黃令豪，周子元

（桂林理工大學(xué)商學(xué)院 ,廣西 桂林 541004）

信陽(yáng)的農(nóng)村人口占比在整個(gè)河南的地級(jí)市中是比較高的，2005年農(nóng)村人口占比為72.6%，2018年為52.4%。農(nóng)村居民的居住條件問(wèn)題是關(guān)系到農(nóng)村居民生活質(zhì)量的一個(gè)重要方面，經(jīng)筆者觀察發(fā)現(xiàn)，信陽(yáng)市農(nóng)村居民的人均住房面積從2005年的27.1平方米增加到2018年的41.7平方米。根據(jù)此現(xiàn)實(shí)，筆者想研究信陽(yáng)市農(nóng)村居民的人均住房面積的迅速增長(zhǎng)和哪些因素有關(guān)？據(jù)此對(duì)增長(zhǎng)的機(jī)制做出推斷。

1. 研究設(shè)計(jì)

筆者查閱了相關(guān)的研究文獻(xiàn)和河南統(tǒng)計(jì)年鑒，以信陽(yáng)市的農(nóng)村居民的人均住房面積為被解釋變量，以信陽(yáng)市農(nóng)村居民的人均可支配收入、信陽(yáng)市的城鎮(zhèn)化率為核心解釋變量，以信陽(yáng)市的人口凈流出率和信陽(yáng)市農(nóng)村居民居住支出價(jià)格指數(shù)為控制變量，建立多元回歸模型進(jìn)行分析。從理論上講，上述4個(gè)因素對(duì)解釋變量的可能的影響機(jī)制如下：

農(nóng)村居民的人均可支配收入對(duì)人均住房面積可能有正向影響，可能的影響機(jī)制是人均收入提高使得居民有資金用于舊房的改造擴(kuò)容，或者新建住房，從而增加人均住房面積。當(dāng)然，由于不同家庭的現(xiàn)實(shí)情況是多樣化的，一方面，由于農(nóng)村的居住問(wèn)題并不像城市那么緊張和突出，所以增加的收入用于增加住房面積可能并不是首要的用途；另一方面，如果確有必要進(jìn)行改造擴(kuò)容或者新建，而收入不足，農(nóng)村居民還可能通過(guò)對(duì)外借債來(lái)籌措資金，此種情況下，收入對(duì)人均住房面積的約束作用就不大。

城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村人均住房面積可能有正向影響，影響機(jī)制是：城鎮(zhèn)化就是城鎮(zhèn)常住人口增加的過(guò)程，包括城鎮(zhèn)戶籍人口的增加和一部分戶籍在農(nóng)村但人常住在城鎮(zhèn)居住的人口的增加，也就是一部分居民的常住地從農(nóng)村遷移到城鎮(zhèn)。對(duì)農(nóng)村家庭而言，通常是青壯年由于外出務(wù)工或上學(xué)等原因而遷移到城鎮(zhèn)，老年人和小孩在農(nóng)村留守，從而即使家庭的住房總面積沒(méi)有變動(dòng)，也會(huì)因?yàn)槌Ｗ∪丝诘臏p少而使得人均住房面積增加。

人口凈流出對(duì)農(nóng)村人均住房面積可能有正向影響，影響機(jī)制與城鎮(zhèn)化類似，但存在區(qū)別：城鎮(zhèn)化只反映信陽(yáng)農(nóng)村居民遷移到信陽(yáng)的城鎮(zhèn)居住的情況，不能反映信陽(yáng)的農(nóng)村居民移動(dòng)到信陽(yáng)之外的其他地方居住的情況，所以要把人口凈流出作為一個(gè)控制變量，但查閱統(tǒng)計(jì)年鑒后發(fā)現(xiàn)，并沒(méi)有可用于計(jì)算信陽(yáng)農(nóng)村居民凈流出數(shù)或凈流出率的基本數(shù)據(jù)，但計(jì)算整個(gè)信陽(yáng)的總?cè)丝诹鞒雎实幕緮?shù)據(jù)是在統(tǒng)計(jì)年鑒中能找到的，因此筆者以總?cè)丝诘膬袅鞒雎侍娲r(nóng)村人口的凈流出率作為控制變量，這樣做不精確，但有一定合理性，因?yàn)楦鶕?jù)人口跨市流動(dòng)調(diào)查的結(jié)果，農(nóng)村人口的跨市流動(dòng)數(shù)量遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于城鎮(zhèn)人口的跨市流動(dòng)數(shù)量。統(tǒng)計(jì)年鑒上沒(méi)有直接的人口凈流出率數(shù)據(jù)，筆者采用的算法是：人口凈流出率=（戶籍人口數(shù)-常住人口數(shù)）/戶籍人口數(shù)。

農(nóng)村居住支出價(jià)格指數(shù)對(duì)農(nóng)村人均住房面積可能有負(fù)向影響，影響機(jī)制是：農(nóng)村居住支出主要包括了農(nóng)村居民的水電燃?xì)庵С?，以及房租及自住房折算的租金支出，人均住房面積越大，相應(yīng)的居住消耗就越大，從而居住支出也越大，所以農(nóng)村居住支出價(jià)格指數(shù)的升高可能會(huì)抑制人均住房面積的增加。在統(tǒng)計(jì)年鑒中查到的是環(huán)比價(jià)格指數(shù)，筆者根據(jù)環(huán)比價(jià)格指數(shù)計(jì)算了定基價(jià)格指數(shù)，以2004年為基期。

