摘 要：本文針對我國是一個農業(yè)大國的基本國情，選取我國1978年-2015年的相關數據，對我國農村居民消費水平影響因素進行計量經濟分析、檢驗，并對各因素的影響程度的大小進行比較，最終建立合適的回歸模型。通過對最終的回歸模型進行經濟意義上的分析，提出相關的政策建議。

關鍵詞：農村居民消費水平；回歸模型；自相關；計量經濟學

一、研究背景

投資、出口與消費是國民經濟的三大支柱。隨著我國經濟發(fā)展進入新常態(tài)，我國經濟處于換擋期。投資的增加對經濟的提振收效較小，我國于2013年首次提出“一帶一路”經濟帶，通過對周圍基建的投資，來加大出口達到合作共贏的目的。隨著特朗普上臺，美國政府退出TPP加入“一帶一路”經濟帶，“一帶一路”政策發(fā)展一片大好。但是目前全球仍處于疲軟狀態(tài)，僅靠出口的增長難以維持我國經濟的中高速增長目標。

因此，國內市場的消費擴張仍是經濟增長的研究重點，我國雖然在過去的幾十年快速發(fā)展中城鄉(xiāng)人口比例發(fā)生了巨大的變化，但是13億人口中仍有6億農村人口。農村地區(qū)的人口規(guī)模決定了我國的農村市場體量巨大，對拉動國內需求有積極作用。而刺激農村居民消費是打開農村市場的關鍵，為此對我國農村居民人均消費影響因素進行實證分析。

二、文獻綜述

相對于西方完善的消費理論體系而言，我國的消費理論雖然發(fā)展快，但是起步晚，因此至今仍未形成一個完整的理論體系。在20世紀80年代到90年代，國內很多學者利用掌握到的數據對農村居民的消費問題進行深入研究，近年隨著能夠掌握的經濟數據逐漸增多，很多學者對擴大國內有效需求的研究越發(fā)傾向于數量化更加顯著的計量經濟學實證分析。對過去幾十年國內學者的研究進行總結，各位學者的觀點大致可以歸納為以下幾點：

一是農村居民收入的平均水平和穩(wěn)定性制約發(fā)展。尹世杰（2001）認為，農民的收入水平低、消費環(huán)境差、消費觀點滯后是其消費水平不高的主要原因。劉建國（1999）認為農民收入的不穩(wěn)定性以及社會保障制度不健全導致農民消費傾向偏低，是不利于擴大內需的根本性原因。二是驗證持久收入假說在我國農村消費市場的可行性。李景華（2006）使用2000年-2004年的數據對持久收入和相對收入假說進行了檢驗，肯定了我國國情下持久收入假說理論的正確性，并指出農村居民當前消費的主要影響因素為農村居民的持久性收入。

前輩們做出的成果對我國的經濟發(fā)展產生過巨大貢獻，但是由于我國國情的特殊性，僅僅套用國外的消費理論通過對要素分析所得到的結論往往不夠可靠。因為國外的消費理論大多建立在一個相對穩(wěn)定的經濟系統(tǒng)的前提下，而中國即使在經濟增速不斷放緩的今天仍保持著經濟的中高速發(fā)展，經濟體所處系統(tǒng)相對穩(wěn)定的假定很難站住腳。所以，與以往的農村居民消費水平研究的相關文獻不同，本文利用1985年-2015年的農村人均純收入和人均消費性支出和歷年的消費價格指數進行實證分析，試圖立足于歷史數據對中國農村居民消費與收入水平之間的動態(tài)關系進行研究。

三、變量選取、數據來源及模型構建

1.變量的選取

首先，我們選取“農村居民全年人均消費性支出”作為被解釋變量；其次，我們選取“農村居民全年人均純收入”和“消費價格指數”作為解釋變量。

（1）農村居民全年人均消費性支出Y：指平均每位農村居民當年用于滿足家庭日常生活消費的全部支出，是衡量農村居民消費水平的重要指標。

（2）農村居民全年人均純收入X1：指特定時期平均每位農村居民所獲得的總收入扣除獲取收入所發(fā)生的費用后產生的凈所得。農村居民全年人均純收入的增加會在一定程度上促進農村居民消費水平的提高。

（3）消費價格指數X2：是度量一攬子有代表性的消費品和服務價格水平隨時間變化而變化的相對數。消費價格指數的增加會在一定程度上使農村居民消費水平下降。

2.模型的設定

根據選取的解釋變量與被解釋變量，初步設定模型為：，其中，為隨機擾動項。

3.數據的收集

通過查閱和整理資料，得到各變量的原始數據，但是由于原始數據中人均純收入和人均消費支出均為以現價進行計量，所以在模型估計時往往會導致一定的誤差。因此，我們統(tǒng)一以1985年的數據為基期，通過將全年人均純收入乘以修正系數對原數據進行修正，將數據匯總得到表1。

