農(nóng)村居民消費(fèi)傾向變動(dòng)實(shí)證分析

張寶玲

內(nèi)容摘要：分析農(nóng)村居民消費(fèi)傾向的變化，對(duì)于促進(jìn)我國(guó)農(nóng)村居民合理消費(fèi)具有重要的指導(dǎo)意義。因此，本文通過(guò)建立相關(guān)實(shí)證模型，分析了不同因素對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)傾向的影響。結(jié)果表明：隨著我國(guó)農(nóng)村居民絕對(duì)收入的提高，農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向會(huì)有所降低;持久收入的增長(zhǎng)，對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向影響不大;暫時(shí)性收入的增加以及平均消費(fèi)傾向的提高，農(nóng)村居民消費(fèi)傾向會(huì)所有降低;隨著城鄉(xiāng)收入差距的增大，農(nóng)村居民消費(fèi)傾向會(huì)有所降低;預(yù)期收入的增加，會(huì)促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)傾向;消費(fèi)不確定性的增加，農(nóng)村居民消費(fèi)傾向會(huì)所有降低。

關(guān)鍵詞：消費(fèi)傾向 ? 絕對(duì)收入 ? 收入差距 ? 不確定性因素

我國(guó)是農(nóng)業(yè)大國(guó)，截至2017年末，農(nóng)村常住人口數(shù)量為5.7661億。雖然自2013年以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村銷售額占國(guó)民經(jīng)濟(jì)的比重逐漸增加，但目前我國(guó)消費(fèi)水平和經(jīng)濟(jì)水平的提高主要還是依賴城鎮(zhèn)居民來(lái)實(shí)現(xiàn)，農(nóng)村地區(qū)的消費(fèi)水平和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等從總體上看還是相對(duì)落后（畢玉江等，2016）。由此可見(jiàn)，農(nóng)村還有巨大的消費(fèi)潛力尚待開(kāi)發(fā)，農(nóng)村居民的消費(fèi)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有巨大的推動(dòng)作用。那么探究我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向?qū)ξ覈?guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有什么影響、何種因素制約著我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平等問(wèn)題具有重要意義。我國(guó)有學(xué)者發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平與居民的預(yù)期收入有直接聯(lián)系，預(yù)期收入的增加會(huì)促進(jìn)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平（周慧秋等，2017）。此外，還有學(xué)者分析了制約農(nóng)村居民消費(fèi)的因素，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民的城市化遷移、農(nóng)村地區(qū)的醫(yī)療水平以及居民的消費(fèi)觀念等都能影響居民的消費(fèi)水平（張愛(ài)輝，2017）。雖然國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)進(jìn)行了大量研究，但均未涉及農(nóng)村居民消費(fèi)傾向變動(dòng)帶來(lái)的影響。因此，本文將農(nóng)村居民消費(fèi)與不確定因素相結(jié)合，通過(guò)探索兩者之間的關(guān)系分析了農(nóng)村居民消費(fèi)傾向變動(dòng)對(duì)消費(fèi)水平的影響，為促進(jìn)我國(guó)消費(fèi)水平的提高提供了理論依據(jù)。

模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）模型設(shè)定

為分析農(nóng)村居民消費(fèi)傾向變動(dòng)的問(wèn)題，本文需對(duì)絕對(duì)收入、持久收入、相對(duì)收入和不確定因素進(jìn)行分析，并建立相關(guān)模型：

（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文均根據(jù)2000-2017年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中關(guān)于各省市的面板數(shù)據(jù)作為數(shù)據(jù)變量，其中ΔAPCit為農(nóng)村人口的人均消費(fèi)占人均收入的百分比，ΔYit為農(nóng)村居民純收入的增長(zhǎng)，ΔU為城鎮(zhèn)人口與全國(guó)人口總數(shù)的比值，ΔAE為財(cái)政支農(nóng)支出占財(cái)政總支出的百分比，ΔXit為城鎮(zhèn)居民可支配收入占農(nóng)村居民收入的百分比。

