收入质量对农村居民消费的影响分析

黄海荣 副教授

（重庆工贸职业技术学院 重庆涪陵 408000）

近些年我国农村居民收入增长迅速，从2010年的5919元提升到2018年的14617元，年增长率为12.37%，收入数量达到历史新高。但相较于城镇居民收入，农村居民的收入水平依旧偏低。对此，中央出台了一系列调整政策，使得城乡收入差距由2010年的3.23：1下降至2018年的2.69：1。农村居民的收入结构也发生了显著改变，2014年我国农村居民人均可支配收入中的工资性收入占比达到42.66%，首次超越经营性收入，转移性收入占比也提升至17.69%，成为农村居民收入的重要组成部分。这使得农村居民在收入方面的风险性显著降低，收入质量显著提升，势必有助于扩大农村居民消费。但就目前来看，我国学界对于收入质量与农村居民消费关系的研究较为匮乏，无法有效指导各地方政府扩大农村居民消费，难以借助消费驱动地区经济增长。因此，本文构建了收入质量影响农村居民消费的理论模型，并就收入质量对农村居民消费的影响进行了实证分析，旨在为促进农村居民消费提供指导依据。

研究基础

大量研究成果提出，消费不足是阻碍居民生活水平提高与经济结构转型的主要因素之一。自改革开放以来，农村与城镇居民消费比例发生了显著改变。1978年的农村居民消费支出占比为62.1%，而2018年的占比仅为22.5%。同时，根据《中国统计年鉴》，我国的最终消费率近年来持续走低。通过对现有文献与数据进行梳理分析，本文认为，导致我国居民特别是农村居民消费率下降的因素主要包括：其一，农村居民收入在国内生产总值比例较低。1978年，农村居民人均收入占人均国内生产总值的比例为35.07%，而在2018年，这一比例降低

至22.61%。基于消费理论来看，消费的基础是收入，而农村居民过低的收入势必导致消费支出不足，难以驱动经济增长。其二，劳动报酬占收入的比例较低。劳动报酬与消费之间存在紧密的互动关系，而我国农村居民的劳动报酬占收入的比例较低，导致我国农村居民的消费率偏低而投资率较高。其三，农村居民的消费理念较为保守，更倾向于将闲置资金进行储蓄，这抑制了农村居民的消费欲望。针对农村居民消费率偏低的问题及其与收入的关联性，本文选择对农村居民收入与消费之间的关系进行研究，其中研究重点在于农村居民收入质量对消费的影响，旨在为各地区激发农村居民消费欲望、促进地区经济增长提供理论指导。

理论模型

为了分析农村居民收入质量对消费的影响，还需建立相应的理论模型，指导研究工作的推进。本文建立的理论模型以消费理论为支撑，并引入了心理预期与收入质量各维度等变量。基于适应预期理论来看，农民居民一般会因为无法达到预期结果，而对预期做出调整。将这一理论应用于消费函数，设第x期的消费预期为Yex，则：

其中Aa、As、Ak分别表示收入的充足性、结构性以及知识性。

基于适应预期理论来看，实际消费一般与预期存在一定的差距，因此，需要在上述公式中引入一个调整系数γ，即：

将式（1）引入式（3），可以得到如下公式：

式（4）呈现的是当期消费与往期消费的函数。但农村居民的消费预算应当除掉预防性储蓄Zx。基于预防性储蓄理论来看，Zx由永久收入Ax与收入随机性δx组成：

综合，可以将式（4）表示为：

永久收入Ax与收入随机性δx都体现了收入的发展性。Ax的占比越高，δx的占比就越低，收入的发展性便会提升。此外，农民居民进行预防性储蓄的一个主要原因是为了支付农业生产成本。因此，Zx是收入发展性Ab和收入成本性Ac的函数：

将式（2）和式（7）引入式（6），可以得到如下公式：

在式（8）中，[f(Aa，As，Ak)-g(-Ab，Ac)]代表着农村居民的收入质量Wx，假如农村居民的收入质量是线性模型，那么式（8）还可以表示为：

在式（9）中，(γ1Ab+γ2As+γ3Ak+γ4Ab- γ5Ac)代表着农村居民的收入质量Wx，同时该公式表明，在考虑预期的情况下，当期消费Yx主要由往期消费Yx-1和当期收入质量所决定。

