農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)調(diào)整減貧效應(yīng)的實(shí)證分析

崔晨

摘 要 立足當(dāng)前社會(huì)上具有實(shí)際價(jià)值和重要的科學(xué)問(wèn)題，以期通過(guò)本次研究，以相關(guān)計(jì)量分析理論為指導(dǎo)通過(guò)調(diào)整農(nóng)村居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)而改善農(nóng)村居民貧困現(xiàn)狀提供指導(dǎo)作用，從理論上通過(guò)切實(shí)研究為改善農(nóng)村貧困居民的現(xiàn)狀提供一條科學(xué)的方法途徑。

關(guān)鍵詞 農(nóng)村居民；消費(fèi)結(jié)構(gòu)；減貧效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F323.8 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：B DOI：10.19415/j.cnki.1673-890x.2018.03.044

減少和消除貧困是當(dāng)今社會(huì)發(fā)展的重大課題。改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)在減少農(nóng)村貧困方面取得了舉世矚目的成就，農(nóng)村貧困人口從1978年的2.5億下降至2015年的5 575萬(wàn)，同期農(nóng)村貧困發(fā)生率從30.7%降至5.7%。農(nóng)村貧困減少的顯著成就，既得益于改革以來(lái)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，也得益于國(guó)家強(qiáng)有力的扶貧政策的推進(jìn)。值得關(guān)注的是，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整作為社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要體現(xiàn)，對(duì)農(nóng)村貧困減少必然產(chǎn)生重大影響，特別是農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)調(diào)整尤如一把雙刃劍，對(duì)農(nóng)村貧困產(chǎn)生正反兩個(gè)方面的作用，加速或弱化農(nóng)村減貧進(jìn)程。它如同物理杠桿，將從正反兩個(gè)方面放大各項(xiàng)因素影響農(nóng)村貧困的作用力[1]。

1 減貧效應(yīng)概念

貧困的概念具有極度不確定性，多為動(dòng)態(tài)演進(jìn)的性質(zhì)。美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家、諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)獲得者保羅·薩繆爾森就曾分析過(guò)貧困這一概念：貧困是一個(gè)非常難以捉摸的概念，對(duì)于不同的社會(huì)人而言，貧困所意味的也是不同的事情。隨著人們對(duì)貧困的研究深入，一步步加深對(duì)貧困的認(rèn)識(shí)，這一概念在不斷演進(jìn)中，先后經(jīng)歷了經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會(huì)學(xué)以及政治學(xué)概念的詮釋[2]。

在經(jīng)濟(jì)學(xué)范疇中，對(duì)貧困的定義主要是生活中所存在具體，是存在于物質(zhì)層面的物質(zhì)生活貧困，如資產(chǎn)性質(zhì)的貧困、收入性質(zhì)的貧困，亦或消費(fèi)性質(zhì)的貧困。而從社會(huì)學(xué)的范疇，貧困主要是個(gè)人自身或者社會(huì)群體在所具備能力、所掌握知識(shí)技能以及對(duì)社會(huì)改變接受程度的希缺性。從政治學(xué)范疇，則具有其他層次的含義，貧困這一概念涉及階級(jí)理論的剝奪和公民權(quán)利的剝奪。從貧困概念的演進(jìn)歷程中，貧困不僅僅作為一種社會(huì)上的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，也是一種伴隨著社會(huì)發(fā)展，和社會(huì)、政治、文化等不同層面都具有密切關(guān)聯(lián)的現(xiàn)象[3]。

在發(fā)展與減貧理論中，提出扶貧有利于窮人在物質(zhì)屬性和自然屬性上的增長(zhǎng)（pro-pool growth，簡(jiǎn)稱PPG）。其實(shí)質(zhì)就是一個(gè)國(guó)家貧困居民的實(shí)際生活收入增長(zhǎng)幅度要大于在分配模式保持不變的前提條件下的貧困居民的實(shí)際生活收入增長(zhǎng)幅度；在兼顧社會(huì)發(fā)展效率和社會(huì)公平的條件下，最大程度上減少貧困和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[4]。

