農(nóng)村居民收入來源結(jié)構(gòu)與邊際消費傾向

陳曉飛++趙昊東

中圖分類號：F713 文獻標(biāo)識碼：A

內(nèi)容摘要：本文選取1995-2014年我國31個省（市、自治區(qū)）農(nóng)村居民收入與消費支出數(shù)據(jù)進行實證分析，探究工資性、經(jīng)營性、財產(chǎn)性、轉(zhuǎn)移性四大收入來源對農(nóng)村居民消費、食品消費與非食品消費支出的影響。研究發(fā)現(xiàn)，四大收入來源對總消費、食品消費與非食品消費支出的整體效應(yīng)均呈現(xiàn)正向影響，同時，東部與中西部地區(qū)存在明顯的區(qū)域差異性。

關(guān)鍵詞：收入來源結(jié)構(gòu) 邊際消費傾向 農(nóng)村居民 區(qū)域差異性

隨著城市化的不斷發(fā)展，我國農(nóng)村剩余勞動力正不斷向城市轉(zhuǎn)移就業(yè)。一方面，剩余勞動力的轉(zhuǎn)移就業(yè)增加了農(nóng)村居民家庭人均工資性收入；另一方面，農(nóng)村勞動力向城市流動也導(dǎo)致農(nóng)村的個體經(jīng)營減少，導(dǎo)致農(nóng)村居民家庭人均經(jīng)營性收入降低。相對而言，財產(chǎn)性收入占農(nóng)村居民家庭純收入減少。隨著國家及地方政府一系列支農(nóng)惠農(nóng)政策的出臺與實施，我國農(nóng)村居民家庭的轉(zhuǎn)移性收入占比不斷上升?；诖耍疚膶r(nóng)村居民的工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入四大收入來源進行分析，探究農(nóng)村居民收入來源結(jié)構(gòu)對農(nóng)村居民消費、食品消費和非食品消費支出的影響。為了進一步分析我國農(nóng)村居民收入來源結(jié)構(gòu)與邊際消費傾向的區(qū)域差異性，將全國整體數(shù)據(jù)劃分為東中西部三大區(qū)域進行分析。

農(nóng)村居民收入來源結(jié)構(gòu)與消費傾向

工資性、經(jīng)營性、財產(chǎn)性、轉(zhuǎn)移性是農(nóng)村居民家庭人均收入的四大來源。在1995-2014年期間，我國農(nóng)村居民的家庭人均純收入不斷增加，由1995年的1577.7元增加到2014年的10488.9元。工資性和經(jīng)營性收入一直是農(nóng)村家庭最重要的收入來源，但是這兩者的比重發(fā)生了較大變化，工資性純收入占農(nóng)村居民家庭純收入的比重呈現(xiàn)上升態(tài)勢，由1995年的22%增加到2012年的44%；而經(jīng)營性純收入占農(nóng)村居民家庭純收入的比重呈現(xiàn)下降態(tài)勢，由1995年的71%下降到2014年的40%。1995-2014年農(nóng)村居民家庭人均純收入及來源結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)如圖1和表1所示。

由圖1可以看出：1995-2004年，我國農(nóng)村家庭人均純收入平穩(wěn)增長；在2005-2014年期間，我國農(nóng)村居民家庭人均純收入呈現(xiàn)快速增長態(tài)勢。工資性純收入和經(jīng)營性純收入的增長趨勢與農(nóng)村居民家庭人均純收入的增長趨勢基本一致。相對而言，工資性純收入的增長幅度要高于農(nóng)村居民家庭人均純收入增幅，而經(jīng)營性純收入的增長幅度要略小于農(nóng)村居民家庭人均純收入增幅。在1995-2005年期間，轉(zhuǎn)移性純收入和財產(chǎn)性純收入的變化平緩；在2006-2014年期間，轉(zhuǎn)移性純收入和財產(chǎn)性純收入呈現(xiàn)一定的增長趨勢，其中轉(zhuǎn)移性純收入的增長趨勢較快。

由表1可知，經(jīng)營性純收入占農(nóng)村居民人均純收入的比重最大，是農(nóng)村居民最重要的收入來源；工資性純收入占農(nóng)村居民人均純收入的比重次之，也是農(nóng)村居民重要的收入來源；轉(zhuǎn)移性純收入占農(nóng)村居民人均純收入的比重相對減少，但呈現(xiàn)快速增長的趨勢；財產(chǎn)性收入占農(nóng)村居民人均純收入的比重最小，基本保持在1%-3%左右。

