不同类型收入对扬州市农民消费支出的影响差异分析

陆彩兰

(扬州职业大学，江苏扬州225009)

当前，随着扬州市农民收入水平的不断提高，农民的生活消费支出日益增加。1980年扬州市农民家庭人均年纯收入仅为98元，到2000年增至3464.35元，而2009年则提高到8295.29元，增长幅度明显。农民的人均年消费支出也由2000年的2312.2元上升到2009年的5929.76元，增长了2.56倍。同时，农民收入结构发生了显著变化。在农民各种收入来源中，家庭经营纯收入和工资性收入一直占主导地位，但增长速度最快的是工资性收入，家庭经营纯收入则增长较缓。尤其近十年来，工资性收入已远远超出家庭经营纯收入。[1，2]从一定意义上说，消费是增收的目的和动力，而收入是决定消费行为的最主要因素。然而，由于扬州市农民收入类型的不同以及增长速度的不一致，不同类型收入对农民消费支出的影响呈现明显差异，极大制约了农民消费水平和生活质量的进一步提高，对地区需求的扩大和农村经济社会的发展也产生着重大影响。因此，分析扬州市农民各类收入对消费支出的影响及其差异，就成了极有价值的研究课题。

1 不同类型收入对扬州市农民消费支出的影响

从以往研究文献来看，国内外学者都比较一致地认为收入是影响居民消费支出的最直接、最具决定性的因素。扬州市农民家庭收入主要由工资性收入、家庭经营性收入、财产性收入和转移性收入四部分构成。启动农民的消费，需要首先提高他们的收入水平，但每一部分收入的边际消费倾向并非都一样高，这就需要具体分析影响农民消费支出的收入构成。为了研究的方便，本文将农民人均年生活消费支出以Y表示，工资性收入、家庭经营纯收入、财产性收入和转移性收入分别以X1、X2、X3和X4表示。由于数据搜寻的困难，本文主要选取扬州市2000—2009年的农民年度人均生活消费支出和各类收入数据作为研究对象。2000—2009年期间扬州市农民家庭收入构成变动状况如图1所示。

图1 扬州市农民各类收入与消费支出变动趋势

趋势图表明，2000—2009年期间，扬州市农民各类收入中，工资性收入X1一直以来呈现出迅猛增长的势头，家庭经营纯收入X2虽有增加，但幅度并不显著，而财产性收入X3和转移性收入X4基本平稳，增长趋势不明显。同时，扬州市农民生活消费支出Y在经历了2000—2001年的稳态发展后，自2002年起与工资性收入的变化趋势几乎相似，农民生活水平节节攀升。这十年中农民各类收入及生活消费支出状况的描述性统计可见表1所示。

表1 数据的描述性统计

1.1 模型的估计

为了考察农民各类收入对消费支出的影响，本文选择以凯恩斯的绝对收入假说为理论基础，分析各类收入的边际消费倾向。利用Eviews6.0软件，以Y为被解释变量，X1、X2、X3、X4为解释变量，构造多元线性模型Y=C0+C1X1+C2X2+C3X3+C4X4+ui，其中，Ci(i=0，1，2，3，4)为待估计参数，ui为随机误差项。由于考虑到线性回归模型的可能存在异方差，因此绘制出模型的残差分布(图2所示)进行检验。

图2 模型估计的残差分布

结果发现，回归模型的残差分布有明显的稳定趋势，表明不存在异方差性。同时根据上述趋势图判断，Y与X1、X2、X3、X4具有相近的变动趋势和较强的线性关系。因此可利用最小二乘法对Y与X1、X2、X3、X4进行线性估计，得到下面结果:

从估计结果来看，式中变量X1、X3选择参数的t值(即公式下括号中的数值)的绝对值都远远大于2，说明所选择的解释变量X1、X3很显著，但X2、X4的t值的绝对值却远小于2，对Y的解释力不够，因此剔除X2、X4后利用最小二乘法对Y与X1、X3重新进行线性估计，得到下面结果:

从估计结果来看，式中变量X1、X3选择参数的t值(即公式下括号中的数值)的绝对值都远远大于2，说明所选择的解释变量都很显著，DW值接近于2，不存在自相关，调整后的R2=0.9929接近于1，模型拟合优度良好，F=635.965＞F0.05(显著性水平α=0.05)表明模型从整体上来看解释变量与被解释变量之间的线性关系显著。

对线性模型进行自相关检验，发现BG－LM检验中P值大于0.05，说明不存在残差项自相关。

1.2 平稳性检验和协整检验

为避免非平稳的时间序列变量之间因伪回归现象造成所得结论失效的不良结果，在回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列数据才能进行回归分析。在此，对序列平稳性采用ADF(Augment Dickey－Fuller)检验，结果见表2。

表2 ADF单位根检验结果

从表2的检验结果可以看出，Y、X1和X3时间序列都拒绝了原假设，不存在单位根，即具有平稳性。根据协整检验理论，如果时间序列之间存在协整关系，则意味着序列之间存在长期稳定的关系，从而可以有效避免伪回归问题。本文采用基于回归残差的ADF检验法对回归模型的残差进行单位根检验，由SIC准则确定滞后阶数。

