大扶貧背景下貴州農(nóng)民收入結構與消費的關系

劉敬偉， 田戊戌

(茅臺學院， 貴州 仁懷 564500)

“十三五”以來，為深入貫徹落實十九大精神，全力打好防范化解重大風險、精準脫貧、污染防治三大攻堅戰(zhàn)，貴州省提出了全力實施大扶貧、大數(shù)據(jù)、大生態(tài)“三大戰(zhàn)略”行動。貴州省是我國西南地區(qū)農(nóng)業(yè)大省，大扶貧作為貴州省謀劃跨越發(fā)展的三大戰(zhàn)略行動之一，直接涉及農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民這一關系我國國計民生的根本問題，而“三農(nóng)”問題的核心是增加農(nóng)民收入。因此，農(nóng)民的收入與消費問題一直以來備受政界、學界的關注和重視。農(nóng)民的消費水平和消費結構與其收入有直接的聯(lián)系。相關理論和研究表明，農(nóng)民收入水平越高，收入增長水平越快，其消費水平也就越高，反之亦然[1]。按現(xiàn)行統(tǒng)計口徑，農(nóng)民收入可劃分為工資性收入、家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性收入和轉移性收入，這4種類型的收入各有其特點，對農(nóng)民消費的促進作用和影響程度也各不相同[2]。基于2006-2018年貴州統(tǒng)計年鑒發(fā)布的數(shù)據(jù)，采用描述統(tǒng)計與計量統(tǒng)計方法分析貴州省農(nóng)民收入結構對其消費的影響，旨在為提出切實有效的政策措施，以提高農(nóng)民收入，促進農(nóng)民消費，加快建立擴大內(nèi)需的長效機制。

1 資料來源與研究方法

1.1 資料來源

根據(jù)貴州省統(tǒng)計局官方網(wǎng)站(http：//stjj.guizhou.gov.cn/)發(fā)布的2012-2018年貴州統(tǒng)計年鑒(采集資料時2019年貴州統(tǒng)計年鑒尚未發(fā)布)，可追溯到2006年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。因此，以2006-2018年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎，根據(jù)分析的需要，對基礎數(shù)據(jù)進行整理和計算，形成數(shù)據(jù)結構。

1.2 方法

首先采用描述統(tǒng)計方法，對貴州省農(nóng)民收入和消費進行水平分析和結構分析，以探究收入和消費水平與結構的一般趨勢。國際上通常用恩格爾系數(shù)(Engel’s Coefficient)來衡量一個國家或地區(qū)人民生活水平的狀況。恩格爾系數(shù)用食品支出占消費總支出的比例來說明經(jīng)濟發(fā)展、收入增加對生活消費的影響程度。一般來說，在其他條件相同的情況下，恩格爾系數(shù)越大，一個國家或地區(qū)的居民家庭生活越貧困；反之，恩格爾系數(shù)越小，則說明一個國家或地區(qū)的居民家庭生活越富裕。根據(jù)聯(lián)合國糧農(nóng)組織的標準，恩格爾系數(shù)在59%以上為貧困，50%～59%為溫飽，40%～50%為小康，30%～40%為富裕，低于30%為最富裕[3]。

其次，采用計量分析方法，建立多元線性回歸模型對收入結構與消費的關系進行計量分析。

選取人均總收入的4種收入來源作為人均生活消費支出的影響因素，即以工資性收入(x1)、家庭經(jīng)營收入(x2)、財產(chǎn)性收入(x3)、轉移性收入(x4)為自變量，以人均生活消費支出(y)為因變量。由此建立多元線性回歸模型，對農(nóng)民收入結構對其消費的影響進行計量分析[4]。模型設定：

y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+ε

式中，βi(i=1,2,3,4)為待估參數(shù)，ε為隨機誤差項。

為解決模型中可能存在的多重共線性問題，采用逐步回歸法加以修正，首先，分別作y關于x1、x2、x3、x4的回歸，找到初始回歸模型。然后將其他解釋變量分別導入初始回歸模型，尋找最優(yōu)回歸方程。根據(jù)擬合優(yōu)度的變化決定新引入的變量是否獨立，如果擬合優(yōu)度變化顯著，則說明新引入的變量是一個獨立解釋變量；如果擬合優(yōu)度變化很不顯著，則說明新引入的變量不是一個獨立解釋變量，其可用其他變量的線性組合代替，也說明其與其他解釋變量間存在共線性的關系[5]。

模型求解與檢驗過程均通過Eviews 8.0實現(xiàn)。

2 結果與分析

2.1 收入水平和收入結構

截至2018年末，貴州省全省3 600萬常住人口中，農(nóng)村人口1 889.28萬人，占全省總人口的52.5%。隨著貴州省社會經(jīng)濟的快速發(fā)展和經(jīng)濟結構的調(diào)整優(yōu)化，貴州省農(nóng)民收入有了較大幅度的增長，截至2018年末，全省農(nóng)村居民人均總收入為13 314元(圖1)，較2006年增長4.76倍，年均增長13.88%[6]。