造成這種現(xiàn)象的主要原因在于我國農(nóng)村剩余勞動力正不斷向城市轉(zhuǎn)移就業(yè)，一方面，增加了農(nóng)村居民家庭人均工資性收入；另一方面，也導(dǎo)致農(nóng)村的個體經(jīng)營減少，導(dǎo)致農(nóng)村居民家庭人均經(jīng)營性收入降低。財產(chǎn)性收入占農(nóng)村居民家庭純收入的比重最小，且變化平緩。隨著國家及地方政府一系列支農(nóng)惠農(nóng)政策的出臺與實施，我國農(nóng)村居民家庭的轉(zhuǎn)移性收入占農(nóng)村居民家庭純收入的比重不斷上升，由1995年的3.6%增加到2014年的17.9%。由此可知，我國農(nóng)村居民家庭人均收入來源結(jié)構(gòu)不斷變化，工資性和經(jīng)營性收入一直是農(nóng)村家庭最重要的收入來源，工資性占收入來源的重要性逐年遞增；經(jīng)營性收入來源的重要性正處于逐年遞減的趨勢；財產(chǎn)性和轉(zhuǎn)移性收入所占的比重減小，僅作為農(nóng)村家庭收入的補充。

根據(jù)“恩格爾定律”，本文對農(nóng)村居民消費、食品消費與非食品消費支出分別進行研究，探究農(nóng)村居民收入來源結(jié)構(gòu)對不同消費的邊際消費傾向。由表2可知，在2000年以前，我國農(nóng)村居民食品消費占消費支出的一半以上；自2000年以來，我國農(nóng)村居民非食品消費支出超過食品消費支出。1995-2014年，我國農(nóng)村居民家庭人均消費支出迅速增長，從1995年的1310.4元增長到2014年的8382.6元。其中，食品消費支出從1995年的768.2元增長到2014年的2814元，非食品消費支出從1995年的542.2元增長到2014年的5568.6元。由此可見，我國農(nóng)村居民消費傾向由食品消費為主轉(zhuǎn)變?yōu)橛煞鞘称废M為主。

計量模型與數(shù)據(jù)說明

為了研究農(nóng)村居民收入來源結(jié)構(gòu)與邊際消費傾向的關(guān)系，本文在采用消費函數(shù)的基礎(chǔ)上，建立面板數(shù)據(jù)的計量模型，具體模型如下：

C it = α0 + α1 Y1，it + α2 Y2，it + α3 Y3，it + α4 Y4，it + μi + εit （1）

其中C表示農(nóng)村居民家庭人均消費支出，Y1表示農(nóng)村居民家庭人均工資性收入，Y2表示農(nóng)村居民家庭人均經(jīng)營性收入，Y3表示農(nóng)村居民家庭人均財產(chǎn)性收入，Y4表示農(nóng)村居民家庭人均轉(zhuǎn)移性收入，i表示區(qū)域，t表示時間，α0、α1、α2、α3、α4表示待估計系數(shù)，μi表示不可觀測的區(qū)域個體差異，εit表示隨機擾動項。

本文選取1995-2014年我國31個?。ㄊ?、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)對農(nóng)村居民收入來源結(jié)構(gòu)與邊際消費傾向進行分析，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》與各期中國經(jīng)濟社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

農(nóng)村居民收入來源結(jié)構(gòu)與邊際消費傾向的整體性實證分析

本文運用SPSS軟件，利用模型（1）對我國農(nóng)村居民收入來源結(jié)構(gòu)與邊際消費傾向進行實證分析。為了避免偽回歸現(xiàn)象，首先對各個變量進行單位根和協(xié)整檢驗，結(jié)果顯示：各變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，符合構(gòu)建面板數(shù)據(jù)回歸模型的條件。采用固定效應(yīng)模型來驗證農(nóng)村居民收入來源結(jié)構(gòu)與邊際消費傾向的關(guān)系，具體的回歸結(jié)果如表3所示。

我國農(nóng)村居民四大收入來源對消費支出、食品消費支出與非食品消費支出的整體效應(yīng)均呈現(xiàn)正向影響，這與消費理論非常吻合。各項變量系數(shù)對消費支出的影響都為正向，且都顯著，說明收入增加有利于促進消費。我國農(nóng)村居民四大收入來源對總消費支出的邊際消費傾向的大小關(guān)系為：工資性純收入>經(jīng)營性純收入>轉(zhuǎn)移性純收入>財產(chǎn)性純收入。其中，工資性消費純收入對總消費支出的邊際消費傾向系數(shù)為0.76，也就是說農(nóng)村居民人均工資性純收入每增加1元時，將有0.76元用于消費；經(jīng)營性消費純收入對總消費支出的邊際消費傾向系數(shù)為0.68，也就是說農(nóng)村居民人均經(jīng)營性純收入每增加1元時，將有0.68元用于消費；財產(chǎn)性消費純收入對總消費支出的邊際消費傾向系數(shù)為0.64，也就是說農(nóng)村居民人均財產(chǎn)性純收入每增加1元時，將有0.64元用于消費；轉(zhuǎn)移性消費純收入對總消費支出的邊際消費傾向系數(shù)為0.67，也就是說農(nóng)村居民人均轉(zhuǎn)移性純收入每增加1元時，將有0.67元用于消費。