變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

為使數(shù)據(jù)變量更為具體，本文須將數(shù)據(jù)通過(guò)上述公式進(jìn)行計(jì)算，其計(jì)算結(jié)果如表1所示。表1為變量的描述性統(tǒng)計(jì)。由表1可知，從ΔAPC值（農(nóng)村居民平均消費(fèi)傾向）角度來(lái)看，全國(guó)的ΔAPC值為-0.054186，東部地區(qū)的ΔAPC值為-0.242723，中部地區(qū)的ΔAPC值為-0.268182且標(biāo)準(zhǔn)差為14.13236，說(shuō)明中部地區(qū)的農(nóng)村居民平均消費(fèi)傾向波動(dòng)較大，僅西部地區(qū)的ΔAPC值為正，為0.272761。從ΔY值（農(nóng)村居民人均收入增長(zhǎng)）角度來(lái)看，全國(guó)的農(nóng)村居民人均增長(zhǎng)量為477.4651，其中中部地區(qū)與西部地區(qū)農(nóng)村居民人均收入增長(zhǎng)低于全國(guó)水平，只有東部地區(qū)的農(nóng)村居民人均收入增長(zhǎng)高于全國(guó)水平，為645.4517。從ΔX值（城鄉(xiāng)收入比）角度來(lái)看，全國(guó)的ΔX值為0.232817，其中中部地區(qū)與西部地區(qū)的ΔX值均為負(fù)值，只有東部地區(qū)的ΔX值最大，為0.839965。其中PDR值（心理偏差率）全國(guó)與各地區(qū)之間均為正值，EDR值（預(yù)期收入）全國(guó)與各地區(qū)之間均為負(fù)值。

實(shí)證分析

（一）面板平穩(wěn)性檢測(cè)

農(nóng)村居民消費(fèi)傾向各數(shù)據(jù)變量從長(zhǎng)期來(lái)看會(huì)呈現(xiàn)一定的相關(guān)性，而短期中可能會(huì)存在不平穩(wěn)的序列，這對(duì)下面的數(shù)據(jù)分析容易產(chǎn)生誤差，為避免這種數(shù)據(jù)誤差分析的情況出現(xiàn)，需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)（陳曉飛等，2016），其中包括了LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。由表2可知，ΔAPC、ΔTY、ΔX、ΔU、ΔAE、EDR和PDR的數(shù)值結(jié)果在1%水平下均是穩(wěn)定序列，而ΔY與ΔPY的數(shù)值結(jié)果在1%水平下不是穩(wěn)定序列，將兩數(shù)據(jù)變量經(jīng)過(guò)一階差分后成為穩(wěn)定序列，且為一階單整平穩(wěn)序列。

（二）Hausman檢驗(yàn)

本文對(duì)數(shù)據(jù)變量經(jīng)過(guò)平穩(wěn)性檢測(cè)后，需要對(duì)建立的絕對(duì)收入公式和持久收入公式進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，通過(guò)分析εi（個(gè)體效應(yīng)）與解釋變量之間是否存在相關(guān)關(guān)系，從而確定對(duì)數(shù)據(jù)變量采用固定效應(yīng)模型（H1）還是隨機(jī)效應(yīng)模型（H0）。其檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。表3為Hausman檢驗(yàn)結(jié)果。由表3可知，絕對(duì)收入公式和持久收入公式檢驗(yàn)的P值分別為0.0882和0.4739，表明對(duì)數(shù)據(jù)變量應(yīng)采用隨機(jī)變量模型。

（三）回歸結(jié)果分析

表4為模型估計(jì)結(jié)果。由表4可知，經(jīng)過(guò)絕對(duì)收入公式和持久收入公式計(jì)算的F統(tǒng)計(jì)值均為0，說(shuō)明由這兩組公式建立的隨機(jī)變量模型具有良好的顯著性（張敏，2017）。與此不同的是，根據(jù)相對(duì)收入和不確定性公式建立的動(dòng)態(tài)面板模型需要通過(guò)J統(tǒng)計(jì)量的P值來(lái)衡量，該P(yáng)值為0.52，則說(shuō)明相對(duì)收入和不確定性公式所建立的動(dòng)態(tài)面板模型是正確的。

