影响农村消费的收入结构效应分析

是 否 +2 论坛币

k人 参与回答

经管之家送您一份

应届毕业生专属福利!

求职就业群

赵安豆老师微信：zhaoandou666

经管之家联合CDA

送您一个全额奖学金名额~ !

立即领取

感谢您参与论坛问题回答

经管之家送您两个论坛币！

+2 论坛币

　摘  要：本文利用可同时讨论多个相互关联模型的似不相关回归（SUR）分析方法，以2000年-2006年我国31省市农村居民收入与消费的面板数据为研究对象，比较分析了工资性收入、家庭经营性收入、财产性收入以及转移性收入对农村居民七大类生活消费支出的影响。回归结果表明，工资性收入对农民住房支出和文教娱乐用品及服务支出影响显著；家庭经营性收入对农民食品、衣着、交通及通讯、医疗保健支出作用明显；转移性收入主要影响农民家庭设备用品及服务的消费支出。这一结果为决策层在启动农村消费，制定农民增收政策方面提供了可以参考的依据。　　关键词：农民收入结构，农村消费，似不相关回归（SUR）
　　随着金融危机的持续蔓延，对中国经济的负面影响日益加深，对农业农村发展的冲击不断显现，一直存在的农民增收难、消费低问题将会更加突出。新年伊始，中央发布题为《中共中央国务院关于2009年促进农业稳定发展农民持续增收的若干意见》的2009年一号红头文件，这份温暖亿万农民心的中央文件以促进农业稳定发展、农民持续增收为主题，也是中央决策层连续第六年将一号文件的落脚点锁定于“三农”领域，说明在国内外经济形势急转直下的情况下，稳定农业，增加农民收入，刺激国内消费，成为决策层维稳中国经济寄予厚望的政策取向之一。如何实现农民增收，扩大农民消费，进一步启动农村消费市场成为当前亟待解决的重中之重。
　　国内学术界对于农民收入与消费的问题有不少研究，刘建国（1999）[1]在弗里德曼的持久收入假说消费理论框架下，对我国农户消费倾向偏低的原因进行分析后认为，暂时收入的波动较大是引起收入不稳定的主要原因，进而导致农村居民消费的下降；王宏伟（2000）[2]分阶段研究我国农村居民的消费行为，认为农民消费对持久收入的敏感性较强，弹性为0.8271，对暂时收入的敏感性较弱，弹性为0.1278；朱信凯（2005）[3]、刘兆博（2006）[4]等都对农村居民的收入消费问题进行了研究，但这些文献多以定性分析为主，大多侧重于收入总量对消费的贡献率测算，甚少有文献是以收入的不同构成为视角去分析消费问题的。实际上，我国农村居民家庭人均纯收入主要由工资性收入、家庭经营性收入、财产性收入和转移性收入四部分构成，各部分收入对最终消费的影响不一。而利用可同时讨论多个相互关联模型的计量分析方法来研究此类问题的文献目前还没有，收入的不同构成对最终消费走向有怎样的影响和决定程度不得而知，这使得政策界在做出提高农村居民收入消费水平的决策时有很大的盲目性和不确定性。
　　本文采用似不相关（SUR）模型将收入结构对消费的拉动作用进行定量分析。和以往文献相比，本文的贡献在于：首先采取似不相关回归模型控制了在某一特定年份，不同类型的消费可能同时受到一些共同宏观因素的影响所导致的回归统计量偏差；其次，同时将消费和收入按其构成细分，研究不同收入部分对各类消费的影响，实证结果更具现实指导意义。
　　一、模型的设定
　　影响居民消费的因素有很多，如消费习惯、利率、心理预期等，从以往研究文献来看，国内外学者都比较一致的认为收入是影响居民消费支出最直接、最具决定性的因素[5-6]。我国农村居民家庭人均纯收入主要由工资性收入、家庭经营性收入、财产性收入和转移性收入四部分构成，其生活消费支出主要有食品支出、衣着支出、住房支出、家庭设备用品支出、交通及通讯支出、文教娱乐用品及服务支出、医疗保健支出等七个方面。启动农村居民的消费，必须首先要提高他们的收入水平，但并非是每一部分收入的边际消费倾向都高，这就需要具体分析影响农村居民消费支出的收入构成，在制定农民增收政策方面，充分考虑各部分收入对扩大消费的带动能力和驱动水平，进一步提高公共政策的针对性和有效性。
　　基于此，本文利用2000年-2006年中国31省市农村居民收入与消费的面板数据作为研究对象，拟对影响农村居民消费的收入性因素进行深入、系统的研究。按照前文所述，将影响农村居民七大类生活消费的四大收入影响因素纳入回归模型中，将模型设定为：
　　lnCi,pt=α+lnYij,ptβ+e.（1）
　　其中，下标p,t分别代表省份和年份，表示我国农村居民的第i种消费支出（i=1，2，3…7），包括食品、衣着、住房、家庭设备及服务、交通通讯、文教娱乐用品及服务、医疗保健等七类支出；Yj分别表示农村居民的工资性收入、家庭经营性收入、财产性收入以及转移性收入（j=1，2，3，4）；lnCi为（7×1）维向量，lnYij为（7×4）维矩阵，e表示随机误差项，为（7×1）维向量。数据来源于《中国统计年鉴》和《中国农村统计年鉴》。
　　二、似不相关回归（SUR）方法
　　由于面板数据的两维特性，模型设定的正误决定了参数估计的有效性[7]。因此，首先要对模型的设定形式进行检验，主要检验模型参数在所有横截面样本点和时间上是否是相同的常数。我们采用了广泛使用的协方差分析来检验如下两个假设：
　　H1:截距α和斜率β在不同的横截面样本点和时间上都相同。
　　lnCi,pt=αi+lnYij,ptβij+ei.（2）
　　H2:斜率β在不同的横截面样本点和时间上都相同，但截距α不同。
　　lnCi,pt=αi,p+lnYij,ptβij+ei.（3）
　　显然，如果接受了假设1，则没必要进行进一步检验；如果拒绝了假设1，则应对假设2进行检验。如果假设2也被拒绝，则应采用下式，即截距项和斜率项均不一致。
　　lnCi,pt=αi,p+lnYij,ptβij,p+ei.（4）
　　检验可通过两个F检验进行。

