河南農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)對其消費支出行為的影響

劉 瀑

(鄭州輕工業(yè)學院經(jīng)濟與管理學院，河南鄭州450002)

改革開放以來，河南農(nóng)村居民家庭生活水平取得了巨大變化，人均純收入由1980年的160.78元提高到 2013年的 8 475.34元，年均增長率為12.77%，人均生活消費支出從1980年的135.5元上升到2013年的5 627.13元，年均增長率為11.95%。但從總體上看，河南省農(nóng)村消費層次較低，不利于農(nóng)村消費市場的擴展。西方經(jīng)濟學家的經(jīng)典論著已表明，收入是決定消費的最主要因素，不僅決定著農(nóng)村居民的消費水平，還決定著農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的合理化。凱恩斯［1］的絕對收入假說認為，收入的絕對數(shù)量是影響居民消費的首要原因;弗里德曼［2］的持久收入假說認為，收入的穩(wěn)定程度對消費有顯著影響。近幾年來，國內(nèi)學者關(guān)于農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)與消費結(jié)構(gòu)的研究逐漸增多，其結(jié)論與政策建議也較為豐富。溫濤等［3］實證研究表明無論從總體上，還是從區(qū)域上看，農(nóng)民各項收入對各項消費作用強度存在明顯差異;祁毓［4］實證研究了不同來源的收入對城鄉(xiāng)居民消費的影響，結(jié)果表明，農(nóng)民家庭經(jīng)營收入的消費效應(yīng)最大;陸彩蘭等［5］的研究也表明，農(nóng)民消費支出的增加，受到農(nóng)民各類收入的增長性、穩(wěn)定性和永久性3個重要特性的影響，家庭經(jīng)營收入對農(nóng)民消費影響最顯著;方松海等［6］分析認為增加農(nóng)民收入與擴大農(nóng)村消費的著眼點在于實現(xiàn)全面小康和經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展，實現(xiàn)農(nóng)村居民收入較大幅度增長是進一步增強其消費能力的根本著力點。河南作為人口大省和農(nóng)業(yè)大省，農(nóng)村消費市場潛力巨大，是拉動內(nèi)需的重要力量，基于1995—2013年河南面板數(shù)據(jù)，運用SPSS模型就農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)對其消費結(jié)構(gòu)的動態(tài)影響進行實證，以便挖掘制礙農(nóng)村居民消費擴張的收入結(jié)構(gòu)性因素。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

本研究中偏相關(guān)分析采用的方法是計算偏相關(guān)系數(shù)。假定已知有3個變量X1，X2，Y，在剔除變量X2的影響后，變量X1和 Y之間的偏相關(guān)系數(shù)為:

式中:r12表示X1和X2的相關(guān)系數(shù);ry1表示X1和Y的相關(guān)系數(shù);ry2表示X2和Y的相關(guān)系數(shù)。

典型相關(guān)分析方法最早由HOTELLING提出，是用來研究2組變量之間相關(guān)關(guān)系的一種統(tǒng)計分析方法。

1.2 變量選取與數(shù)據(jù)來源

選取中國統(tǒng)計年鑒1995—2013年河南農(nóng)村居民收入及其消費支出結(jié)構(gòu)為研究數(shù)據(jù)樣本，依據(jù)年鑒農(nóng)村居民收入來源由工資性純收入(X1)、家庭經(jīng)營純收入(X2)、財產(chǎn)性純收入(X3)、轉(zhuǎn)移性純收入(X4)4個部分組成。其消費支出構(gòu)成有食品支出(Y1)、衣著支出(Y2)、居住支出(Y3)、家庭設(shè)備用品及服務(wù)支出(Y4)、交通和通訊支出(Y5)、文教娛樂用品及服務(wù)支出(Y6)、醫(yī)療保健支出(Y7)和其他支出(Y8)8個部分構(gòu)成。