從收入結構(表1)看，2018年貴州省農(nóng)民人均總收入中，工資性收入4 276元，占32.12%；家庭經(jīng)營收入6 525元，占49.01%；財產(chǎn)性收入190元，占1.43%；轉移性收入2 323元，占17.45%?？梢姡r(nóng)民收入主要來源是家庭經(jīng)營收入，其次是工資性收入，財產(chǎn)性收入和轉移性收入占比較小。雖然家庭經(jīng)營收入一直以來在農(nóng)民總收入中占比較大，但近年來，轉移性收入的占比開始快速增加，而工資性收入和財產(chǎn)性收入的占比變化不大?？梢?，農(nóng)民轉移性收入的快速增長是近年來農(nóng)民增收的亮點，體現(xiàn)了國家對農(nóng)民進行補貼和轉移支付的力度。

表1 2006-2018年貴州省農(nóng)村居民各收入結構及占比

2.2 消費水平和消費結構

隨著貴州省農(nóng)民人居總收入水平的持續(xù)提高，農(nóng)民人均生活消費支出的絕對量也在同步上升。從圖2看出，人均生活消費支出從2006年的1 627元增至2018年的9 170元，增長5.64倍，年均增長15.5%。

由圖3可知，自2011年以來，貴州省農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)持續(xù)下降，2006-2008年恩格爾系數(shù)在50%以上(溫飽型)，2009-2014年下降到40%左右(小康型)，特別是自2015年以來，已經(jīng)下降到40%以下(富裕型)。說明，隨著農(nóng)村居民收入水平的不斷增長，其消費行為也發(fā)生了巨大變化，貴州省農(nóng)村居民的生活富裕程度正在逐年提高。

從表2看出，2006-2018年貴州省農(nóng)村居民消費支出在食品支出比重(即恩格爾系數(shù))下降的同時，人們在交通通信方面的支出比重顯著提高，教育文化娛樂支出也有所增加?？梢姡S著貴州省農(nóng)村居民消費水平的不斷提高，消費結構有所改善，已從生存型消費邁向發(fā)展型消費，但享受型消費還稍顯不足。消費結構的變化趨勢折射出貴州省乃至我國農(nóng)村居民從貧困到溫飽再到小康的歷史性發(fā)展趨勢和時代跨越性。

表2 2006-2018年貴州省農(nóng)村居民各消費支出結構的恩格爾系數(shù)

2.3 收入結構對消費支出的影響

2.3.1 模型回歸 運用Eviews對上述模型的OLS回歸分析得到回歸方程：

y=202.80+1.12x1+0.22x2+0.22x3+1.8x4

R2=0.99F=8 434.75

從回歸模型看出，R2較大且接近于1，且F>F0.05(4，8)=3.84，故認為人均生活消費支出與上述解釋變量間總體線性關系顯著。但由于x3的系數(shù)未通過t檢驗(t=0.26

首先，分別作y關于x1、x2、x3、x4的回歸發(fā)現(xiàn)，y關于x1回歸的R2=0.978 3，在4個自變量中最大，可見，人均生活消費支出受工資性收入的影響最大，因此以該一元回歸模型為初始回歸模型，即：

y=-90.48+2.23x1

R2=0.978 3R2=0.976 3

其次，將其他解釋變量x2、x3、x4分別導入初始回歸模型，通過逐步回歸發(fā)現(xiàn)，y=f(x1，x2，x4)為最優(yōu)模型，模型具有較高的解釋力，根據(jù)該模型的Eviews輸出結果得到消除多重共線后的回歸方程：

y=226.13+1.13x1+0.21x2+1.20x4

表明，2006-2018年期間，貴州省農(nóng)民平均每增加1元的工資性收入，人均生活費用支出增加1.13元；平均每增加1元的家庭經(jīng)營收入，人均生活費用支出增加0.21元；平均每增加1元的轉移性收入，人均生活消費支出增加1.20元。

2.3.2 模型檢驗

1) 經(jīng)濟意義檢驗。根據(jù)回歸結果，回歸方程各系數(shù)的大小、符號符合經(jīng)濟意義。

2) 統(tǒng)計意義檢驗。各系數(shù)的t檢驗均為統(tǒng)計顯著，同時，F(xiàn)檢驗表明回歸方程總體也是顯著的。

3) 異方差檢驗。運用Eviews進行懷特異方差檢驗的結果表明，模型不存在異方差。

4) 自相關檢驗。根據(jù)Eviews的檢驗結果，D.W.=2.47，而當n=13，k=4(包含常數(shù)項)時，dL=0.574，dU=2.094，則有：4-dU=1.906

