農(nóng)村居民消費影響因素的實證分析

李其雪 浙江理工大學(xué)蘇勝強 深圳廣播電視大學(xué)

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農(nóng)村居民消費影響因素的實證分析

李其雪 浙江理工大學(xué)
蘇勝強 深圳廣播電視大學(xué)

項目支持：本文得到浙江省自然科學(xué)基金委項目“貸款利率市場化對浙江農(nóng)村非正規(guī)金融的影響機制與效應(yīng)研究”（LY14G030020）的資助；“農(nóng)村借貸合約激勵機制設(shè)計研究：二元轉(zhuǎn)型信息結(jié)構(gòu)變異視域”（13NDJC081YB）。

擴大農(nóng)民消費不僅可以有效化解和消除當前相對過剩的生產(chǎn)能力，而且可以在更大程度上創(chuàng)造就業(yè)機會，促進農(nóng)民增收、改善農(nóng)村生活質(zhì)量，是當前我國經(jīng)濟實現(xiàn)持續(xù)快速增長的關(guān)鍵所在。

一、變量選擇及數(shù)據(jù)說明

本文重點研究我國農(nóng)村居民消費的影響因素，考慮與消費的關(guān)聯(lián)性，選取農(nóng)村居民人均純收入（X1）、國家財政對農(nóng)業(yè)的支出（X2）、恩格爾系數(shù)(X3)、農(nóng)民儲蓄(X4)、人均GDP(X5)、人口增長率(X6)、農(nóng)村居民消費價格指數(shù)(X7)、基尼系數(shù)(X8)、第一產(chǎn)業(yè)增加值(X9)等變量作為本文的自變量。樣本期選取為2000至2014年，數(shù)據(jù)來源于wind數(shù)據(jù)庫以及中國統(tǒng)計年鑒。本部分內(nèi)容除了比率等變量外，所有數(shù)據(jù)都使用當期CPI指數(shù)進行了調(diào)整，并取對數(shù)以使變量分布正態(tài)化和減少異方差性。

二、模型構(gòu)建

本文采用多元分析方法建立線性回歸模型，揭示相關(guān)變量對我國農(nóng)村居民消費水平的影響程度。以Y作為因變量（被解釋量），X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8、X9作為自變量（解釋變量）進行多元統(tǒng)計分析，于是多元回歸方程模型可以表示為：

三、回歸分析

由于本部分數(shù)據(jù)有不同的單位，為消除不同量綱的影響，用z-score標準化方法先對其進行標準化，然后再利用標準化后的數(shù)據(jù)，對上述模型進行多元線性回歸。

回歸方程的的調(diào)整決定系數(shù)達到了0.929，F(xiàn)統(tǒng)計量的相伴概率為0，可以看出回歸方程的擬合度很好，但從系數(shù)看出ZX6、ZX9的相伴概率過大，所以剔除相伴概率最大的ZX6，類似地，采用逐步回歸的方法，再依次剔除相伴概率最大的ZX9、ZX7、ZX5得到回歸方程的檢驗結(jié)果和回歸系數(shù)及其檢驗結(jié)果(分別見到表1和表2)。

表1 回歸方程檢驗結(jié)果

表2 回歸系數(shù)及其檢驗結(jié)果

從表1可見，回歸方程的調(diào)整決定系數(shù)為1.000，F(xiàn)統(tǒng)計量的相伴概率為0，可以看出回歸方程擬合度很好。其回歸系數(shù)的相伴概率也符合要求。解釋變量的數(shù)目n=22,觀察值的數(shù)目K=5，查表得DW檢驗上下界為0.96

表3 特征值和方差百分比

由表3可知，第一主成分與第二主成分的方差百分比和為97.233%，含有原始5個變量接近98%的信息量。因此，取第一、第二主成分。用Y對第一、第二主成分得分進行回歸，其結(jié)果為：

用主成分Factor1, Factor2做因變量，以ZX1、ZX2、ZX3、ZX4、ZX8為自變量做線性回歸，得到：

把方程（1-3）、（1-4）代入方程（1-2）得：

通過主成分回歸法，消除了解釋變量間的多重共線性。方程（1-5）中每個回歸系數(shù)的解釋都與預(yù)期的相符。從此方程可以看出，我國農(nóng)村居民消費水平的主要影響因素有農(nóng)村居民人均純收入（ZX1）、國家財政對農(nóng)業(yè)的支出（ZX2）、恩格爾系數(shù)（ZX3）、農(nóng)民儲蓄（ZX4）、基尼系數(shù)（ZX8）并且，農(nóng)村居民人均純收入（ZX1）、國家財政對農(nóng)業(yè)的支出（ZX2）對我國農(nóng)村居民消費水平成正相關(guān)影響。恩格爾系數(shù)（ZX3）、農(nóng)民儲蓄（ZX4）、基尼系數(shù)（ZX8）對我國居民消費水平成負相關(guān)影響，其中基尼系數(shù)對我國農(nóng)村居民消費水平的影響較小。

由（1-5）可知，影響我國農(nóng)村居民消費水平的主要因素有農(nóng)村居民人均純收入（ZX1）、國家財政對農(nóng)業(yè)的支出（ZX2）、恩格爾系數(shù)（ZX3）、農(nóng)民儲蓄（ZX4）、基尼系數(shù)（ZX8）。如果居民人均純收入、國家財政對農(nóng)業(yè)的支出各上升一個單位，我國農(nóng)村居民消費水平則分別對應(yīng)上升0.262和0.254個單位。如果恩格爾系數(shù)、農(nóng)民儲蓄、基尼系數(shù)各上升一個單位，我國農(nóng)村居民消費水平則分別對應(yīng)下降0.244、0.260、0.024個單位。因此，應(yīng)努力提高農(nóng)村居民純收入、繼續(xù)加大對農(nóng)業(yè)的扶植力度、促進收入分配等，以提高我國農(nóng)村居民的消費水平。

參考文獻：

[1]周宗社，嚴漢蓓．農(nóng)村居民消費不足的制約因素分析[J]．當代經(jīng)濟，2009，（6）：1-2．

[2]郭亞軍．中國農(nóng)村居民消費及其影響因素分析[D]．西北農(nóng)林科技大學(xué)博士學(xué)位論文，2008．

作者簡介：蘇勝強，深圳廣播電視大學(xué)，2000年畢業(yè)于浙江大學(xué)，管理學(xué)博士，研究方向為營銷管理。