安徽省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)影響因素的實證分析

張大洋，陳洪梅

(安徽財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，安徽 蚌埠 233030)

內(nèi)需是中國經(jīng)濟增長的主要動力，啟動內(nèi)需是經(jīng)濟長期發(fā)展戰(zhàn)略和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵[1]。近年來提高居民消費水平是政府為了穩(wěn)定經(jīng)濟而提出的重大舉措，經(jīng)濟得到顯著增長，但消費結(jié)構(gòu)未得到優(yōu)化。消費結(jié)構(gòu)是反映人民在一定時期的重要消費指標[2]。在研究國民經(jīng)濟運行時發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的發(fā)展空間較大，且農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)對改善我國農(nóng)村居民生活水平和當?shù)亟?jīng)濟增長情況來說具有重大作用。21世紀全面建成小康社會的進程中，優(yōu)化農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)無疑是重點內(nèi)容。安徽省居民消費存在顯著地域差異，不平衡發(fā)展問題也一直存在。安徽省是農(nóng)業(yè)大省，截至2018年安徽省農(nóng)業(yè)人口占比高達45.39%。隨著鄉(xiāng)村振興、精準扶貧等系列政策的提出和實施，農(nóng)村居民消費能力得到有效提高，但消費的單一性仍然阻礙著經(jīng)濟發(fā)展。因此研究安徽省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的影響因素，對推動安徽省的經(jīng)濟發(fā)展有積極意義。

1 研究現(xiàn)狀

關(guān)于消費結(jié)構(gòu)的研究，國內(nèi)學者從不同角度進行探討，主要分為以下三類：第一，關(guān)于消費結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的研究，如吳振華通過系統(tǒng)GMM以及中介效應模型驗證了勞動報酬能夠增加消費規(guī)模，改變消費結(jié)構(gòu)可以推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[3]；張廣柱通過研究居民消費結(jié)構(gòu)和三次產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系，得出居民的消費水平對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型具有重大意義[4]。第二，關(guān)于收入對消費結(jié)構(gòu)影響的研究，如劉玉飛通過中國各省市22年的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建回歸模型，得出城鄉(xiāng)收入差距正向驅(qū)動消費結(jié)構(gòu)升級[5]；武慶慶通過對我國2010-2018年城鎮(zhèn)居民收入與消費數(shù)據(jù)進行定量分析，得出收入的增長能改善消費結(jié)構(gòu)[6]。第三，關(guān)于人口與消費結(jié)構(gòu)關(guān)系的研究，如張玉春運用動態(tài)面板GMM估計，分析城鎮(zhèn)和農(nóng)村撫養(yǎng)兒童的比率以及贍養(yǎng)老年人的比率對其消費結(jié)構(gòu)的影響，結(jié)果表明兩者都會使得消費結(jié)構(gòu)趨于多元化[7]；王聰?shù)壤?016年中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，從微觀和宏觀兩個層面說明了人口老年化和低生育率對家庭消費結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的影響[8]。

關(guān)于農(nóng)村居民與消費結(jié)構(gòu)結(jié)合研究的文獻不多，農(nóng)村居民和城市居民消費存在著差異,農(nóng)村居民的消費能力和消費水平長期得不到提升,消費結(jié)構(gòu)單一，農(nóng)村消費市場亟待開拓[9]。已有文獻主要基于金融角度進行分析，如陳彥宇等從普惠金融角度出發(fā),考察了金融可獲得性提高對農(nóng)村居民消費提升和消費結(jié)構(gòu)變化的影響[10]；任曉珠等基于2008-2019年中國各省份面板數(shù)據(jù),實證分析了金融深化對我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的影響[11]。

綜上所述，學者們對居民消費結(jié)構(gòu)的研究從多角度切入，并已經(jīng)取得了顯著成果，但相關(guān)文獻都是從單因素進行分析，對農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的多種影響因素進行綜合分析的文獻較少。本文將在綜合現(xiàn)有文獻的基礎(chǔ)上，從多角度出發(fā)，用VAR模型進行深入研究。結(jié)合脈沖響應函數(shù)驗證解釋變量對被解釋變量的影響，并通過方差分析得出預測貢獻大小，以期為安徽省農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化提供有效建議。

2 模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)說明

2.1 研究方法

本文采用向量自回歸非約束(Unrestricted VAR)模型，研究人均年收入、財政支出、平均每戶常住人口、省內(nèi)研究生畢業(yè)人數(shù)與農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)之間存在的長期動態(tài)關(guān)系。VAR 模型用來估計多個變量之間的動態(tài)關(guān)系，能夠?qū)λ凶兞康亩嗥跍笞兞窟M行回歸[12]。一般的向量自回歸模型公式為：

