收入質(zhì)量對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響分析

黃海榮 副教授

（重慶工貿(mào)職業(yè)技術(shù)學(xué)院 重慶涪陵 408000）

近些年我國(guó)農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)迅速，從2010年的5919元提升到2018年的14617元，年增長(zhǎng)率為12.37%，收入數(shù)量達(dá)到歷史新高。但相較于城鎮(zhèn)居民收入，農(nóng)村居民的收入水平依舊偏低。對(duì)此，中央出臺(tái)了一系列調(diào)整政策，使得城鄉(xiāng)收入差距由2010年的3.23：1下降至2018年的2.69：1。農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)也發(fā)生了顯著改變，2014年我國(guó)農(nóng)村居民人均可支配收入中的工資性收入占比達(dá)到42.66%，首次超越經(jīng)營(yíng)性收入，轉(zhuǎn)移性收入占比也提升至17.69%，成為農(nóng)村居民收入的重要組成部分。這使得農(nóng)村居民在收入方面的風(fēng)險(xiǎn)性顯著降低，收入質(zhì)量顯著提升，勢(shì)必有助于擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)。但就目前來(lái)看，我國(guó)學(xué)界對(duì)于收入質(zhì)量與農(nóng)村居民消費(fèi)關(guān)系的研究較為匱乏，無(wú)法有效指導(dǎo)各地方政府?dāng)U大農(nóng)村居民消費(fèi)，難以借助消費(fèi)驅(qū)動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，本文構(gòu)建了收入質(zhì)量影響農(nóng)村居民消費(fèi)的理論模型，并就收入質(zhì)量對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響進(jìn)行了實(shí)證分析，旨在為促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)提供指導(dǎo)依據(jù)。

研究基礎(chǔ)

大量研究成果提出，消費(fèi)不足是阻礙居民生活水平提高與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的主要因素之一。自改革開(kāi)放以來(lái)，農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)比例發(fā)生了顯著改變。1978年的農(nóng)村居民消費(fèi)支出占比為62.1%，而2018年的占比僅為22.5%。同時(shí)，根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，我國(guó)的最終消費(fèi)率近年來(lái)持續(xù)走低。通過(guò)對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)與數(shù)據(jù)進(jìn)行梳理分析，本文認(rèn)為，導(dǎo)致我國(guó)居民特別是農(nóng)村居民消費(fèi)率下降的因素主要包括：其一，農(nóng)村居民收入在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比例較低。1978年，農(nóng)村居民人均收入占人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比例為35.07%，而在2018年，這一比例降低

至22.61%?；谙M(fèi)理論來(lái)看，消費(fèi)的基礎(chǔ)是收入，而農(nóng)村居民過(guò)低的收入勢(shì)必導(dǎo)致消費(fèi)支出不足，難以驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。其二，勞動(dòng)報(bào)酬占收入的比例較低。勞動(dòng)報(bào)酬與消費(fèi)之間存在緊密的互動(dòng)關(guān)系，而我國(guó)農(nóng)村居民的勞動(dòng)報(bào)酬占收入的比例較低，導(dǎo)致我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)率偏低而投資率較高。其三，農(nóng)村居民的消費(fèi)理念較為保守，更傾向于將閑置資金進(jìn)行儲(chǔ)蓄，這抑制了農(nóng)村居民的消費(fèi)欲望。針對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)率偏低的問(wèn)題及其與收入的關(guān)聯(lián)性，本文選擇對(duì)農(nóng)村居民收入與消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行研究，其中研究重點(diǎn)在于農(nóng)村居民收入質(zhì)量對(duì)消費(fèi)的影響，旨在為各地區(qū)激發(fā)農(nóng)村居民消費(fèi)欲望、促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供理論指導(dǎo)。

理論模型

為了分析農(nóng)村居民收入質(zhì)量對(duì)消費(fèi)的影響，還需建立相應(yīng)的理論模型，指導(dǎo)研究工作的推進(jìn)。本文建立的理論模型以消費(fèi)理論為支撐，并引入了心理預(yù)期與收入質(zhì)量各維度等變量?；谶m應(yīng)預(yù)期理論來(lái)看，農(nóng)民居民一般會(huì)因?yàn)闊o(wú)法達(dá)到預(yù)期結(jié)果，而對(duì)預(yù)期做出調(diào)整。將這一理論應(yīng)用于消費(fèi)函數(shù)，設(shè)第x期的消費(fèi)預(yù)期為Yex，則：

其中Aa、As、Ak分別表示收入的充足性、結(jié)構(gòu)性以及知識(shí)性。

基于適應(yīng)預(yù)期理論來(lái)看，實(shí)際消費(fèi)一般與預(yù)期存在一定的差距，因此，需要在上述公式中引入一個(gè)調(diào)整系數(shù)γ，即：