　　表1 模型筛选的F检验

　　Tab.1 F-Test for model selection

　　注：①模型1-7为4大类收入分别对食品、衣着、住房、家庭设备及服务、交通通讯、文教娱乐用品及服务、医疗保健等7类支出的回归模型。

　　    ②*表示10%的显著性水平下显著，**表示在5%的显著性水平下显著。

　　表1的结果显示，在5%的显著性水平下，食品、衣着、住房、家庭设备及服务、交通通讯、文教娱乐用品及服务等六项支出的F1值小于临界值，说明不同省市农民的各项收入对这六种类型消费支出的影响在方向与大小上没有显著的差异，而对医疗保健支出的F1值大于临界值，F2值小于临界值，说明尽管不同省市的收入本身对医疗保健的消费影响方面没有明显的不同，但不同省市区的其他因素，如地方政策、消费习惯、文化、预期等对医疗保健支出的影响却有着显著的差异。原则上对模型1-6采取（2）式予以回归，模型7采取（3）式予以回归。注意到对模型1-7进行序列自相关检验，根据Durbin-Watson表5%临界点下限临界值为dl=1.59，上限临界值为du=1.76，结合表1的结果可知，DW统计值普遍拒绝原假设，即存在一阶自相关，在临界区域内，模型残差存在序列相关。故采用Cochrane-Orcutt迭代法建立加入了AR（1）的一阶自回归误差模型，相应回归的DW检验值普遍提高，再次根据判定区域可知此时各模型随机误差项的自相关性已经消除。
　　对于单个模型而言，以上模型设定是相对准确的，但进一步考虑到某一特定年份，不同类型的消费可能同时受到一些共同宏观因素的影响，因而各类消费回归方程之间的随机项是相关的。这种同时期相关的存在，使得合并时间序列数据和截面数据的似不相关回归估计（SUR）比单独估计每个方程更有效。故本文在上述分析基础上采用似不相关回归方法进行实证分析。似不相关回归的特点在于允许扰动项的同期相关及各截面单位可以有不同的解释变量，在给定的时间内，似不相关回归方程组中不同方程扰动项的相关性反映了某种共同的不可知因素带来的影响。一般说来，不同方程的扰动之间越相关，或者不同方程的解释矩阵相差得越大，利用超模型所得到的SUR估计就会比单方程的OLS估计越具有估计效率[8]。在采用SUR估计前，首先对各方程进行同期相关性检验，如果方程之间不存在同期相关，那么对各个方程单独使用最小平方法估计是完全有效的，由此设定同期相关检验的零假设和备择假设为：
　　H0：各方程扰动项不相关,
　　即Cov(εm,εn)=0，(m≠n,m，n=1,2⋯,7)
　　H1：至少一个协方差非零。
根据Breusch&Pagan（1980）提出的统计量：
   