Yt=A0+A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+B1Xt-1+…+BqXt-q+Ut

上式中，Yt是k維內(nèi)生變量，Xt是r維外生變量，A0，A1，A2，…，Ap和B1，…，Bq是待估計的參數(shù)矩陣，內(nèi)生變量和外生變量分別有p階和q階滯后期，Ut是隨機誤差項，與自身的滯后值和模型右邊的變量無關(guān)[13]。

2.2 變量選取

農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)由多種因素共同影響和決定，本文主要從收入、財政支出、人口規(guī)模、教育方面探討。以農(nóng)村居民消費水平作為因變量(Y)，人均總收入(X1)、平均每戶常住人口(X2)、財政支出(X3)、省內(nèi)研究生畢業(yè)人數(shù)(X4)作為解釋變量。

人均年收入。從收入等級來看，收入等級越高的居民消費支出越高，收入基本決定了消費支出的能力。高收入為消費結(jié)構(gòu)的多樣化提供了可能性，居民擁有更多資金投入到除維持基本生活的消費支出中。

平均每戶常住人口。平均每戶常住人口是指每戶家庭常年居住在農(nóng)村的人口數(shù)量。一般來說，平均每戶常住人口越多，農(nóng)村相對城市收入較低，維持正常生活的消費需要增加，邊際消費傾向減少。

財政支出。社會保障支出是財政支出的一部分，財政支出能夠增加居民福利水平。完善的社會保障制度能夠保證農(nóng)村居民的基本物質(zhì)生活，增強農(nóng)村居民的消費意愿，刺激消費。

省內(nèi)研究生畢業(yè)人數(shù)。文化水平對消費結(jié)構(gòu)有一定影響，文化水平較高的居民往往積極消費，文化水平較低的居民不愿消費，將閑置資金儲蓄起來，持保守消費態(tài)度。

2.3 數(shù)據(jù)來源及處理

數(shù)據(jù)樣本為安徽省1997-2018年的時間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于安徽統(tǒng)計年鑒。為了避免出現(xiàn)偽回歸，消除數(shù)據(jù)之間可能存在的異方差和自相關(guān)性，對數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理[14]。

3 實證分析

3.1 VAR模型平穩(wěn)性檢驗

采用ADF單位根檢驗法對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表1所示。

表1 變量單位根檢驗結(jié)果

檢驗發(fā)現(xiàn)原始數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，對原始數(shù)據(jù)進行差分處理，經(jīng)過二階差分后數(shù)據(jù)均具有平穩(wěn)性。因此，可以用二階差分數(shù)據(jù)建立VAR模型。

3.2 確定最優(yōu)滯后階數(shù)

對時間序列數(shù)據(jù)進行VAR估計，結(jié)果如表2所示。

3.3 Granger因果檢驗

Granger因果檢驗是檢驗某個解釋變量的滯后值對被解釋變量是否有預測能力，表3為Granger因果檢驗結(jié)果。

表2 最優(yōu)滯后階數(shù)確定

依據(jù)AIC和SC最小準則，滯后二期符合最優(yōu)滯后階，據(jù)此建立VAR模型。

表3 Granger因果檢驗

續(xù)表

根據(jù)檢驗結(jié)果可知，平均每人年收入是農(nóng)村居民消費水平的Granger單向原因，平均每戶常住人口、財政支出和省內(nèi)研究生畢業(yè)人數(shù)不是農(nóng)村居民消費水平的Granger原因；財政支出、省內(nèi)研究生畢業(yè)人數(shù)是平均每人年收入的Granger單向原因，進而間接影響農(nóng)村居民消費水平，而平均每戶常住人口對農(nóng)村居民消費水平的影響不顯著。

3.4 特征根檢驗

特征根檢驗可以在進行模型參數(shù)估計前，對每一個序列分別進行檢驗，結(jié)果如圖1所示。

圖1 VAR模型根表

VAR模型的全部特征根的倒數(shù)值均在單位圓內(nèi)，說明VAR模型穩(wěn)定，變量之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，可進一步做脈沖響應函數(shù)分析和方差分析。

3.5 脈沖響應函數(shù)