將式（1）引入式（3），可以得到如下公式：

式（4）呈現(xiàn)的是當(dāng)期消費(fèi)與往期消費(fèi)的函數(shù)。但農(nóng)村居民的消費(fèi)預(yù)算應(yīng)當(dāng)除掉預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄Zx?；陬A(yù)防性?xún)?chǔ)蓄理論來(lái)看，Zx由永久收入Ax與收入隨機(jī)性δx組成：

綜合，可以將式（4）表示為：

永久收入Ax與收入隨機(jī)性δx都體現(xiàn)了收入的發(fā)展性。Ax的占比越高，δx的占比就越低，收入的發(fā)展性便會(huì)提升。此外，農(nóng)民居民進(jìn)行預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄的一個(gè)主要原因是為了支付農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本。因此，Zx是收入發(fā)展性Ab和收入成本性Ac的函數(shù)：

將式（2）和式（7）引入式（6），可以得到如下公式：

在式（8）中，[f(Aa，As，Ak)-g(-Ab，Ac)]代表著農(nóng)村居民的收入質(zhì)量Wx，假如農(nóng)村居民的收入質(zhì)量是線(xiàn)性模型，那么式（8）還可以表示為：

在式（9）中，(γ1Ab+γ2As+γ3Ak+γ4Ab- γ5Ac)代表著農(nóng)村居民的收入質(zhì)量Wx，同時(shí)該公式表明，在考慮預(yù)期的情況下，當(dāng)期消費(fèi)Yx主要由往期消費(fèi)Yx-1和當(dāng)期收入質(zhì)量所決定。

實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取與檢驗(yàn)

本文選取了我國(guó)1999年至2018年之間北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、四川、貴州、云南、重慶、陜西、甘肅、青海、寧夏等29個(gè)省（市、自治區(qū)）的農(nóng)村居民收入與消費(fèi)面板數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，收入質(zhì)量計(jì)算方式見(jiàn)第二章。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

接下來(lái)對(duì)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，避免后續(xù)在回歸分析中出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。本文利用單位根檢驗(yàn)對(duì)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行判斷，結(jié)果如表2所示。

由表2可知，收入質(zhì)量（Wx）與當(dāng)期消費(fèi)（Yx）都沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，這表示這兩個(gè)變量都不夠平穩(wěn)。然而在對(duì)這其做一階差分后，ΔW和ΔYx都在1%水平下通過(guò)了單位根含常數(shù)項(xiàng)與趨勢(shì)項(xiàng)的檢驗(yàn)，這表示ΔW和ΔYx是平穩(wěn)序列，收入質(zhì)量（Wx）與當(dāng)期消費(fèi)（Yx）都是一階單整，能夠進(jìn)行后續(xù)的協(xié)整檢驗(yàn)。

兩個(gè)時(shí)間序列趨同也會(huì)出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，故而還需對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，進(jìn)一步規(guī)避偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)。本文利用Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)法對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

由表3可知，7個(gè)統(tǒng)計(jì)量里面有5個(gè)拒絕了“變量之間不存在協(xié)整關(guān)系”這一原假設(shè)?；跈z驗(yàn)原則，組內(nèi)和組間ADF統(tǒng)計(jì)量是主要判斷標(biāo)準(zhǔn)，這表示面板數(shù)據(jù)存在協(xié)整關(guān)系，能夠做后續(xù)的回歸分析。

（二）模型構(gòu)建

為了分析農(nóng)村居民收入質(zhì)量對(duì)消費(fèi)的影響，構(gòu)建模型1：

為了考慮往期消費(fèi)情況下農(nóng)村居民收入質(zhì)量對(duì)消費(fèi)的影響，構(gòu)建模型2：

為了分析農(nóng)村居民收入質(zhì)量各因素對(duì)消費(fèi)的影響，構(gòu)建模型3：

為了分析考慮往期消費(fèi)情況下農(nóng)村居民收入質(zhì)量各因素對(duì)消費(fèi)的影響，構(gòu)建模型4：

（三）回歸分析

根據(jù)式（10）和式（11），以當(dāng)期消費(fèi)Yx、當(dāng)期收入質(zhì)量W和往期消費(fèi)為變量構(gòu)建兩個(gè)隨機(jī)效應(yīng)模型，利用Eviews軟件進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由表4可見(jiàn)，p值都不超過(guò)1%，這表示拒絕了原假設(shè)，模型1與模型2都需要利用固定效應(yīng)模型的形式表達(dá)。接下來(lái)利用Eviews軟件可以獲得兩個(gè)固定效應(yīng)模型的回歸分析結(jié)果，如表5所示。

