和殘差圖（圖3），發現偏差百分比接近0，說明該模型預測精度較高。

根據Eviews80可預測出2019-2023年陜西省農村居民消費水平情況，近五年消費支出分別為1120943;1353425;1372227;1461020;1586218。這五年的農村居民的消費支出都是上升趨勢，說明該省農村居民的收入在增加，生活質量在不斷改善的同時生活水平也在不斷提高。

4 農村消費結構升級的對策

（1）增加農村居民就業渠道，加強農村居民可支配收入。政府應當加大對就業創業的政策支持與資金投入，降低農民就業創業的成本;從農民自身角度而言，第一應將閑置土地出租或者是出包給個人或者是群體來增加自身收入;第二農產品多元化銷售，不僅僅局限于流動市場，運用“互聯網+”的營銷方式銷售農產品，增加農民收入。

（2）完善農村消費市場，刺激農村居民消費需求。農村居民在日常消費過程中由于一些偽劣假冒產品的出現促使他們在消費過程中較為謹慎，市場監管機制不完善，政府應進行宏觀調控完善法律法規，規范市場秩序，促使信息的雙向流動切實維護農民合法權益;根據地域性，風俗習慣的不同，全面掌握市場需求，切實提供相適應的產品。

（3）完善社會保障制度，解放農村居民的消費意識。政府加強對居民的消費意識的教育，制定合理的社會保險體系特別是擴大公共消費、為提高醫療、養老等社會保障領域，促使農村居民放心、安心消費。

5 結論

陜西省農村居民的收入支出模型為Y=1431780+0887929X，農村居民的支出隨著收入的改變而改變，收入是影響支出的關鍵因素。為推動陜西省農村居民的消費結構的轉型升級，需要多方主體共同作出努力，促使農村居民的生活水平得到提高。

參考文獻

[1]胡鵬飛.基于Eviews軟件對合肥市城鎮居民消費支出計量分析[J].市場周刊（理論研究），2018，（02）：22-24.

[2]陳啟蕊.基于EViews軟件的云南省城鎮居民消費和支出分析預測[J].玉溪師范學院學報，2013，29（12）：36-40.

[3]唐佳寧.貴州省貴陽市城鎮居民消費與支出分析——基于EViews軟件[J].商，2016，（26）：60-61.

[4]張榮斌，張英，高晶晶，等.陜西省農村居民消費抑制因素研究[J].湖北農業科學，2016，55（09）：2404-2407.