检验结果显示，残差^ui序列在1%的显著性水平下拒绝原假设，因此可以确定残差序列为平稳序列。因此，上述检验结果表明，2000—2009年间被解释变量Y与解释变量X1、X3之间存在协整关系，即具有长期稳定的均衡关系;同时证明了上述多元线性回归模型的设定是合理的，被解释变量Y可以通过解释变量X1、X3来解释。

2 影响差异分析

上述结果表明，农民在各项收入为零的情况下，其自发性支出为129.5497元，与现实基本相符。农民消费支出对工资性收入和财产性收入的边际消费弹性分别为1.3728和－12.3287。显然，农民工资性收入的边际消费弹性为正值，也就是说，农民年人均生活消费支出与工资性收入之间呈现明显的正相关关系，说明工资性收入的增加能显著促进农民的消费支出。相比较而言，农民财产性收入的边际消费弹性为负值，即农民消费支出与财产性收入之间呈现负相关关系。而家庭经营纯收入和转移性收入对农民消费支出的影响不显著。可以看出，扬州市农民不同类型收入对消费支出的影响具有显然的差异。

根据以往文献研究和上述数据分析结果，本文认为，扬州市农民不同类型收入对消费支出的影响所出现的差异，受到农民收入的增长性、稳定性和不确定性三个重要特性的影响。一项收入状况的好坏，不能仅从数量和比例来看，还要分析其稳定性以及给获得者带来的安全感。收入具有明显的增长性和稳定性才会促进农民消费的扩大;而收入的不确定性对农民消费有显著的负向影响，在一定程度上抑制了农民消费的提高。具体来说:一是扬州农民的工资性收入具有显著的增长性和稳定性特点。当前，受扬州地区经济向好发展的影响，农民工资性收入早在2000年就已经成为农民人均收入的主体，近几年增长尤其迅速，2007年农民工资性收入已经占到人均纯收入的70%，为农民消费支出提供了稳定和可靠的保障，从而对农民消费支出所起的拉动作用最为显著。[3]二是家庭经营收入仍是农户收入的重要组成部分和稳定来源，但增长比较保守，无论从绝对值还是从相对值来看，都远远落后于农民的工资性收入的增长幅度。农业经营收入缺乏发展后劲，非农经营收入有待开发，导致家庭经营收入无法明显推动农民消费支出。三是农民财产性收入缺乏稳定性和制度化保障，增长的方向不够明朗。扬州农民财产性收入的主要来源有三大块:“土地征用补偿收入”、“租金收入”、“利息、股息和红利收入”。受国际大气候和国家调控政策的影响，扬州农民的财产性收入尽管有不太显著的少量增长，但并没有给农民带来稳定的预期，给农民带来的是一种常常暂时的、很不稳定的收入，造成农民有钱也不敢花，预防性储蓄过高。[4]四是转移性收入因其增长与政府政策关联性较强而具有很强的保障性和稳定性。近年来扬州积极推进农村居民养老保险制度、最低生活保障制度，加大对农村低收入户、贫困户等困难群体扶持力度，直接增加了对农民的转移支付，加上农村常住人口中离退休人员的收入提高，使得农民获得的转移性收入有所增多，但对于消费支出的贡献来说却是比较有限的。

3 政策建议

基于上述分析，本文认为，农民不同类型收入对其消费支出影响的差异具有一定的客观性，要使这些影响朝着良性和有利的方向发展，需要采取各种措施。第一，拓展家庭经营纯收入的取得范围。既要加快农业生产投入与管理创新，保证农民家庭农业经营收入稳定增长，又要积极为农民拓展非农创业机会，引导农民家庭经营由第一产业向二三产业进军，改变家庭经营收入局限于农业的现状，增加农民家庭经营收入在各次产业中的比重和份量。第二，继续保持农民工资性收入的稳定增长水平。要加快相关制度改革，加大财政对农民的支教力度，开展各项教育与培训活动，提高农民的劳动技能水平。同时要实行城乡一体的用工制度，给非农就业的农民以市民待遇。第三，培育良好的农村投资环境，引导农民把握投资机会和规避风险，增加投资收益;要建立农民家庭财产转化为资本的所有权制度，赋予农民土地所有权，合理确定土地征用补偿标准，促进农民财产性收入不断增长。第四，继续加大政府对转移性收入的政策支持。消除城乡分割的歧视性收入再分配制度，健全农村最低生活保障、新型医疗保险以及社会养老保险制度，加大对农村低收入户、贫困户等困难群体的扶持力度，让所有居民都能享受相同的政府转移支付制度。

[1]扬州统计局.扬州统计年鉴2001[M].北京:中国统计出版社，2001.

[2]扬州统计局.扬州统计年鉴2010[M].北京:中国统计出版社，2010.

[3]李源.扬州农民增收七成靠工资性收入[EB/OL].(2008-04-12)[2011-08-10].http://news.sina.com.cn/c/2008-04-01/092313.html.

[4]陆彩兰.农村土地资源配置的集聚发展模式[J].农村经济，2011(7):27－30.