2 農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)調(diào)整及現(xiàn)狀

2.1 農(nóng)村居民消費(fèi)收入和支出現(xiàn)狀

根據(jù)上述理論基礎(chǔ)，為了解歷年來(lái)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的概況，本文以農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)支出作為統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，以食品消費(fèi)、衣著消費(fèi)、居住消費(fèi)、家庭設(shè)備及用品消費(fèi)、交通通信消費(fèi)、文教娛樂(lè)消費(fèi)支出、醫(yī)療保健消費(fèi)以及其他消費(fèi)在內(nèi)8大類消費(fèi)結(jié)構(gòu)為統(tǒng)計(jì)對(duì)象[5]，進(jìn)一步通過(guò)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局等平臺(tái)媒介，搜集1990—2012年共23年8大類農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)支出，整理1990—2012年，我國(guó)農(nóng)村居民家庭人均食品、衣著等8大類消費(fèi)總支出變化趨勢(shì)，如圖1所示。

結(jié)合圖1可以看出，1990—2012年，我國(guó)農(nóng)村居民家庭人均食品、衣著等8大類消費(fèi)支出均為逐年增長(zhǎng)的趨勢(shì)，其中農(nóng)村居民家庭人均食品消費(fèi)支出增長(zhǎng)趨勢(shì)最為明顯，也印證這“民以食為天”這句古話，其次為人均居住消費(fèi)支出，人均其他消費(fèi)支出增長(zhǎng)趨勢(shì)較為平緩。

為進(jìn)一步分析農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化情況，以期了解1990—2012年農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化概況，整理農(nóng)村居民人均8大類消費(fèi)支出比例統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，整理各類消費(fèi)支出歷年變化趨勢(shì)如圖2所示。

結(jié)合圖2可以看出，1990—2012年我國(guó)農(nóng)村家庭居民人均食品消費(fèi)支出比例在輕微波動(dòng)中逐年降低。其他各類消費(fèi)支出比例曲線變化趨勢(shì)可以看出，除食品消費(fèi)支出比例外，交通通信消費(fèi)支出比例在逐年遞增，呈一定的上漲趨勢(shì)。從1990年統(tǒng)計(jì)農(nóng)村居民人均交通通信消費(fèi)支出比例為0.014 4；到2006年交通信消費(fèi)支出比例正式突破0.1大關(guān)，統(tǒng)計(jì)為0.102 1；隨后繼續(xù)上漲，到2012年該比例達(dá)到0.110 5；此外，農(nóng)村家庭居民人均醫(yī)療保健消費(fèi)支出比例從整體趨勢(shì)來(lái)看，呈緩慢增長(zhǎng)。

2.2 農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)度

本文以上述統(tǒng)計(jì)食品消費(fèi)等在內(nèi)5大類消費(fèi)為所有消費(fèi)類型，即m=5；以統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)1990—2012年平均每2年為所確定期限（如1990年消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化度為期初1990到期末1991），即n=1；結(jié)合公式（1）整理1990—2012年各年農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度，農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度變化趨勢(shì)如圖3所示。

居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的測(cè)量指標(biāo)計(jì)算公式如（1）所示。

式中：DCSC為消費(fèi)結(jié)構(gòu)指標(biāo)；m為消費(fèi)類別總數(shù)；N為統(tǒng)計(jì)變量個(gè)數(shù)；Pi1、Pi0分為統(tǒng)計(jì)年第i類消費(fèi)前后比例的統(tǒng)計(jì)量。

結(jié)合圖3可以看出，1990—2012年，23年時(shí)期內(nèi)的農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)情況一直處于不停地波動(dòng)起伏中，其中以1999年的統(tǒng)計(jì)1999—2000年的農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)為最大的一次變動(dòng)幅度，而1994年的統(tǒng)計(jì)1994—1995年的農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)為最小的一次變動(dòng)幅度。