為驗證幾個解釋變量對農(nóng)村居民消費水平的影響，此處采用脈沖響應函數(shù)進行分析，結(jié)果如圖2所示。

圖2中，實線表示脈沖響應函數(shù)，虛線表示正負兩倍差標準偏離帶。a為lnY(2)對lnX1(2)的響應，b為lnY(2)對lnX2(2)的響應，c為lnY(2)對lnX3(2)的響應，d為lnY(2)對lnX4(2)的響應。

圖2 脈沖響應結(jié)果

平均每人年收入對農(nóng)村居民消費水平的擾動在第一期響應為0，第六期響應為正并達到最大，第七期響應為負并達到最小，正向沖擊比負向沖擊強烈，每隔兩期左右正負沖擊交替出現(xiàn)，且沖擊逐漸減少，直到第二十二期趨于0。

平均每戶常住人口對農(nóng)村居民消費水平的擾動在第一期響應為0，第三期為正向并達到峰值，第八期為負向并達到最小，正負沖擊交替出現(xiàn)且沖擊逐漸減少，在第二十期趨于0。

財政支出對農(nóng)村居民消費水平的擾動在第一期響應為0，沒有立即作出反應。在第四期為負向沖擊并達到最小，在后一期為正向并達到最大。隨著期數(shù)增加，沖擊不斷減弱，到第二十期左右接近0。

省內(nèi)研究生畢業(yè)人數(shù)對農(nóng)村居民消費水平的擾動在第一期響應為0，在前四期沖擊均為負向，并在第二期負向沖擊達到峰值，在第五期為正向沖擊且達到最大，隨后兩期轉(zhuǎn)變?yōu)樨撓驔_擊，之后出現(xiàn)正向沖擊后又在第九期轉(zhuǎn)為負向沖擊。隨著時間的推移，沖擊逐漸減少并在第十五期趨于0。

根據(jù)脈沖響應函數(shù)分析可知，平均每人年收入、平均每戶常住人口、財政支出、省內(nèi)研究生畢業(yè)人數(shù)均沒有對農(nóng)村居民消費水平的擾動立即做出反應，均在第二期才開始做出響應沖擊。前六期響應強烈，正負沖擊交替出現(xiàn)，而后沖擊不斷減少，直至沖擊趨于0，保持穩(wěn)定沖擊效應基本不再發(fā)生變化。

3.6 方差分析

通過方差分析判斷解釋變量對農(nóng)村居民消費水平的預測方差波動的貢獻，比較不同解釋變量貢獻百分比的大小，結(jié)果如表4所示。

表4 方差分析結(jié)果

在一期預測中，農(nóng)村居民消費水平預測方差全部由其自身擾動所引起；在二期預測中，農(nóng)村居民消費水平預測方差有59.95%是由其自身擾動所引起，0.81%是由人均年收入引起，1.82%是由平均每戶常住人口引起的，4.77%是由財政支出引起的，32.65%是由省內(nèi)研究生畢業(yè)人數(shù)引起的。隨著預測期不斷增加，農(nóng)村居民消費水平預測方差中，由自身擾動引起的比例逐漸下降，非收入引起部分增加。直到二十期左右，消費水平結(jié)構(gòu)基本穩(wěn)定，農(nóng)村居民消費水平預測方差中由自身擾動引起的僅占33.0 %，由收入引起的占7%，“平均每戶常住人口”占9.5 %，“財政支出”占30.0%，“省內(nèi)研究生畢業(yè)人數(shù)”占20.5%。

4 研究結(jié)論及建議

在相關(guān)文獻分析單個變量與消費結(jié)構(gòu)相互影響作用的基礎(chǔ)上，基于1997-2018年安徽省的時間序列數(shù)據(jù)構(gòu)建VAR模型，綜合分析人均年收入、財政支出、平均每戶常住人口、省內(nèi)研究生畢業(yè)人數(shù)多個變量與農(nóng)村居民消費水平之間的相互影響，得出以下結(jié)論：

第一，人均年收入對農(nóng)村居民消費水平產(chǎn)生顯著影響，財政支出、省內(nèi)研究生畢業(yè)人數(shù)不直接影響農(nóng)村居民消費，而是通過影響人均年收入間接影響消費水平，符合經(jīng)濟理論。農(nóng)村就業(yè)市場不大，農(nóng)村常住人口收入來源單一，導致農(nóng)村常住人口收入無明顯增長，平均每戶常住人口對農(nóng)村居民消費水平的影響不顯著。