实证分析

（一）数据选取与检验

本文选取了我国1999年至2018年之间北京、天津、河北、山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、广西、海南、四川、贵州、云南、重庆、陕西、甘肃、青海、宁夏等29个省（市、自治区）的农村居民收入与消费面板数据，相关数据来源于《中国农村统计年鉴》，收入质量计算方式见第二章。各变量的描述性统计结果如表1所示。

接下来对面板数据的平稳性进行检验，避免后续在回归分析中出现“伪回归”现象。本文利用单位根检验对面板数据的平稳性进行判断，结果如表2所示。

由表2可知，收入质量（Wx）与当期消费（Yx）都没有通过检验，这表示这两个变量都不够平稳。然而在对这其做一阶差分后，ΔW和ΔYx都在1%水平下通过了单位根含常数项与趋势项的检验，这表示ΔW和ΔYx是平稳序列，收入质量（Wx）与当期消费（Yx）都是一阶单整，能够进行后续的协整检验。

两个时间序列趋同也会出现伪回归现象，故而还需对面板数据进行协整检验，进一步规避伪回归现象的出现。本文利用Pedroni协整检验法对面板数据进行协整检验，结果如表3所示。

由表3可知，7个统计量里面有5个拒绝了“变量之间不存在协整关系”这一原假设。基于检验原则，组内和组间ADF统计量是主要判断标准，这表示面板数据存在协整关系，能够做后续的回归分析。

（二）模型构建

为了分析农村居民收入质量对消费的影响，构建模型1：

为了考虑往期消费情况下农村居民收入质量对消费的影响，构建模型2：

为了分析农村居民收入质量各因素对消费的影响，构建模型3：

为了分析考虑往期消费情况下农村居民收入质量各因素对消费的影响，构建模型4：

（三）回归分析

根据式（10）和式（11），以当期消费Yx、当期收入质量W和往期消费为变量构建两个随机效应模型，利用Eviews软件进行Hausman检验，结果如表4所示。

表1 变量的描述性统计结果

表2 单位根检验结果

表3 协整检验结果

由表4可见，p值都不超过1%，这表示拒绝了原假设，模型1与模型2都需要利用固定效应模型的形式表达。接下来利用Eviews软件可以获得两个固定效应模型的回归分析结果，如表5所示。

根据表5可知，模型1的R2为0.9537，这说明被解释变量可以被解释的部分占到了95.37%，解释效果较好。F值为268.1334，通过了F检验，这表示模型1中的所有参数都显著不为0，估计结果可信度较高。收入质量（Wx）的回归系数为1.3928，在1%水平下显著。这表示农村居民收入质量（Wx）对消费（Yx）具有显著影响，收入质量（Wx）变化1个单位，则消费（Yx）变化1.3928个单位。换言之，农村居民的收入质量提升0.1，则消费支出平均提高1392.8元。模型2的R2为0.9824，这说明被解释变量可以被解释的部分占到了98.24%，解释效果较好。F值为1255.735，通过了F检验，这表示模型2中的所有参数都显著不为0，估计结果可信度较高。收入质量（Wx）的回归系数为0.1839，在1%水平下显著。这表示农村居民收入质量（Wx）变化1个单位，则消费（Yx）变化0.1839个单位，影响不够显著。

根据式（12）和式（13），以当期消费Yx、当期收入质量W和往期消费为变量构建两个随机效应模型，利用Eviews软件进行Hausman检验，结果如表6所示。

由表6可见，p值都不超过1%，这表示拒绝了原假设，模型3与模型4都需要利用固定效应模型的形式表达。接下来利用Eviews软件可以获得两个固定效应模型的回归分析结果，如表7所示。

