我国农村居民消费水平影响因素的实证分析

摘 要：本文针对我国是一个农业大国的基本国情，选取我国1978年-2015年的相关数据，对我国农村居民消费水平影响因素进行计量经济分析、检验，并对各因素的影响程度的大小进行比较，最终建立合适的回归模型。通过对最终的回归模型进行经济意义上的分析，提出相关的政策建议。

关键词：农村居民消费水平；回归模型；自相关；计量经济学

一、研究背景

投资、出口与消费是国民经济的三大支柱。随着我国经济发展进入新常态，我国经济处于换挡期。投资的增加对经济的提振收效较小，我国于2013年首次提出“一带一路”经济带，通过对周围基建的投资，来加大出口达到合作共赢的目的。随着特朗普上台，美国政府退出TPP加入“一带一路”经济带，“一带一路”政策发展一片大好。但是目前全球仍处于疲软状态，仅靠出口的增长难以维持我国经济的中高速增长目标。

因此，国内市场的消费扩张仍是经济增长的研究重点，我国虽然在过去的几十年快速发展中城乡人口比例发生了巨大的变化，但是13亿人口中仍有6亿农村人口。农村地区的人口规模决定了我国的农村市场体量巨大，对拉动国内需求有积极作用。而刺激农村居民消费是打开农村市场的关键，为此对我国农村居民人均消费影响因素进行实证分析。

二、文献综述

相对于西方完善的消费理论体系而言，我国的消费理论虽然发展快，但是起步晚，因此至今仍未形成一个完整的理论体系。在20世纪80年代到90年代，国内很多学者利用掌握到的数据对农村居民的消费问题进行深入研究，近年随着能够掌握的经济数据逐渐增多，很多学者对扩大国内有效需求的研究越发倾向于数量化更加显著的计量经济学实证分析。对过去几十年国内学者的研究进行总结，各位学者的观点大致可以归纳为以下几点：

一是农村居民收入的平均水平和稳定性制约发展。尹世杰（2001）认为，农民的收入水平低、消费环境差、消费观点滞后是其消费水平不高的主要原因。刘建国（1999）认为农民收入的不稳定性以及社会保障制度不健全導致农民消费倾向偏低，是不利于扩大内需的根本性原因。二是验证持久收入假说在我国农村消费市场的可行性。李景华（2006）使用2000年-2004年的数据对持久收入和相对收入假说进行了检验，肯定了我国国情下持久收入假说理论的正确性，并指出农村居民当前消费的主要影响因素为农村居民的持久性收入。

前辈们做出的成果对我国的经济发展产生过巨大贡献，但是由于我国国情的特殊性，仅仅套用国外的消费理论通过对要素分析所得到的结论往往不够可靠。因为国外的消费理论大多建立在一个相对稳定的经济系统的前提下，而中国即使在经济增速不断放缓的今天仍保持着经济的中高速发展，经济体所处系统相对稳定的假定很难站住脚。所以，与以往的农村居民消费水平研究的相关文献不同，本文利用1985年-2015年的农村人均纯收入和人均消费性支出和历年的消费价格指数进行实证分析，试图立足于历史数据对中国农村居民消费与收入水平之间的动态关系进行研究。

三、变量选取、数据来源及模型构建

1.变量的选取

首先，我们选取“农村居民全年人均消费性支出”作为被解释变量；其次，我们选取“农村居民全年人均纯收入”和“消费价格指数”作为解释变量。

（1）农村居民全年人均消费性支出Y：指平均每位农村居民当年用于满足家庭日常生活消费的全部支出，是衡量农村居民消费水平的重要指标。

（2）农村居民全年人均纯收入X1：指特定时期平均每位农村居民所获得的总收入扣除获取收入所发生的费用后产生的净所得。农村居民全年人均纯收入的增加会在一定程度上促进农村居民消费水平的提高。

（3）消费价格指数X2：是度量一揽子有代表性的消费品和服务价格水平随时间变化而变化的相对数。消费价格指数的增加会在一定程度上使农村居民消费水平下降。

2.模型的设定

根据选取的解释变量与被解释变量，初步设定模型为：，其中，为随机扰动项。

3.数据的收集

通过查阅和整理资料，得到各变量的原始数据，但是由于原始数据中人均纯收入和人均消费支出均为以现价进行计量，所以在模型估计时往往会导致一定的误差。因此，我们统一以1985年的数据为基期，通过将全年人均纯收入乘以修正系数对原数据进行修正，将数据汇总得到表1。