同時(shí)，通過(guò)表4可以看出，ΔY（農(nóng)村居民純收入增長(zhǎng)）值的系數(shù)（β1）為-0.004867，這說(shuō)明隨著我國(guó)農(nóng)村居民絕對(duì)收入的提高，導(dǎo)致農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向的降低。這與理論中絕對(duì)收入的提高會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)傾向的提高相違背，造成這種情況的原因是，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，我國(guó)居民的基本物質(zhì)生活已經(jīng)得到滿足，我國(guó)居民由消費(fèi)逐漸向儲(chǔ)蓄過(guò)渡，所以使我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向下降。ΔPY（農(nóng)村居民持久收入增長(zhǎng)）值的系數(shù)（β4）為-0.001167，這表明持久收入的增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向影響不大。ΔTY（暫時(shí)性收入變動(dòng)）值的系數(shù)為-0.008487，ΔAPC（平均消費(fèi)傾向變動(dòng)）值的系數(shù)為-0.554481，兩者均與農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向呈負(fù)相關(guān)，這說(shuō)明暫時(shí)性收入的增加以及平均消費(fèi)傾向的提高會(huì)降低農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向。

此外，ΔX（城鄉(xiāng)收入比）值的系數(shù)（β6）為-0.026135，這說(shuō)明隨著城鄉(xiāng)收入比的提高，越不利于提高農(nóng)村居民消費(fèi)傾向，造成這種現(xiàn)象主要是由于城鄉(xiāng)收入比提高表明我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的提高，則會(huì)導(dǎo)致我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)傾向的降低。EDR（預(yù)期收入離差率）值的系數(shù)為0.371589，這說(shuō)明預(yù)期收入離差率與農(nóng)村居民消費(fèi)傾向呈正相關(guān)，表明隨著預(yù)期收入的增加會(huì)促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)傾向，這也說(shuō)明了我國(guó)農(nóng)村居民的實(shí)際所得會(huì)高于預(yù)期所得。而與之相反的是PDR數(shù)值，即心理偏差率，其系數(shù)為-1.168172，這說(shuō)明消費(fèi)不確定的增加會(huì)使農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向降低。將EDR數(shù)值與PDR數(shù)值進(jìn)行對(duì)比可知，心理偏差率能夠直接影響預(yù)期收入離差率，表明不確定性會(huì)導(dǎo)致農(nóng)村居民消費(fèi)傾向的降低。

由表4還可以看出，絕對(duì)收入公式和持久收入公式中的ΔU（城鎮(zhèn)化率）值均為正，表明隨著城鎮(zhèn)化率的提高會(huì)促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)傾向的提高。而兩種公式中的ΔAE（財(cái)政支農(nóng)支出比重）值均為負(fù)數(shù)，財(cái)政支農(nóng)支出的增加會(huì)降低農(nóng)村居民消費(fèi)傾向。

（四）協(xié)整檢驗(yàn)

通過(guò)之前的面板平穩(wěn)性檢測(cè)可知，ΔY與ΔPY序列變量結(jié)果在1%水平下不是穩(wěn)定序列，所以需要對(duì)絕對(duì)收入公式和持久收入公式中的變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，并通過(guò)八個(gè)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行判斷分析（馬小勇等，2017），其分析結(jié)果如表5所示。由表5可知，上述八個(gè)統(tǒng)計(jì)量中，只有面板v的統(tǒng)計(jì)量值在1%水平上與各序列變量之間沒(méi)有協(xié)整關(guān)系，而其余面板統(tǒng)計(jì)量值在1%水平上與各序列變量之間均存在協(xié)整關(guān)系，這表明絕對(duì)收入公式和持久收入公式中各數(shù)據(jù)變量不會(huì)出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。