2 實證分析

2.1 偏相關(guān)分析

運用SPSS19.0計算出X與Y兩組變量之間一對一的偏相關(guān)系數(shù)及其顯著性(表1)。

表1 偏相關(guān)系數(shù)分析Table 1 Partial correlation coefficient analysis

由表1可知，工資性純收入與食品支出、交通和通訊支出、文教娛樂用品及服務(wù)支出、醫(yī)療保健支出呈正相關(guān)，尤其與醫(yī)療保健支出的相關(guān)性最強(相關(guān)系數(shù)為0.647，顯著性水平為0.007);家庭經(jīng)營純收入與食品支出、衣著支出、居住支出、交通和通信支出支出正相關(guān)，與居住支出相關(guān)性最高(相關(guān)系數(shù)為0.554，顯著性水平為0.026);財產(chǎn)性純收入與衣著支出呈正相關(guān)(相關(guān)系數(shù)為0.679，顯著性水平為0.004);轉(zhuǎn)移性收入與家庭設(shè)備用品及服務(wù)支出有較強的正相關(guān)性(相關(guān)系數(shù)為0.802，顯著性水平為 0.000)，而與交通和通信支出、文教娛樂用品及服務(wù)支出有較強的負相關(guān)(相關(guān)系數(shù)分別為 0.465、0.687，顯著性水平為 0.070和 0.003)。

2.2 典型相關(guān)分析

運用SPSS19.0軟件對“收入組”和“支出組”的數(shù)據(jù)進行典型相關(guān)分析，得到2組變量的分析結(jié)果。

2.2.1 檢驗變量X與Y之間不相關(guān)的假定 運用組間多變量來檢驗2組變量之間的交互作用，檢驗的統(tǒng)計量的精度分別為Pillai、Wilks的Lambda、Hotelling、Roy的最大根。4個統(tǒng)計量中工資性收入X1、財產(chǎn)性收入X3和轉(zhuǎn)移性收入X4的P值小于0.05，可以拒絕原假設(shè)，這表明變量 X1，X3，X4與Y(消費支出)之間存在著顯著的交互效應(yīng)，而經(jīng)營性收入X2的P值0.183確大于0.05，這表明變量X1與Y(消費支出)之間的交互效應(yīng)顯著性較差(表2)。

表2 多變量檢驗Table 2 Multivariate tests

續(xù)表 Continuing table

2.2.2 檢驗典型相關(guān)系數(shù) 根據(jù)樣本數(shù)據(jù)，用SPSS19.0對“收入結(jié)構(gòu)組”和“消費支出結(jié)構(gòu)組”進行典型相關(guān)分析，得出2者的典型相關(guān)系數(shù)和顯著性檢驗結(jié)果(表3)。由典型相關(guān)系數(shù)可知，第1對典型變量的典型相關(guān)系數(shù)為CR1=1.000，第2對典型變量的典型相關(guān)系數(shù)為CR2=0.986，第3對典型變量的典型相關(guān)系數(shù)為CR3=0.940，第4對典型變量的典型相關(guān)系數(shù)為CR4=0.786，說明相應(yīng)典型變量之間密切相關(guān)。但要對典型變量相關(guān)性的顯著程度作進一步的檢驗。

表3 典型性相關(guān)系數(shù)及顯著性檢驗Table 3 Canonical correlation coefficient and significance test

從顯著性檢驗結(jié)果分析，前3對典型變量的相關(guān)系數(shù)的顯著性概率均為0.000，從第4行看，P值P=0.050，在5%顯著水平下也是顯著的，表明4對變量間具有非常顯著的相關(guān)性，能夠用“收入結(jié)構(gòu)組”來解釋“消費支出結(jié)構(gòu)組”。

2.2.3 建立典型相關(guān)模型 鑒于原始變量的可比性，采用標準化的典型相關(guān)系數(shù)來建立典型相關(guān)模型。

從表4建立的典型相關(guān)模型可知，可以用上述典型變量來綜合分析河南農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)與消費支出構(gòu)成之間的關(guān)聯(lián)效應(yīng)。

在第1對典型變量中，典型系數(shù)為1.000。將醫(yī)療保健支出從“消費支出組”中分離出來(典型荷載為0.642)，與工資性收入呈現(xiàn)最大相關(guān)(相應(yīng)的典型荷載為0.970)。

在第2對變量中，典型相關(guān)系數(shù)為0.986，將醫(yī)療保健支出從“消費支出組”中分離出來(典型荷載為-5.269)，“農(nóng)民收入組”中相對應(yīng)的解釋變量主要是工資性純收入和轉(zhuǎn)移性純收入(相應(yīng)的典型荷載分別為-3.073和2.937)。

在第3對典型變量中，典型相關(guān)系數(shù)為0.940。將交通和通信支出從“消費支出組”中分離出來(典型荷載為-3.336)，與工資性純收入呈最大相關(guān)(相應(yīng)的典型荷載為-6.356)。