3 農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)調(diào)整減貧杠桿效應(yīng)的實(shí)證分析

3.1 變量確定

根據(jù)上述理論基礎(chǔ)，結(jié)合我國(guó)現(xiàn)有規(guī)定，農(nóng)村居民的消費(fèi)支出可以劃分為食品消費(fèi)等8項(xiàng)，各項(xiàng)支出之間的計(jì)算比重就是農(nóng)村居民家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)。為深入分析農(nóng)村居民家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)和減貧效應(yīng)的關(guān)系，本文選取農(nóng)村居民貧困發(fā)生率HCR（HeadCountratio）作為農(nóng)村居民減貧效應(yīng)的代理變量；選取農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度（DCSC），農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)（EC）作為農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的代理變量；農(nóng)村居民家庭每人純收入以10為底的對(duì)數(shù)（L_RGDP）作為農(nóng)村居民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的代理變量；另根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布官方數(shù)據(jù)，搜集1990—2012年歷年農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI），農(nóng)村居民消費(fèi)水平以10為底的對(duì)數(shù)（L_CL），農(nóng)村居民消費(fèi)水平指數(shù)（CLI）作為農(nóng)村居民消費(fèi)的代理變量。endprint

上述所有變量數(shù)據(jù)的單位時(shí)間均為1年，且本文實(shí)證分析所用數(shù)據(jù)分別均源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布數(shù)據(jù)和國(guó)家官方發(fā)布刊物《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。后續(xù)模型檢驗(yàn)和模型回歸的過(guò)程均借助于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews 8完成本次研究。樣本數(shù)據(jù)見(jiàn)表1。

3.2 模型設(shè)定

本次關(guān)于農(nóng)村居民家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)和減貧效應(yīng)的研究選擇通過(guò)構(gòu)建非結(jié)構(gòu)性VAR模型考察上述各變量之間存在的關(guān)系，以及在給定相關(guān)單位變化的條件下，驗(yàn)證各變量系統(tǒng)內(nèi)的相互影響，即變量系統(tǒng)間的綜合動(dòng)態(tài)反應(yīng)。在確定相關(guān)代理變量的基礎(chǔ)上，本文選取農(nóng)村居民貧困發(fā)生率HCR、農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度（DCSC）等7個(gè)代理變量為內(nèi)生變量，根據(jù)一般定義將常數(shù)項(xiàng)作為外生變量。

模型的具體形式為：

式中：yt=（HCRt，DCSCt，ECt，L_RGDPt，CPIt，L_CLt，CLIt）T為內(nèi)生變量向量；Aj為帶估計(jì)的參數(shù)矩陣；c為常數(shù)項(xiàng)；p為自回歸滯后的階數(shù)；ej為隨機(jī)的擾動(dòng)項(xiàng)，在t相同是可以相關(guān)，但不能存在自相關(guān)，且不能與模型右側(cè)的變量存在相關(guān)。

3.3 實(shí)證分析

3.3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文在使用協(xié)整理論對(duì)所確定時(shí)間序列進(jìn)行分析之前，第一步相對(duì)各內(nèi)生變量時(shí)間序列進(jìn)行單文根檢驗(yàn)，驗(yàn)證各內(nèi)生變量時(shí)間序列是否平穩(wěn)，進(jìn)一步避免出現(xiàn)偽回歸。本文采用EViews中ADF（Augmented Dickey-Fuller）方法對(duì)內(nèi)生變量HCR、DCSC、EC、L_RGDP、CPI、L_CL、CLI進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，所驗(yàn)證時(shí)間序列中存在序列在驗(yàn)證過(guò)程中p值小于所確定置信水平，非平穩(wěn)；則進(jìn)一步對(duì)該序列繼續(xù)求得一階二階差分，對(duì)差分結(jié)果繼續(xù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，直至本次研究所生成序列均平穩(wěn)后再進(jìn)行下一步數(shù)據(jù)之間關(guān)系的分析。整理Eviews8分析結(jié)果見(jiàn)表2。

