王長順

【摘 要】 消費是國民經濟結構的重要組成部分，推動國民經濟發(fā)展的主力軍。本文對我國農村居民消費水平的現狀分析，選取1985～2014農村居民人均消費支出為被解釋變量，人均純收入、人均國內生產總值、商品銷售價格指數為解釋變量，得出農村居民純收入、人均國內生產總值、商品銷售價格指數對農村居民的消費性影響都非常突出。最后就如何提高農村居民消費性支出提出了相關的建議。

【關鍵詞】 農村居民 消費水平 影響因素 計量經濟模

一、引言

在經濟發(fā)展的歷史進程中，消費是伴隨其左右的一個重要的內容，如何促進居民消費，擴大內需一直以來是人們關注的熱點和重點。另一方面，中國是一個世界性的農業(yè)大國，農業(yè)人口7.73億，占總人口的56%，農村居民的消費在國民消費總量中所占比重較大，其水平對整個國民經濟的發(fā)展有不可忽視的作用。因此，研究農村居民消費水平的影響因素，采取有針對性的措施，具有十分重要的現實意義。

二、農村居民消費水平現狀分析

（一）我國農村居民消費水平的變動分析

我國農村居民人均消費支出逐年上升，主要分為三個階段。第一階段為：1985～1988年，農村居民消費支出增長相對緩慢，從1985年到2003年農村居民人均消費支出從349元增長至385.6元，之后出現回落，1989、1990年農村居民消費支出低于1985年的狀態(tài)，這是第二階段。第三階段為1991～2014年，居民消費支出呈逐步增長的態(tài)勢。2009年突破了千元大關，達到了1032.3元。

（二）城鄉(xiāng)消費水平對比分析

雖然從農村居民消費支出自身水平來看，從1985～2014年大體上一直都在上漲，可實際增長速度緩慢。我國城鎮(zhèn)居民和農村居民的人均消費支出水平差距在1985～2013年期間，經歷了一個先逐步擴大，接著大概保持平穩(wěn)，最后再縮小的過程。城鎮(zhèn)居民和農村居民消費之比由1985年的2.19：1擴大到1995年的3.76：1，1996～2004年城鄉(xiāng)消費支出的比值在3.40到3.77之間波動，2004年達到最大比值3.77。

（三）2014年全國各地區(qū)農村消費水平現狀分析

為了更直觀了解全國各地區(qū)農村居民人均消費水平現狀，本文將2014年31個省市地區(qū)的農村消費居民人均消費支出原始值與全國總體水平進行對比分析.31個地區(qū)農村居民人均消費支出差別較大，其中有9個地區(qū)超越了全國總體水平，依次是上海、北京、浙江、天津、江蘇、福建、廣東、內蒙古、湖南。上海農村居民人均消費支出達14820元，高出全國總體水平6076元，北京雖然位居第二，但僅比上海低285元。湖北、四川、河北、青海、吉林這幾個地區(qū)農村居民人均消費支出均在8000元以上，雖然低于全國農村居民人均消費支出水平，但十分接近。在剩下的17個地區(qū)中，西藏、貴州、云南、甘肅存在嚴重消費不足，西藏農村居民人均消費為4822元，處于全國最低水平，僅相當于全國2010年的水平。

三、影響農村居民消費的主要因素

（一）居民收入水平對消費的影響

關于收入與消費的關系，一些國外的經濟學家從不同角度進行了分析。凱恩斯認為在短期內消費取決于收入。還有一些國內的學者研究發(fā)現，農民由于各種因素所造成的收入不穩(wěn)也在某種程度上牽制了農村消費。總之，收入是影響居民消費的最大因素是被廣泛認同的。1985～2014年農村居民純收入與消費支出的變化趨勢，可以看出整個樣本期間純收入與消費支出的圖形變化大體上一致，都是呈向上發(fā)展的趨勢。

（二）經濟發(fā)展水平對消費的影響

本文選取人均國內生產總值指作為相關影響因素。人均國內生產總值的變化趨勢，自1985年到2014年，人均國內生產總值呈現上漲趨勢，主要分為兩個階段。第一階段：1985～1997年，人均國內生產總值增長相對緩慢，1997年人均國內生產總值為2400億元，相比1985年增長了1542億元，翻了接近三番。第二階段：進入21世紀以來，呈現快速上漲的趨勢，2014年我國人均國內生產總值已高達4131億元，表明我國經濟高速發(fā)展。人均國內生產總值與農村居民人均消費支出的散點圖大致呈線性，隨著人均國內生產總值的增長，農村居民人均消費支出相應增多，在一定程度上反映了兩者之間存在一定的正相關關系。