根據(jù)表5可知，模型1的R2為0.9537，這說(shuō)明被解釋變量可以被解釋的部分占到了95.37%，解釋效果較好。F值為268.1334，通過(guò)了F檢驗(yàn)，這表示模型1中的所有參數(shù)都顯著不為0，估計(jì)結(jié)果可信度較高。收入質(zhì)量（Wx）的回歸系數(shù)為1.3928，在1%水平下顯著。這表示農(nóng)村居民收入質(zhì)量（Wx）對(duì)消費(fèi)（Yx）具有顯著影響，收入質(zhì)量（Wx）變化1個(gè)單位，則消費(fèi)（Yx）變化1.3928個(gè)單位。換言之，農(nóng)村居民的收入質(zhì)量提升0.1，則消費(fèi)支出平均提高1392.8元。模型2的R2為0.9824，這說(shuō)明被解釋變量可以被解釋的部分占到了98.24%，解釋效果較好。F值為1255.735，通過(guò)了F檢驗(yàn)，這表示模型2中的所有參數(shù)都顯著不為0，估計(jì)結(jié)果可信度較高。收入質(zhì)量（Wx）的回歸系數(shù)為0.1839，在1%水平下顯著。這表示農(nóng)村居民收入質(zhì)量（Wx）變化1個(gè)單位，則消費(fèi)（Yx）變化0.1839個(gè)單位，影響不夠顯著。

根據(jù)式（12）和式（13），以當(dāng)期消費(fèi)Yx、當(dāng)期收入質(zhì)量W和往期消費(fèi)為變量構(gòu)建兩個(gè)隨機(jī)效應(yīng)模型，利用Eviews軟件進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。

由表6可見(jiàn)，p值都不超過(guò)1%，這表示拒絕了原假設(shè)，模型3與模型4都需要利用固定效應(yīng)模型的形式表達(dá)。接下來(lái)利用Eviews軟件可以獲得兩個(gè)固定效應(yīng)模型的回歸分析結(jié)果，如表7所示。

根據(jù)表7可知，模型3的R2為0.9638，這說(shuō)明被解釋變量可以被解釋的部分占到了96.38%，解釋效果較好。F值為357.7264，通過(guò)了F檢驗(yàn)，這表示模型3中的所有參數(shù)都顯著不為0，估計(jì)結(jié)果可信度較高。收入充足性（Aa）的回歸系數(shù)為2.6541，在1%水平下顯著。這表示農(nóng)村居民收入充足性（Aa）對(duì)消費(fèi)（Yx）具有顯著影響，收入充足性（Aa）變化1個(gè)單位，則消費(fèi)（Yx）變化2.6541個(gè)單位。收入結(jié)構(gòu)性（As）的回歸系數(shù)為1.1284，在1%水平下顯著。收入結(jié)構(gòu)性（As）變化1個(gè)單位，則消費(fèi)（Yx）變化1.1284個(gè)單位。收入發(fā)展性（Ab）的回歸系數(shù)為-0.8357，在5%水平下顯著。收入發(fā)展性（Ab）變化1個(gè)單位，則消費(fèi)（Yx）變化-0.8357個(gè)單位。收入成本性（Ac）的回歸系數(shù)為0.9126，未通過(guò)t檢驗(yàn)，這表示農(nóng)村居民收入成本性（Ac）對(duì)消費(fèi)（Yx）的影響不夠顯著。收入知識(shí)性（Ak）的回歸系數(shù)為0.6437，在1%水平下顯著。收入知識(shí)性（Ak）變化1個(gè)單位，則消費(fèi)（Yx）變化0.6437個(gè)單位。模型4的R2為0.9826，這說(shuō)明被解釋變量可以被解釋的部分占到了98.26%，解釋效果較好。F值為1447.366，通過(guò)了F檢驗(yàn)，這表示模型4中的所有參數(shù)都顯著不為0，估計(jì)結(jié)果可信度較高。與模型3相比，引入往期消費(fèi)這一變量后，收入質(zhì)量各維度的回歸系數(shù)都出現(xiàn)下降，這在很大程度上說(shuō)明我國(guó)農(nóng)村居民當(dāng)前的消費(fèi)缺乏理性。