4.模型的估计

将数据录入EVIEWS进行参数估计，得到回归方程：

回归结果如图1所示。

由图1可知可决系数R2=0.994705，模型的拟合程度好，可决系数很高，这表明人均收入和居民消费价格指数对农村居民人均消费支出有显著影响。

四、模型检验及修正

1.经济意义的检验

由估计的结果可以看出，β1>0，β2<0说明随着人均收入的增加，农村居民人均消费性支出是增加的；随着消费价格指数的增加，农村居民人均消费性支出是减少的。因此，我们可以判定所估计的模型是符合经济意义的。

2.统计推断检验

（1）拟合优度：可决系数R2=0.994705，所以模型拟合的很好。

（2）F检验：F=2630.062，取α=0.05，有F0.05（2，28）=3.34。F>F0.05（2，28），所以模型的线性关系在0.95的置信水平下显然成立。

（3）t检验：在α=0.05的情况下，由图1可知，变量X2和C所对应P值均大于0.05，所以模型未通过检验。

3.计量经济学检验及修正

（1）多重共线性

①模型的多重共线性检验

根据上文统计推断检验结果可以看出，虽然模型的拟合优度R2=0.994705，模型的拟合非常好。但是各解释变量均未通过参数显著性检验，因此初步判定模型存在多重共线性。我们使用EVIEWS做出变量间的相关系数矩阵，见表2，所以我们判定模型存在多重共线性。

②模型的多重共线性修正

由于本模型为了保证其简洁性，在模型初步建立时涉及的变量较少。所以，修正模型多重共线性的过程中，我们通过变换模型形式修正模型的多重共线性。

通过对比一系列模型形式变换对多重共线性的调整结果，我们最终设定模型形式为：

回归结果如图2所示

从以上回归结果可知，各变量均非常优秀的通过了t检验，模型也非常好的通过了F检验，且模型的拟合优度R2=0.941258拟合程度非常高。因此，我们判定修正后的模型不存在多重共线性，得到新的回归方程：

（2）异方差性

①异方差的检验（怀特检验法）

使用怀特检验法对检验回归模型的异方差，结果如图3所示。

②异方差的修正（加权最小二乘法）

我们通过设置权重w=1/abs（resid），在EVIEWS进行加权最小二乘估计，回归结果如图4所示。

我们对修正后结果再次进行怀特检验，结果如图5所示。

由图5可知obs*R-squared=8.823086；Probability=0.11633>0.05。所以修正后的模型不存在异方差，则修正后的模型为：

（3）自相关性

①自相关性的检验（PAC检验法）

如图6，模型的第1期偏相关系数的直方块超过了虚线，因此存在着一阶自相关。

②自相关性的调整（加入项）

在已有WLS命令中加上AR（1），使用迭代估计的方法建立模型。结果如图7所示。

由图7可知，加入AR（1）项后，模型的自相关性仍未得到修正。所以，我们继续修正模型，在命令后再加上AR（2），使用迭代估计法建立模型，结果见图8。

4.最终模型

在对最初建立的模型进行经济意义检验、统计推断检验、计量经济学检验后，我们对模型进行了多次修正，最终得到了农村居民人均消费性支出和各解释变量之间的函数关系式：

五、总结

首先，本文利用1978年-2015年中国农村居民的人均消费支出、人均纯收入和消费价格指数的数据，采用OLS的计量经济学方法对其进行分析，得出的结论是：随着人均收入的增加，农村居民人均消费性支出是增加的；随着消费价格指数的增加，农村居民人均消费性支出是减少的。其次，根据前文自相关性的修正过程，我们发现，农村居民人均消费支出或许存在一定的滞后期，即当期的消费可能受到前一期甚至前几期消费的影响。最后，促进农村居民消费支出增长的核心在于发展农村的经济，增加农村居民的人均纯收入。具体措施有：

（1）加快农村消费市场建设，加大农村建设的投资力度，建立以PPP为范例的政府、市场相结合的农业投资系统。

（2）加快新时代“土地政策改革”，推进农业现代化。2000年至今我国大部分地区，已实现了农业生产的小型机械化。但由于土地过于碎片化，大型机械化的推行进展缓慢，要推行大农场承包模式，化零为整，进一步解放生产力提高农村居民的人均收入。

（3）加强农村基础设施建设，加大农民职业技能培训，培养专业农民，将剩余的劳动力输送至其它行业，创造主营业务外收入。

参考文献：

[1]刘双.社会保障对农村居民消费行为的影响研究[D].华中农业大学，2016.

[2]袁爽.中国农村居民消费对经济增长拉动作用研究[D].辽宁大学，2016.

[3]马会.农村人均收入对消费影响的实证研究——基于中国农村居民人均收入与消费的分析[J].天津商务职业学院学报，2015，（05）：5-10.

[4]徐曙敏.我国农村居民人均消费支出与人均纯收入的实证分析[J].宜春学院学报，2012，34（01）：37-40+69.

作者简介：方天翔（1997- ），安徽阜陽人，安徽财经大学在读本科生，研究方向：金融工程