在第4對變量中，典型相關(guān)系數(shù)為0.786，將衣著支出從“消費支出組”中分離出來(典型荷載為-10.254)，與工資性純收入呈現(xiàn)最大相關(guān)(相應(yīng)的典型荷載為17.643)。

表4 典型相關(guān)模型Table 4 Canonical correlation coefficient model

3 結(jié)論與建議

上述實證分析表明，河南農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)與其消費支出結(jié)構(gòu)之間有非常顯著的相關(guān)性，可以用農(nóng)村居民收入構(gòu)成來解釋消費構(gòu)成的差異，以便深層次分析收入與消費的內(nèi)在聯(lián)系。(1)農(nóng)村居民的工資性收入與衣著支出、醫(yī)療保健支出、交通和通信支出均呈現(xiàn)較強相關(guān)，表明工資性收入對于農(nóng)村大額水平密切相關(guān)，應(yīng)加速農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，正確引導農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移，全面推動農(nóng)村居民職業(yè)化道路，提高農(nóng)村居民工資性收入水平［7］。(2)轉(zhuǎn)移性收入與家庭設(shè)備用品及服務(wù)支出、醫(yī)療保健支出呈現(xiàn)較大相關(guān)性，需要通過制度創(chuàng)新，消除城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)分割體制，完善收入再分配制度，確保農(nóng)村居民享有與城鎮(zhèn)居民同等的各種保障、保險制度，加大政府對農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入的政策扶持力度，切實增加農(nóng)民的轉(zhuǎn)移性收入。(3)財產(chǎn)性純收入與衣著支出呈正相關(guān)，對于農(nóng)村居民來說，財產(chǎn)性收入包括土地不動產(chǎn)的使用權(quán)或者租賃和儲蓄利息所得，但主要來源于農(nóng)村居民的土地經(jīng)營權(quán)、宅基地使用權(quán)和集體經(jīng)濟收益權(quán)，這就需要打破政府對土地的行政壟斷權(quán)，創(chuàng)新土地征用制度，充分發(fā)揮市場和農(nóng)民的主體作用，推進城鄉(xiāng)土地市場一體化，規(guī)避農(nóng)村居民落入“財產(chǎn)性貧困”陷阱，切實履行胡錦濤同志在黨十七大報告中提出的“創(chuàng)造條件讓更多群眾擁有財產(chǎn)性收入”。(4)農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入與食品支出、衣著支出、居住支出、交通和通信支出呈現(xiàn)正相關(guān)，但顯著性不強。表明家庭經(jīng)營性收入高低對農(nóng)民日常消費水平影響不大，這就需要我們在正確引導增加農(nóng)村居民經(jīng)營性收入的同時也要積極引導其增加消費。隨著農(nóng)村居民收入水平的提高及其文化素質(zhì)的不斷提升，農(nóng)村居民的消費不能僅僅滿足于衣食住，而是更應(yīng)注重娛樂與養(yǎng)生，即應(yīng)加大農(nóng)村文教娛樂、醫(yī)療保健等高層次消費需求引導。

［1］ KEYNES J M.The General Theory of Employment，Interest and Money［M］. London: Palgrave Macmillan，1936.

［2］ FRIEDMAN M.A Theory of the Consumption Function，National Bureau of Economic Research［M］.Princeton:Princeton University Press，1957.

［3］ 溫 濤，田紀華，王小華.農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)對消費結(jié)構(gòu)的總體影響與區(qū)域差異研究.［J］.中國軟科學，2013(3):42-52.

［4］ 祁 毓.不同來源收入對城鄉(xiāng)居民消費的影響——以我國省級面板數(shù)據(jù)為例［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2010(9):45-56.

［5］ 陸彩蘭，洪銀興，趙 華.農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)對消費支出的影響——基于江蘇省1993—2009年的數(shù)據(jù)分析［J］.經(jīng)濟體制改革，2012(2):66-70.

［6］ 方松海，王為農(nóng)，黃漢權(quán).增加農(nóng)民收入與擴大農(nóng)村消費研究［J］.管理世界，2011(5):66-80;187-188.

［7］ 王承宗.河南省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)特征的實證分析［J］.經(jīng)濟經(jīng)緯，2014，31(6):35-40.