結(jié)論與建議

本文通過(guò)建立相關(guān)隨機(jī)變量模型和動(dòng)態(tài)面板模型，分析了不同因素對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)傾向的影響。可以得到以下結(jié)論：農(nóng)村居民純收入增長(zhǎng)值的系數(shù)為-0.004867，這說(shuō)明隨著我國(guó)農(nóng)村居民絕對(duì)收入的提高，農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向會(huì)有所降低;農(nóng)村居民持久收入增長(zhǎng)值的系數(shù)為-0.001167，這表明持久收入的增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向影響不大;暫時(shí)性收入變動(dòng)值的系數(shù)為-0.008487，平均消費(fèi)傾向變動(dòng)值的系數(shù)為-0.554481，兩者均與農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向呈負(fù)相關(guān)，這說(shuō)明暫時(shí)性收入的增加以及平均消費(fèi)傾向的提高會(huì)降低農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向;城鄉(xiāng)收入比值的系數(shù)為-0.026135，這說(shuō)明隨著我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的增大，農(nóng)村居民消費(fèi)傾向會(huì)所有降低;預(yù)期收入離差率的系數(shù)為0.371589，這說(shuō)明預(yù)期收入離差率與農(nóng)村居民消費(fèi)傾向呈正相關(guān)，表明隨著預(yù)期收入的增加會(huì)促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)傾向;心理偏差率的系數(shù)為-1.168172，這說(shuō)明消費(fèi)不確定性的增加會(huì)使農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向降低。

為了進(jìn)一步促進(jìn)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提升，我國(guó)政府在大力推進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展的過(guò)程中，還需完善以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、消除勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移障礙為目標(biāo)的收入分配政策，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)協(xié)同發(fā)展;堅(jiān)持廣覆蓋、保基本、多層次、可持續(xù)的指導(dǎo)方針，完善農(nóng)村養(yǎng)老機(jī)制與醫(yī)療保險(xiǎn)制度，完善覆蓋面廣的農(nóng)村社會(huì)保障體系，逐步解決農(nóng)村的養(yǎng)老難與看病難等問(wèn)題;加強(qiáng)宣傳教育力度，轉(zhuǎn)變農(nóng)村居民消費(fèi)觀念，培養(yǎng)其形成良好的消費(fèi)習(xí)慣，引導(dǎo)其自覺(jué)抵制腐朽文化、封建迷信思想及不良消費(fèi)習(xí)俗，樹(shù)立科學(xué)的消費(fèi)理念;設(shè)置專門的農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)，降低農(nóng)村居民的信貸消費(fèi)門檻，設(shè)定適合農(nóng)村居民的信貸準(zhǔn)入條件;完善農(nóng)村金融抵押擔(dān)保機(jī)制，創(chuàng)新抵押擔(dān)保模式;建立檔案信息共享平臺(tái)，降低違約可能性，使得信用良好的農(nóng)村居民可以享受較低的貸款利率;保障農(nóng)村信貸的合法性，避免由于信息不對(duì)稱導(dǎo)致農(nóng)村居民利益受損。

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投稿須知

《商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究》創(chuàng)刊于1982年，是原國(guó)家商業(yè)部創(chuàng)辦的國(guó)家一級(jí)商業(yè)經(jīng)濟(jì)類學(xué)術(shù)期刊，是我國(guó)商貿(mào)流通領(lǐng)域的重要學(xué)術(shù)陣地。期刊創(chuàng)辦30余年，為傳播商業(yè)前沿理論、促進(jìn)流通創(chuàng)新發(fā)展、推動(dòng)商貿(mào)流通變革發(fā)揮了重要作用，在業(yè)內(nèi)和學(xué)界具有重要影響力。多年入選北京大學(xué)《貿(mào)易經(jīng)濟(jì)類核心期刊》、南京大學(xué)《中文社會(huì)科學(xué)引文索引》來(lái)源期刊，獲得“龍?jiān)磾?shù)字閱讀影響力TOP100排行期刊”、“中國(guó)商業(yè)聯(lián)合會(huì)主管報(bào)刊先進(jìn)單位”。2000—2014年曾更名為《商業(yè)時(shí)代》。本刊一直是北京大學(xué)“《中文核心期刊要目總覽》貿(mào)易經(jīng)濟(jì)類核心期刊”?，F(xiàn)為半月刊。

一、本刊欄目設(shè)置

主要欄目有：本刊特稿、商經(jīng)理論、消費(fèi)市場(chǎng)、市場(chǎng)營(yíng)銷、電子商務(wù)、物流管理、企業(yè)管理、農(nóng)村市場(chǎng)、國(guó)際經(jīng)貿(mào)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)、資本市場(chǎng)、商業(yè)文化、創(chuàng)新工場(chǎng)、產(chǎn)業(yè)觀察、宏觀視野。

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