結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

收入質(zhì)量的回歸系數(shù)為1.3928，在1%水平下顯著。農(nóng)村居民收入質(zhì)量對(duì)消費(fèi)具有顯著影響，收入質(zhì)量變化1個(gè)單位，則消費(fèi)變化1.3928個(gè)單位。換言之，農(nóng)村居民的收入質(zhì)量提升0.1，則消費(fèi)支出平均提高1392.8元。在引入往期消費(fèi)這一變量后，收入質(zhì)量的回歸系數(shù)為0.1839，這表示農(nóng)村居民收入質(zhì)量變化1個(gè)單位，則消費(fèi)變化0.1839個(gè)單位，影響不夠顯著。

收入充足性的回歸系數(shù)為2.6541，在1%水平下顯著。農(nóng)村居民收入充足性對(duì)消費(fèi)具有顯著影響，收入充足性變化1個(gè)單位，則消費(fèi)變化2.6541個(gè)單位。收入結(jié)構(gòu)性的回歸系數(shù)為1.1284，在1%水平下顯著。收入結(jié)構(gòu)性變化1個(gè)單位，則消費(fèi)變化1.1284個(gè)單位。收入發(fā)展性的回歸系數(shù)為-0.8357，在5%水平下顯著。收入發(fā)展性變化1個(gè)單位，則消費(fèi)變化-0.8357個(gè)單位。收入成本性未通過(guò)t檢驗(yàn)，這表示農(nóng)村居民收入成本性對(duì)消費(fèi)的影響不夠顯著。收入知識(shí)性的回歸系數(shù)為0.6437，在1%水平下顯著，其對(duì)消費(fèi)的影響不大。引入往期消費(fèi)這一變量后，收入質(zhì)量各維度的回歸系數(shù)都出現(xiàn)下降，這在很大程度上說(shuō)明我國(guó)農(nóng)村居民當(dāng)前的消費(fèi)缺乏理性。

表4 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

表5 模型1與模型2的回歸分析結(jié)果

表6 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

表7 模型3與模型4的回歸分析結(jié)果

（二）建議

第一，相比于單一地分析農(nóng)村居民純收入，收入質(zhì)量可以更加準(zhǔn)確地體現(xiàn)農(nóng)村居民在收入方面的優(yōu)勢(shì)與不足，從而為政府及時(shí)優(yōu)化政策提供指導(dǎo)依據(jù)。因此，政府需要及時(shí)將農(nóng)村居民收入質(zhì)量納入宏觀(guān)監(jiān)測(cè)體系，并在每一個(gè)季度進(jìn)行匯總。這主要是因?yàn)檗r(nóng)村居民的生產(chǎn)活動(dòng)具有季節(jié)性特點(diǎn)，月度數(shù)據(jù)缺乏足夠的代表性，而季度數(shù)據(jù)能夠更為精準(zhǔn)地體現(xiàn)從事農(nóng)業(yè)與非農(nóng)工作的農(nóng)村居民的收入轉(zhuǎn)變情況；而年度數(shù)據(jù)的預(yù)警能力不足。此外，在監(jiān)測(cè)農(nóng)村居民收入質(zhì)量的過(guò)程中，可以進(jìn)一步引入一些農(nóng)村宏觀(guān)指標(biāo)，以便對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的整體發(fā)展進(jìn)行更為科學(xué)的宏觀(guān)監(jiān)測(cè)。

第二，各地方政府應(yīng)當(dāng)著力推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，加快安置農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口，使得有能力和意向的農(nóng)村居民能夠進(jìn)入城鎮(zhèn)穩(wěn)定務(wù)工并轉(zhuǎn)變?yōu)槌擎?zhèn)居民；加快推進(jìn)土地制度改革，完善土地流轉(zhuǎn)政策，有序開(kāi)展確權(quán)登記工作，引導(dǎo)農(nóng)村居民自愿流轉(zhuǎn)承包土地，推進(jìn)承包土地適度規(guī)?；?；加快公共服務(wù)改革，特別是在教育、就業(yè)、醫(yī)療、養(yǎng)老等方面，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)公共服務(wù)均等化。

第三，各地方政府應(yīng)當(dāng)對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)內(nèi)部的養(yǎng)殖等產(chǎn)業(yè)進(jìn)行整合，形成完善的農(nóng)業(yè)生態(tài)體系，延長(zhǎng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)供銷(xiāo)一體化，推進(jìn)農(nóng)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的整合，提升農(nóng)業(yè)附加值，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)收入充足性的提升；加快創(chuàng)新農(nóng)村金融產(chǎn)品，為農(nóng)民提供高品質(zhì)的信貸服務(wù)，提升收入的發(fā)展性；完善傳統(tǒng)的“農(nóng)戶(hù)+公司”或“農(nóng)戶(hù)+合作社”模式，降低收入成本性；改善農(nóng)村職業(yè)教育，著力培育新型職業(yè)農(nóng)民，提升收入知識(shí)性。