（三）物價變動對消費的影響

由于可供人們消費的商品總是以一定的價格形式體現出來，但消費者的收入水平卻是有限的。在一定的收入水平情況下，消費者為了滿足自身對商品的需求，依照消品的價格，在不同商品之間進行合理的取舍成了一種必然。國外經濟學家F.Allen&Faulhaber;在商品價格的變動趨勢方面做過科學的研究分析，并且對居民消費水平的變化做出總結，認為國民貨幣購買力受到商品價格影響會有相應調整，從而居民消費水平隨之發(fā)生波動。本文選取商品銷售價格指數作為相關影響因素，分析其特征。商品銷售價格指數的變動趨勢分為三個階段，第一階段為：1985～1996年，商品銷售價格指數呈快速增長；1996年商品銷售價格指數為294.9%，是1985年的3倍。第二階段為：1997～2003年，商品銷售價格指數出現了小幅度的下降，下降幅度為8.9%；第三階段為：2004～2014年，商品銷售價格指數緩慢增長，11年時間上漲了二十五個百分點。

四、農村居民消費影響因素的實證分析

本文選取農村居民人均消費性支出（Y）為被解釋變量，農村居民人均純收入（X1）、人均國內生產總值（X2）、商品銷售價格指數（X3）為解釋變量，建立多元回歸模型進行實證分析，數據來源于2015年《中國統(tǒng)計年鑒》，樣本區(qū)間為1985～2014年。為剔除物價水平變動的影響，農村居民人均消費性支出與人均純收入、人均國內生產總值均以1985年為基期的可比價格計算得到實際值。

1.模型的設定：Y=C+β1X1+β2X2+β3X3+μ，利用OLS法估計模型，得到如下回歸結果：

Y=103.1+0.61X1+0.09X2-0.705X3

（14.3）（31.4）（8.22）（-12.6）

R2=0.9991，=0.9989，DW=1.105，

2.異方差檢驗在實際研究中，有很多種方法可以進行異方差檢驗，在這里用懷特檢驗方法來進行檢驗。異方差性檢驗得到的卡方統(tǒng)計量χ2的值為nR2=1.351556，F統(tǒng)計量的p=0.9792>0.05，所以接受原假設，拒接備擇假設，即該模型不存在異方差。

3.自相關性檢驗上述回歸方程DW統(tǒng)計量=1.106，存在自相關性，以下為模型的修正?？芍狣W=1.942>Du=1.65。因此最終模型為：

Y=103.7+0.61X1+0.09X2-0.68X3

（17.13）（36.38）（9.30）（-14.92）

R2=0.9994，=0.9993，DW=1.94

五、建議

收入是消費的前提條件，所以要想提高農民消費水平，首先應提高農民的收入。而農民的收入主要來源于就業(yè)創(chuàng)業(yè)的工資性收入以及農產品帶來的經營性收入。農業(yè)與其他方面的產業(yè)相比，其勞動生產比較容易受到其他因素的牽制，且受自然災害影響較為嚴重，農民在很大程度上要依據天氣與環(huán)境變化來看收成，好的情況下能有較好的收入，反之，將會顆粒無收。因為這種不可控的自然環(huán)境因素，農民的收入無法得到有效保障。但是高科技在很大程度上能夠幫農民解決這些問題，若農民可以多多引入高科技來發(fā)展農業(yè)，則在收入上會有很大幅度的提高。在西方國家，也多是依托高科技來發(fā)展農業(yè)，在全世界得到高速推廣的。中央與地方在財政上加大對農業(yè)的投入力度，尤其應加大對水利基礎設施建設方面的投入力度。中央與地方在財政上加大對農業(yè)的投入力度，尤其應加大對水利基礎設施建設方面的投入力度，因為良好的水利設施條件是實現農業(yè)優(yōu)化生產的基本保障。由此可以使得農業(yè)生產條件和農民生活條件得到雙方面的同時提高，使農民在政府這堅實的后盾支持下，達到有效提高收入的目的。

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