第二，從長期來看，人均年收入對農(nóng)村居民的消費水平產(chǎn)生正向作用，單一的消費市場對農(nóng)村居民的消費水平產(chǎn)生負向作用。脈沖響應函數(shù)表明，人均年收入對農(nóng)村居民消費水平有明顯正向沖擊，且持續(xù)時間長，雖然期間交替出現(xiàn)負向沖擊但反應相對較弱。短期內(nèi)人均年收入、財政支出對農(nóng)村居民消費水平產(chǎn)生較強正向沖擊，而平均每戶常住人口、省內(nèi)研究生畢業(yè)人數(shù)對農(nóng)村居民消費水平產(chǎn)生較強負向沖擊。平均每戶常住人口對農(nóng)村居民消費水平的沖擊前期十分顯著，隨后迅速減弱；財政支出對農(nóng)村居民消費水平?jīng)_擊持續(xù)時間相對短，正負沖擊交替出現(xiàn)，財政支出在短期內(nèi)對消費水平影響顯著，財政支出能夠減輕農(nóng)村居民經(jīng)濟負擔，刺激消費；省內(nèi)研究生畢業(yè)人數(shù)對農(nóng)村居民消費水平的影響前四期均為負向沖擊，隨后在第五期轉(zhuǎn)為正向沖擊達到最大，之后正負沖擊交替出現(xiàn)且沖擊微弱。省內(nèi)研究生畢業(yè)人數(shù)對消費的刺激依賴于豐富的消費市場，農(nóng)村單一的消費市場使得其沖擊表現(xiàn)為負向。

第三，財政支出、省內(nèi)研究生畢業(yè)人數(shù)對農(nóng)村居民消費水平貢獻率較高。方差分析表明，人均年收入對居民消費水平的貢獻率為6.5%，平均每戶常住人口對農(nóng)村居民消費水平貢獻率為9.5%，財政支出對農(nóng)村居民消費水平貢獻率為30%，省內(nèi)研究生畢業(yè)人數(shù)對農(nóng)村居民消費水平貢獻率為21%。受教育程度的提高使得消費需求多元化，對消費市場的豐富性要求更高；財政支出的增加可以改變農(nóng)村居民的消費者預期，其消費行為對財政支出依賴程度高。

由實證分析可知，目前安徽省農(nóng)村居民消費意愿受收入影響較為顯著；農(nóng)村消費市場單一，消費需求得不到滿足；農(nóng)戶消費行為對財政支出以及受教育水平依賴性較高，據(jù)此提出以下三點政策建議：

第一，豐富農(nóng)民的收入渠道，提高農(nóng)戶收入水平。結(jié)合鄉(xiāng)村振興，積極促進農(nóng)村三產(chǎn)融合，增加就業(yè)崗位，拓寬農(nóng)民收入渠道，增加工資性收入，從而提高消費能力。城鎮(zhèn)化是增加農(nóng)村居民收入的重要舉措，穩(wěn)步推進城鄉(xiāng)一體化，發(fā)揮周邊城鎮(zhèn)的輻射帶動作用，積極利用薪酬引力，增加工資性收入的獲得渠道。政府要積極發(fā)揮作用，因地制宜促進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)之間協(xié)調(diào)發(fā)展，形成良性循環(huán)，推進農(nóng)村經(jīng)濟建設(shè)，提高農(nóng)民收入。

第二，培育經(jīng)濟新業(yè)態(tài)，豐富農(nóng)村消費市場。上述研究表明受教育程度高的人群消費結(jié)構(gòu)更為豐富，更偏好于精神文化的消費。因此各地政府應當結(jié)合當?shù)刭Y源優(yōu)勢，加快養(yǎng)老、零售以及教育培訓等服務向各村下沉，促進新消費業(yè)態(tài)發(fā)展，應用人工智能、5G、大數(shù)據(jù)等新一代信息技術(shù)，培育網(wǎng)紅經(jīng)濟、夜間經(jīng)濟、地攤經(jīng)濟、平臺經(jīng)濟、共享經(jīng)濟等新業(yè)態(tài)、新模式。

第三，推行穩(wěn)健的財政政策，適當增加教育支出。農(nóng)村的教育、醫(yī)療、交通等相對落后，是政府增加財政支出的重要對象。因此，穩(wěn)步推進財政向基礎(chǔ)建設(shè)以及招商引資傾斜，改善農(nóng)村人居環(huán)境、招商環(huán)境、營商環(huán)境，刺激消費的同時促進鄉(xiāng)村振興，形成財政支出與消費支出之間的良性循環(huán)。增加教育支出，推進農(nóng)村扶智深入實施，切實提高農(nóng)村受教育水平，通過增加人才資源刺激經(jīng)濟建設(shè)，提高收入水平，間接刺激消費增長。