2.3.3 收入結構對消費支出的影響 從收入結構的統(tǒng)計[6]看，農(nóng)民家庭總收入包括家庭經(jīng)營收入、工資性收入、財產(chǎn)性收入和轉移性收入。從以上統(tǒng)計和計量分析的結果可看出，貴州省農(nóng)村居民的工資性收入、轉移性收入對其消費的影響顯著，家庭經(jīng)營收入對其消費的影響較顯著，農(nóng)民的財產(chǎn)性收入對其消費的貢獻能力不足。

從消費結構的統(tǒng)計[6]看，農(nóng)村居民的消費支出主要包括食品煙酒、衣著、居住、生活用品及服務、醫(yī)療保健、交通通信、教育文化娛樂、其他用品和服務等。從以上分析可知，貴州省農(nóng)村居民的消費水平在提高的同時，消費結構也在改善，食品支出比例在下降(恩格爾系數(shù)在下降)，交通通信、教育文化娛樂等方面的消費比例在增加。說明貴州省農(nóng)民的消費已從生存型消費邁向了發(fā)展性消費，但就當前來看，享受型消費還稍顯不足。消費結構的變化趨勢折射出貴州省乃至我國農(nóng)村居民從貧困到溫飽再到小康的歷史性發(fā)展趨勢和時代跨越性。

正是收入水平的增加和收入結構的優(yōu)化，促進了消費水平的提高和消費結構的改善。

3 結論與建議

研究表明，農(nóng)民收入來源中的工資性收入、家庭經(jīng)營收入、轉移性收入對農(nóng)民生活消費水平的影響較大，財產(chǎn)性收入對生活消費水平的貢獻能力尚顯不足。工資性收入對生活消費水平的影響說明近幾年貴州省農(nóng)民進城務工人員的數(shù)量和收入有所提高；轉移性收入對生活消費的影響說明貴州省大扶貧戰(zhàn)略取得了一定成效，中央和地方對農(nóng)民的轉移支付有所增加；與其他省份相比[7]，家庭經(jīng)營收入對消費水平影響的程度并不高；財產(chǎn)性收入對消費水平的影響不顯著。表明，貴州省農(nóng)民收入存在結構性問題，其收入來源主要依賴于進城務工收入和政府的轉移支付，而事關農(nóng)業(yè)發(fā)展的家庭經(jīng)營收入的增長還存在不足，因而需要進一步完善相關政策和制度，發(fā)展特色農(nóng)業(yè)，更好地改善農(nóng)民收入結構，促進農(nóng)民消費和農(nóng)業(yè)、農(nóng)村發(fā)展，具體建議如下。

一是著力提高農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)差距。農(nóng)民收入水平與結構不僅對其消費水平有重要影響，也會對其消費結構有決定性作用[8]。雖然在一定程度上貴州省農(nóng)民收入有了較大幅度的提高，但相對于城鎮(zhèn)居民收入而言，其增長速度較緩慢，城鄉(xiāng)差距有所擴大。據(jù)統(tǒng)計，2018年貴州省農(nóng)民人均總收入為13 314元，而同期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為31 592元，是前者的2.37倍。因此，政府應繼續(xù)加大對“三農(nóng)”的投入，加強農(nóng)業(yè)基礎設施建設，推廣和普及先進的農(nóng)業(yè)技術，推動和發(fā)展農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，從根本上提高農(nóng)村居民收入水平。

二是拓寬農(nóng)民增收渠道，改善收入結構。切實解決好農(nóng)民工進城務工問題，通過開展職業(yè)培訓提高農(nóng)民工的職業(yè)技能，切實保護農(nóng)民工合法權益不受侵害，從而促進農(nóng)民工工資性收入的持續(xù)穩(wěn)定增長；鞏固和完善農(nóng)村基本經(jīng)營制度，建立農(nóng)產(chǎn)品儲備制度和價格調(diào)節(jié)機制，鼓勵和提倡農(nóng)民從事經(jīng)濟作物種植和特色農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)營，從而保證農(nóng)民家庭經(jīng)營收入的不斷增長；完善農(nóng)村金融市場，創(chuàng)新農(nóng)村金融產(chǎn)品，增強農(nóng)村居民的理財意識，通過增加財產(chǎn)性收入提升農(nóng)民持久消費力[9]；繼續(xù)加大轉移支付向農(nóng)業(yè)農(nóng)村農(nóng)民傾斜的力度，減輕農(nóng)民負擔，以轉移性收入刺激其消費能力[10]。

三是農(nóng)業(yè)農(nóng)村農(nóng)民問題是關系國計民生的根本性問題，必須始終把解決好“三農(nóng)”問題作為各級政府工作的重中之重。黨的“十九大”提出實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，為此，各級政府應牢固樹立“重中之重”的戰(zhàn)略思想，繼續(xù)加大各項“強農(nóng)惠農(nóng)富農(nóng)”政策的扶持力度，積極推進社會主義新農(nóng)村建設和小康建設，促進經(jīng)濟社會協(xié)調(diào)發(fā)展。