2. 變量的描述統(tǒng)計(jì)與觀察

筆者所用的指標(biāo)數(shù)據(jù)出自2006-2019年河南統(tǒng)計(jì)年鑒，各變量的符號(hào)和單位是：Y代表信陽(yáng)市農(nóng)村人均住房面積，單位為平方米；X1代表信陽(yáng)市農(nóng)村居民人均可支配收入，單位為元；X2代表信陽(yáng)市的城鎮(zhèn)化率，單位為百分之一；X3代表信陽(yáng)市的人口凈流出率，單位為百分之一；X4代表信陽(yáng)市農(nóng)村居民居住支出價(jià)格指數(shù)，單位為百分之一。變量的描述統(tǒng)計(jì)如下表

表1 變量原始數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計(jì)表

根據(jù)上表最后一行看到，各指標(biāo)的離散系數(shù)都不大，說(shuō)明在本文研究的時(shí)間范圍內(nèi)，信陽(yáng)市在表中所列的5個(gè)指標(biāo)上沒(méi)有很劇烈的變化。

圖1 信陽(yáng)市農(nóng)村居民人均住房面積（單位：平方米）

畫(huà)時(shí)序圖觀察看到，信陽(yáng)市農(nóng)村居民人均住房面積的變化可以分為三個(gè)階段：2005-2010年間是逐年緩慢上升的階段；2011-2013年是略有下降的階段，2014-2017年是逐年明顯上升的階段，到了2018年又略有下降。

3. 回歸分析

筆者用Eviews9.0軟件做回歸分析，首先對(duì)被解釋變量Y進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，采用ADF檢驗(yàn)，經(jīng)嘗試發(fā)現(xiàn)選擇包含趨勢(shì)項(xiàng)的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪乔‘?dāng)?shù)?，在此模型下，ADF統(tǒng)計(jì)量為-3.634，10%顯著性水平的臨界值為-3.420，據(jù)此拒絕原假設(shè)，認(rèn)為Y序列是平穩(wěn)的。因?yàn)閅是平穩(wěn)序列，所以無(wú)論解釋變量序列是否平穩(wěn)，都不會(huì)出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題，從而不需要再對(duì)X1和X4的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。

為了便于解釋回歸系數(shù)的經(jīng)濟(jì)含義及減輕可能存在的異方差問(wèn)題，筆者對(duì)所有的變量都取了對(duì)數(shù)，然后在進(jìn)行回歸分析。結(jié)果如下表。

表2 回歸分析結(jié)果表

通過(guò)比較模型一和模型二發(fā)現(xiàn)，X2的解釋能力強(qiáng)于X1，用R平方衡量的擬合優(yōu)度也比X1高。但是從模型三看到，如果把X1和X2同時(shí)作為解釋變量，雖然擬合優(yōu)度得到明顯提高，但是出現(xiàn)了變量的系數(shù)符號(hào)不合理的結(jié)果，X1的系數(shù)變成了負(fù)數(shù)。經(jīng)計(jì)算發(fā)現(xiàn)X1和X2的相關(guān)系數(shù)為0.86，相關(guān)性較高，存在較嚴(yán)重的多重共線性，因此X1和X2不能同時(shí)作為解釋變量，根據(jù)模型一和模型二的擬合優(yōu)度對(duì)比，應(yīng)當(dāng)保留X2，舍棄X1。模型四是在模型三的基礎(chǔ)上加入兩個(gè)控制變量X3和X4，加入控制變量后也未改變X1的回歸系數(shù)符號(hào)不合理的問(wèn)題，且控制變量都不顯著。模型五是只保留X2作為解釋變量，并加入X3和X4作為控制變量，結(jié)果表明X2的影響是正向的，且在1%的水平下顯著；X3的影響是正向的，但不顯著；X4的影響是反向的，且在5%的水平下顯著。

為了確保模型五的顯著性判斷有意義，對(duì)模型五的殘差進(jìn)行了序列相關(guān)性和異方差檢驗(yàn)。LM序列相關(guān)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為2.809，p值為0.246，所以接受原假設(shè)，不存在序列相關(guān)性。White異方差檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為2.734，p值為0.434，所以接受原假設(shè)，不存在異方差性。在沒(méi)有序列相關(guān)性和異方差問(wèn)題干擾時(shí)，表2中的顯著性檢驗(yàn)是有效的。

4. 研究結(jié)論和啟示

筆者研究發(fā)現(xiàn)，信陽(yáng)市的農(nóng)村居民家庭人均可支配收入對(duì)農(nóng)村人均住房面積的影響在2011年之前是顯著的，但在2011年之后二者的相關(guān)性消失了；與人均可支配收入相比，信陽(yáng)市的城鎮(zhèn)化率對(duì)農(nóng)村人均住房面積的影響更重要，在筆者所研究的時(shí)期內(nèi)影響都是顯著的、正向的；在增加了人口凈流出率和農(nóng)村居住支出價(jià)格指數(shù)作為控制變量后，城鎮(zhèn)化率的影響依然顯著和重要。人口凈流出對(duì)農(nóng)村人均住房面積的影響不顯著，農(nóng)村居住支出價(jià)格指數(shù)的影響是反向的、顯著的。

由此得到的啟示是：不能主觀地把信陽(yáng)市農(nóng)村居民人均住房面積的增加歸因?yàn)檗r(nóng)村居民可支配收入的增加，實(shí)際上，城鎮(zhèn)化在信陽(yáng)市農(nóng)村居民人均住房面積的增加過(guò)程中起到了更大更明顯的作用。也就是說(shuō)，信陽(yáng)市農(nóng)村居民人均住房面積的增加在很大程度上不是因?yàn)檗r(nóng)村居民用增加的收入去新建擴(kuò)建住房引起的，而是因?yàn)槌擎?zhèn)化使得相當(dāng)部分的農(nóng)村居民遷移到城鎮(zhèn)居住而導(dǎo)致的。