對于食品消費支出，我國農(nóng)村居民收入來源結(jié)構(gòu)與其邊際消費傾向關(guān)系為：工資性純收入和轉(zhuǎn)移性純收入>經(jīng)營性純收入和財產(chǎn)性純收入，工資性、經(jīng)營性和轉(zhuǎn)移性收入對食品支出的邊際消費傾向都非常顯著，但是財產(chǎn)性收入對食品支出的邊際消費傾向并不顯著。

對于非食品消費支出，我國農(nóng)村居民收入來源結(jié)構(gòu)與其邊際消費傾向關(guān)系為：工資性純收入>經(jīng)營性純收入>財產(chǎn)性純收入>轉(zhuǎn)移性純收入，農(nóng)村居民不同收入來源對非食品消費支出的影響都非常顯著。

農(nóng)村居民收入來源結(jié)構(gòu)與邊際消費傾向的區(qū)域差異性實證分析

由于我國東中西部三大區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展及農(nóng)村居民人均收入存在差異，為了進一步探討我國農(nóng)村居民收入來源結(jié)構(gòu)與邊際消費傾向的區(qū)域差異性，本文對東中西三大區(qū)域經(jīng)濟區(qū)塊分別進行實證分析，具體的回歸結(jié)果如表4所示。

從東部區(qū)域來看，我國農(nóng)村居民不同收入來源結(jié)構(gòu)對總消費支出各項回歸系數(shù)大小依次為財產(chǎn)性純收入、工資性純收入、經(jīng)營性純收入和轉(zhuǎn)移性純收入。其中，財產(chǎn)性純收入的邊際消費傾向最高，達0.91；也就是說每當(dāng)東部地區(qū)農(nóng)村居民家庭人均財產(chǎn)性純收入增加1元時，總消費支出將增加0.91元。相對而言，轉(zhuǎn)移性純收入的邊際消費傾向最小，僅為0.4。由此可見，國家及地方政府對東部地區(qū)的轉(zhuǎn)移性支出并不高。不同收入來源對食品消費的促進都較為顯著，但是轉(zhuǎn)移性純收入對非食品消費的促進作用并不顯著。

從中部地區(qū)來看，我國農(nóng)村居民不同收入來源結(jié)構(gòu)對總消費、食品消費以及非食品消費的影響基本一致。轉(zhuǎn)移性純收入的乘數(shù)效應(yīng)非常顯著，工資性純收入和經(jīng)營性純收入對總消費支出的促進效用也較顯著，而財產(chǎn)性純收入對總消費支出的影響并不顯著。造成這種現(xiàn)象的主要原因在于我國惠農(nóng)政策向中部傾斜，當(dāng)中部地區(qū)農(nóng)村居民收入一定時，生產(chǎn)性支出的減少帶來消費支出的增加。財產(chǎn)性純收入對中部地區(qū)總消費的促進作用不明顯，究其原因在于中部區(qū)域財產(chǎn)性純收入十分有限，難以對消費產(chǎn)生實質(zhì)性帶動作用。

從西部地區(qū)來看，我國農(nóng)村居民不同收入來源結(jié)構(gòu)對總消費支出的轉(zhuǎn)移性純收入的乘數(shù)效應(yīng)非常顯著，同中部地區(qū)一樣，我國惠農(nóng)政策也向西部傾斜。此外，西部地區(qū)的工資性純收入和經(jīng)營性純收入對總消費支出的促進效用非常顯著，且財產(chǎn)性純收入對總消費支出的促進作用也較為明顯。財產(chǎn)性純收入對食品消費的促進并不顯著，經(jīng)營性純收入對非食品消費的促進作用也不顯著，其余的收入來源對食品消費與非食品消費的促進都較為顯著。

結(jié)論

我國農(nóng)村居民各項收入來源的邊際消費傾向均較高，說明我國農(nóng)村居民收入提高是促進消費的有力措施。工資性純收入占收入比重不斷提高，且工資性收入來源的邊際消費傾向最高，是拉動消費的主力之一。因此，提高農(nóng)村居民消費水平應(yīng)從提高農(nóng)村居民的工資性收入來源入手。農(nóng)村剩余勞動力除了進出務(wù)工獲得工資性收入外，還從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營，這兩者占家庭總收入的比重較大，是農(nóng)村居民家庭純收入的主要來源。受經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與區(qū)域發(fā)展的影響，不同區(qū)域農(nóng)村居民收入來源對消費的促進作用也存在差異性。為了促進農(nóng)村居民消費的均衡提升，國家及地方政府應(yīng)充分考慮農(nóng)村居民家庭收入來源結(jié)構(gòu)，加大中西部地區(qū)的轉(zhuǎn)移性支出，增加農(nóng)村居民家庭收入，積極通過擴大內(nèi)需來帶動各個區(qū)域的消費。

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