根据表7可知，模型3的R2为0.9638，这说明被解释变量可以被解释的部分占到了96.38%，解释效果较好。F值为357.7264，通过了F检验，这表示模型3中的所有参数都显著不为0，估计结果可信度较高。收入充足性（Aa）的回归系数为2.6541，在1%水平下显著。这表示农村居民收入充足性（Aa）对消费（Yx）具有显著影响，收入充足性（Aa）变化1个单位，则消费（Yx）变化2.6541个单位。收入结构性（As）的回归系数为1.1284，在1%水平下显著。收入结构性（As）变化1个单位，则消费（Yx）变化1.1284个单位。收入发展性（Ab）的回归系数为-0.8357，在5%水平下显著。收入发展性（Ab）变化1个单位，则消费（Yx）变化-0.8357个单位。收入成本性（Ac）的回归系数为0.9126，未通过t检验，这表示农村居民收入成本性（Ac）对消费（Yx）的影响不够显著。收入知识性（Ak）的回归系数为0.6437，在1%水平下显著。收入知识性（Ak）变化1个单位，则消费（Yx）变化0.6437个单位。模型4的R2为0.9826，这说明被解释变量可以被解释的部分占到了98.26%，解释效果较好。F值为1447.366，通过了F检验，这表示模型4中的所有参数都显著不为0，估计结果可信度较高。与模型3相比，引入往期消费这一变量后，收入质量各维度的回归系数都出现下降，这在很大程度上说明我国农村居民当前的消费缺乏理性。

结论与建议

（一）结论

收入质量的回归系数为1.3928，在1%水平下显著。农村居民收入质量对消费具有显著影响，收入质量变化1个单位，则消费变化1.3928个单位。换言之，农村居民的收入质量提升0.1，则消费支出平均提高1392.8元。在引入往期消费这一变量后，收入质量的回归系数为0.1839，这表示农村居民收入质量变化1个单位，则消费变化0.1839个单位，影响不够显著。

收入充足性的回归系数为2.6541，在1%水平下显著。农村居民收入充足性对消费具有显著影响，收入充足性变化1个单位，则消费变化2.6541个单位。收入结构性的回归系数为1.1284，在1%水平下显著。收入结构性变化1个单位，则消费变化1.1284个单位。收入发展性的回归系数为-0.8357，在5%水平下显著。收入发展性变化1个单位，则消费变化-0.8357个单位。收入成本性未通过t检验，这表示农村居民收入成本性对消费的影响不够显著。收入知识性的回归系数为0.6437，在1%水平下显著，其对消费的影响不大。引入往期消费这一变量后，收入质量各维度的回归系数都出现下降，这在很大程度上说明我国农村居民当前的消费缺乏理性。

表4 Hausman检验结果

表5 模型1与模型2的回归分析结果

表6 Hausman检验结果

表7 模型3与模型4的回归分析结果

（二）建议

第一，相比于单一地分析农村居民纯收入，收入质量可以更加准确地体现农村居民在收入方面的优势与不足，从而为政府及时优化政策提供指导依据。因此，政府需要及时将农村居民收入质量纳入宏观监测体系，并在每一个季度进行汇总。这主要是因为农村居民的生产活动具有季节性特点，月度数据缺乏足够的代表性，而季度数据能够更为精准地体现从事农业与非农工作的农村居民的收入转变情况；而年度数据的预警能力不足。此外，在监测农村居民收入质量的过程中，可以进一步引入一些农村宏观指标，以便对农村经济的整体发展进行更为科学的宏观监测。

第二，各地方政府应当着力推进新型城镇化建设，加快安置农业转移人口，使得有能力和意向的农村居民能够进入城镇稳定务工并转变为城镇居民；加快推进土地制度改革，完善土地流转政策，有序开展确权登记工作，引导农村居民自愿流转承包土地，推进承包土地适度规模化；加快公共服务改革，特别是在教育、就业、医疗、养老等方面，实现城乡公共服务均等化。

第三，各地方政府应当对传统农业内部的养殖等产业进行整合，形成完善的农业生态体系，延长农业产业链，实现产供销一体化，推进农业与第三产业的整合，提升农业附加值，进而实现收入充足性的提升；加快创新农村金融产品，为农民提供高品质的信贷服务，提升收入的发展性；完善传统的“农户+公司”或“农户+合作社”模式，降低收入成本性；改善农村职业教育，着力培育新型职业农民，提升收入知识性。