本次顯著性水平均選取0.05，臨界值為0.05顯著性水平下的臨界值。

結(jié)合表2中各內(nèi)生變量序列ADF的檢驗(yàn)結(jié)果可知，原始序列中：DCSC、L_RGDP、CPI和CLI各內(nèi)生變量序列，其ADF檢驗(yàn)值均小于5%顯著性水平下的臨界值；而EC經(jīng)過(guò)一階差分變換后，其ADF檢驗(yàn)值均小于5%顯著性水平下的臨界值；HCR和L_CL內(nèi)生變量序列經(jīng)過(guò)二階差分變換后，二者的ADF檢驗(yàn)值均小于5%顯著性水平下的臨界值；因此拒絕單位根的原假設(shè)。

3.3.2 最優(yōu)滯后階數(shù)確定

在上述分析的基礎(chǔ)上，繼續(xù)借助Eviews8分析工具，整理相關(guān)輸出結(jié)果見(jiàn)表3。

本次研究中0-1階VAR模型的LR統(tǒng)計(jì)量，最終預(yù)測(cè)所得誤差FPE以及三種信息準(zhǔn)則，即AIC信息準(zhǔn)則、SC施瓦茲準(zhǔn)則和HQ信息準(zhǔn)則的驗(yàn)證結(jié)果。根據(jù)表中數(shù)據(jù)可知：以“*”對(duì)依據(jù)相應(yīng)準(zhǔn)則所選出最佳準(zhǔn)則的最優(yōu)滯后階數(shù)進(jìn)行標(biāo)記。表3中輸出結(jié)果顯示，LR統(tǒng)計(jì)量，最終預(yù)測(cè)所得誤差FPE以及AIC信息準(zhǔn)則，SC施瓦茲準(zhǔn)則和HQ信息準(zhǔn)則均在一階時(shí)標(biāo)注“*”。因此，本次研究確定VAR模型的最佳滯后階數(shù)為1階。

3.3.3 Granger因果檢驗(yàn)

本文在上述確定VAR模型最佳滯后階數(shù)為2的基礎(chǔ)上，對(duì)VAR模型最佳滯后階數(shù)為2情況下的因果關(guān)系進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。以變量位HCR為例，整理內(nèi)生變量的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)見(jiàn)表4。

由表4輸出結(jié)果可知，內(nèi)生變量DCSC在0.05的顯著性水平上能引起變量HCR的變化，內(nèi)生變量DCSC到變量HCR存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即拒絕原假設(shè)；內(nèi)生變量EC在0.05的顯著性水平上能引起變量HCR的變化，內(nèi)生變量EC到變量HCR存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即拒絕原假設(shè)；內(nèi)生變量L_RGDP在0.05的顯著性水平上能引起變量HCR的變化，內(nèi)生變量RGDP到變量HCR存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即拒絕原假設(shè)；內(nèi)生變量CPI在0.05的顯著性水平上能引起變量HCR的變化，內(nèi)生變量CPI到變量HCR存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即拒絕原假設(shè)；內(nèi)生變量L_CL在0.05的顯著性水平上能引起變量HCR的變化，內(nèi)生變量L_CL到變量HCR存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即拒絕原假設(shè)；內(nèi)生變量CLI在0.05的顯著性水平上能引起變量HCR的變化，內(nèi)生變量CLI到變量HCR存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即拒絕原假設(shè)。

4 結(jié)語(yǔ)

農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)度（DCSC）、農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)（EC）、農(nóng)村居民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的代理變量、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）、農(nóng)村居民消費(fèi)水平等因素均能對(duì)農(nóng)村居民貧困發(fā)生造成影響。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)村居民生活水平的提高，農(nóng)村局面的消費(fèi)結(jié)構(gòu)也在隨時(shí)間逐步發(fā)生著改變。農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的改變對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式有著一定的作用和影響；而反過(guò)來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的改變對(duì)也存在著一定的作用和影響。

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（責(zé)任編輯：劉昀）endprint