4.模型的估計

將數據錄入EVIEWS進行參數估計，得到回歸方程：

回歸結果如圖1所示。

由圖1可知可決系數R2=0.994705，模型的擬合程度好，可決系數很高，這表明人均收入和居民消費價格指數對農村居民人均消費支出有顯著影響。

四、模型檢驗及修正

1.經濟意義的檢驗

由估計的結果可以看出，β1>0，β2<0說明隨著人均收入的增加，農村居民人均消費性支出是增加的；隨著消費價格指數的增加，農村居民人均消費性支出是減少的。因此，我們可以判定所估計的模型是符合經濟意義的。

2.統(tǒng)計推斷檢驗

（1）擬合優(yōu)度：可決系數R2=0.994705，所以模型擬合的很好。

（2）F檢驗：F=2630.062，取α=0.05，有F0.05（2，28）=3.34。F>F0.05（2，28），所以模型的線性關系在0.95的置信水平下顯然成立。

（3）t檢驗：在α=0.05的情況下，由圖1可知，變量X2和C所對應P值均大于0.05，所以模型未通過檢驗。

3.計量經濟學檢驗及修正

（1）多重共線性

①模型的多重共線性檢驗

根據上文統(tǒng)計推斷檢驗結果可以看出，雖然模型的擬合優(yōu)度R2=0.994705，模型的擬合非常好。但是各解釋變量均未通過參數顯著性檢驗，因此初步判定模型存在多重共線性。我們使用EVIEWS做出變量間的相關系數矩陣，見表2，所以我們判定模型存在多重共線性。

②模型的多重共線性修正

由于本模型為了保證其簡潔性，在模型初步建立時涉及的變量較少。所以，修正模型多重共線性的過程中，我們通過變換模型形式修正模型的多重共線性。

通過對比一系列模型形式變換對多重共線性的調整結果，我們最終設定模型形式為：

回歸結果如圖2所示

從以上回歸結果可知，各變量均非常優(yōu)秀的通過了t檢驗，模型也非常好的通過了F檢驗，且模型的擬合優(yōu)度R2=0.941258擬合程度非常高。因此，我們判定修正后的模型不存在多重共線性，得到新的回歸方程：

（2）異方差性

①異方差的檢驗（懷特檢驗法）

使用懷特檢驗法對檢驗回歸模型的異方差，結果如圖3所示。

②異方差的修正（加權最小二乘法）

我們通過設置權重w=1/abs（resid），在EVIEWS進行加權最小二乘估計，回歸結果如圖4所示。

我們對修正后結果再次進行懷特檢驗，結果如圖5所示。

由圖5可知obs*R-squared=8.823086；Probability=0.11633>0.05。所以修正后的模型不存在異方差，則修正后的模型為：

（3）自相關性

①自相關性的檢驗（PAC檢驗法）

如圖6，模型的第1期偏相關系數的直方塊超過了虛線，因此存在著一階自相關。

②自相關性的調整（加入項）

在已有WLS命令中加上AR（1），使用迭代估計的方法建立模型。結果如圖7所示。

由圖7可知，加入AR（1）項后，模型的自相關性仍未得到修正。所以，我們繼續(xù)修正模型，在命令后再加上AR（2），使用迭代估計法建立模型，結果見圖8。

4.最終模型

在對最初建立的模型進行經濟意義檢驗、統(tǒng)計推斷檢驗、計量經濟學檢驗后，我們對模型進行了多次修正，最終得到了農村居民人均消費性支出和各解釋變量之間的函數關系式：

五、總結

首先，本文利用1978年-2015年中國農村居民的人均消費支出、人均純收入和消費價格指數的數據，采用OLS的計量經濟學方法對其進行分析，得出的結論是：隨著人均收入的增加，農村居民人均消費性支出是增加的；隨著消費價格指數的增加，農村居民人均消費性支出是減少的。其次，根據前文自相關性的修正過程，我們發(fā)現，農村居民人均消費支出或許存在一定的滯后期，即當期的消費可能受到前一期甚至前幾期消費的影響。最后，促進農村居民消費支出增長的核心在于發(fā)展農村的經濟，增加農村居民的人均純收入。具體措施有：

（1）加快農村消費市場建設，加大農村建設的投資力度，建立以PPP為范例的政府、市場相結合的農業(yè)投資系統(tǒng)。

（2）加快新時代“土地政策改革”，推進農業(yè)現代化。2000年至今我國大部分地區(qū)，已實現了農業(yè)生產的小型機械化。但由于土地過于碎片化，大型機械化的推行進展緩慢，要推行大農場承包模式，化零為整，進一步解放生產力提高農村居民的人均收入。

（3）加強農村基礎設施建設，加大農民職業(yè)技能培訓，培養(yǎng)專業(yè)農民，將剩余的勞動力輸送至其它行業(yè)，創(chuàng)造主營業(yè)務外收入。

參考文獻：

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[4]徐曙敏.我國農村居民人均消費支出與人均純收入的實證分析[J].宜春學院學報，2012，34（01）：37-40+69.

作者簡介：方天翔（1997- ），安徽阜陽人，安徽財經大學在讀本科生，研究方向：金融工程