　　T为每个方程的观测值个数，为各方程残差之间协方差的一致估计量。在假设下，服从自由度M（M-1）/2的渐进χ2分布，检验结果见表2。

　　表2 同期相关性检验结果

　　Tab.2　Contemporaneous correlation test results

　　从检验结果中可以看出统计值显著拒绝原假设，即各方程扰动项存在同期相关，与本文预期一致。故运用似不相关回归（SUR）方法对联立方程组进行回归估计。SUR估计能有效的消除方程扰动项的异方差性、同期相关性和序列相关性。
　　三、回归结果分析
　　根据2000年-2006年我国31省市农村居民收入与消费的面板数据，利用STATA分析软件进行SUR估计，结果见表3。

　　表3 SUR回归结果

　　Tab.3 SUR results

　　注:*表示在10%的显著性水平下显著,*表示在5%的显著性水平下显著,***表示在1%的显著性水平下显著。

　　根据表3可知，工资性收入对农村居民住房支出和文娱用品及服务支出影响最为显著。就住房支出而言，工资性收入每增加1%，将带动住房消费支出增加0.45%。由此可见，大多数农民工打工在外的目的就是希望能够买房置家，用于装潢、维修、租赁等方面的住房支出随其对住房条件和居住环境的日趋讲究而随之扩大，工资性收入的多少与稳定程度对农村的住房建设和与之相关的产业链有着直接的关联，因此，若想促进农户对于住房及其相关消费品的支出，增加其工资性收入收效颇多；就文教娱乐用品及服务支出而言，工资性收入对其影响也较为突出，其边际消费倾向为0.53.然而近年来农民在文娱用品方面的支出不增反降，2000年人均此类消费11.2元，2007年下降为6.52元，降幅为41.8%，农民对教育的投入较低与农村教育整体上较为薄弱不无关系，此外，农民之于休闲娱乐类消费品的花销更是有心无力，因此，在扩大此类消费支出方面，既要提高农民工资性收入水平，又要加强中央及地方政府对农村教育的扶持力度，全面提升农民生活质量。
　　家庭经营性收入主要影响农民食品、衣着、交通及通讯、医疗保健等生活消费的支出。根据表3对比可知，其对食品、衣着这类生活必需品的边际消费倾向较高，分别为0.40和0.30。说明农民对于初级消费的支出主要依赖于家庭经营性收入，这类收入为农民的基本生活提供了保障；值得注意的是，家庭经营性收入之于交通及通讯支出的边际消费倾向是所有七大类生活消费支出中最高的，达到了0.82。2007年农民人均交通及通讯支出9.48元，比2000年增加3.88元，增长1.7倍，农村居民对于农用汽车、中低档家用轿车这类新型交通工具以及移动电话这类通讯工具有相当强的购买欲望，其消费空间不容小觑，家庭经营性收入的增加对这类消费品支出的扩大有很强的带动作用；此外，家庭经营性收入对农民医疗保健支出的影响也较为明显，当这类收入每增加1%时，其用于医疗保健类的支出将增加0.63%。随着农村消费结构的不断升级，之于医疗保健类的支出逐年提高，从2000年的人均87.6元上升到2007年的328.4元，占农民人均消费性支出的比重大幅度上升，从2000年的5.2%扩大到2007年的10.19%，一方面说明农村居民对自身健康及保健的意识大大增强，农村消费正从数量扩张型的满足温饱向注重生存质量型的小康转化，然而从另一个角度也反映出农民的医疗负担较大，农村的医疗保障制度需要进一步完善。
　　财产性收入由于其占农村居民家庭人均纯收入的比重较低，且来源单一，主要是利息收入和租金收入，对农民各项生活消费支出的影响有限。相对而言，对衣着消费的影响较大，其边际消费倾向为0.18，即当农户的财产性收入每增加1%时，用于衣着服装上的消费将增加0.18%，农户对于这类收入的支出还仅停留在生活必需品的消费上。
　　转移性收入对农民家庭设备及服务支出的影响较为显著，其边际消费倾向为0.32%，当农村居民的转移性收入增加时，他们更愿意将其用于彩电、冰箱、洗衣机等家用电器的消费，这也是当前“家电下乡”活动开展得如火如荼之原因所在。从2009年2月1日起，家电下乡在原来14个省市的基础上，开始向全国推广，产品也从过去的四个增到八个，除了之前推出的“彩电、冰箱、手机、洗衣机”之外，本次家电下乡又新增了摩托车、电脑、热水器和空调。它们和彩电等产品同样享受13%的补贴。据商务部和财政部统计，2008年财政补贴家电下乡资金达到104亿元，累计拉动消费9200亿元。
　　四、结论
　　从消费角度来看，在经济恢复初期，由于未来预期不明朗使得农民长期消费意愿淡薄，消费信心不足，预期下降，加之农村消费支出中缺乏刚性较强的品种，农民食品和衣着类的各类消费可能面临全面下滑；住房类支出由于受农民工资性收入降低所累，上升空间有限；教育娱乐、医疗保健类消费启动尚需时日；相比之下，交通及通信类支出在消费支出中具有较强的抵御短期周期波动的能力；家庭设备及服务类支出由于沐宏观政策之春光消费前景广阔。从长期来看，当物价平稳后耐用消费品仍将逐步成为农民消费支出增长的主要动力，此外，由于农村各项消费品距饱和尚早，加之国家对于“三农”问题的关注程度之高，扶持力度之大，未来农村消费市场将会出现一片大好的局面。
　　从收入角度来看，工资性收入和家庭经营性收入是提高农民消费水平的中坚力量，转移性收入是增加农民消费支出的新生力量，财产性收入为扩大农民生活消费开辟了新的空间。为进一步启动农村消费市场，扩大国内需求，一方面要继续提高粮食最低收购价格，保持农产品合理价格水平，挖掘农业内部增收潜力；另一方面，要广开就业门路，做好增加农民就业和鼓励农民返乡创业“两篇文章”，力保农民工资性收入稳增不降；此外，中央和地方财政还应加大对“三农”转移支付的力度，落实粮食直补、良种补贴、农机具购置补贴和农资综合直补等一系列优惠政策，带动农民转移性收入的增加，同时提高农村土地征占用补偿水平，加快农民土地流转，鼓励农民参加入股投资，促动财产性收入的提升。
　　参考文献：
　　[1]刘建国。我国农户消费倾向偏低的原因分析[J]。经济研究，1999，（3）：52-58.Liu J G.The reason analysis of Chinese peasants‘ low consumer tendency[J]。Economic Research Journal，1999，（3）：52-58.（In Chinese）
　　[2]王宏伟。中国农村居民消费的基本趋势及制约农民消费行为的基本因素分析[J]。管理世界，2000，（4）：163-174.Wang H W. The analysis of the basic trend of Chinese rural residents‘ consumption and the fundamental factors of restricting their consumption[J]。Management World，2000，（4）：163-174.（In Chinese）
　　[3]朱信凯。流动性约束、不确定性与中国农户消费行为分析[J]。统计研究，2005，（2）：38-42.Zhu X K.The analysis of liquidity constraint，uncertainty and consuming activities of Chinese farmers[J]。Statistical Research，2005，（2）：38-42.（In Chinese）
　　[4]刘兆博。当代农民消费行为研究[J]。财经科学，2006，（2）：75-83.Liu Z B.The research of present farmers‘ consumer behavior[J]。Finance & Economics，2006，（2）：75-83.（In Chinese）
　　[5]Flavin，M.，A.The Adjustment of Consumption to Changing Expectations about Future Income [J]。 Journal of Political Economy， 1981.
　　[6]Campbell，J.Y，N.G. Mankiq. Consumption，Income，and Interest Rates：Reinterpreting the Time Series Evidence [J]。NBER Macroeconomics Annual，1989.
　　[7]伍德里奇。横截面与面板数据的经济计量分析[M]。中国人民大学出版社，2007.Jeffrey M. Wooldridge.Econometric analysis of cross section and panel data[M]。China Renmin University Press，2007.（In Chinese）
　　[8]张彬。美国在NAFTA中的贸易创造与贸易转移：1994-2003[J]。世界经济，2005，（8）：15-16.Zhang B. USA‘s trade creation and trade shift in NAFTA：1994-2003[J]。The Journal of World Economy，2005，（8）：15-16.（In Chinese）

作者：湖南大学经济与贸易学院 葛晓鳞 郭海昕 来源：《湖南大学学报·自然科学版》2010年第6期

扫码加我 拉你入群

请注明：姓名-公司-职位

以便审核进群资格，未注明则拒绝

分享0 收藏2 回帖

关键词：效应分析 Expectations Interpreting consumption Fundamental 收入 效应 结构 农村 消费

谢谢。。。。。

学习一下喽，和自己的兴趣比较相近的