鄭州信息工程職業(yè)學院 馮 瓊 方錚煬
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農(nóng)村居民消費影響因素分析
鄭州信息工程職業(yè)學院 馮 瓊 方錚煬
本文構(gòu)造一個多元回歸模型,從收入構(gòu)成的角度分析影響農(nóng)村居民消費的因素,以此為分析如何刺激農(nóng)村居民消費提供依據(jù)。
多元回歸模型 農(nóng)村居民家庭人均收入 農(nóng)村居民消費
我國擴大內(nèi)需方面最大的潛力在農(nóng)村,農(nóng)村消費市場存在較大的提升空間。農(nóng)村居民家庭人均收入由工資性收入、家庭經(jīng)營純收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入構(gòu)成。相關部門研究收入構(gòu)成的四部分對農(nóng)村居民消費的影響,可以針對不同居民不同的收入比例判斷其消費水平,有助于企業(yè)有針對性地生產(chǎn)和銷售產(chǎn)品。
本文首先考慮用多元線性回歸模型。數(shù)據(jù)為2007年我國各地區(qū)農(nóng)村居民收入和消費情況,來源于2008年中國統(tǒng)計年鑒。各地區(qū)農(nóng)村居民家庭人均消費為因變量y,工資性收入為自變量x1,家庭經(jīng)營純收入為自變量x2,財產(chǎn)性收入為自變量x3,轉(zhuǎn)移性收入為自變量x4,構(gòu)造模型為:y=β0+β1x1+β2x2+ β3x3+β4x4。數(shù)據(jù)輸入spss進行相關分析,得出下面結(jié)果:
(1)復相關系數(shù)R為0.976,表明所有變量從總體上與因變量之間高度相關;復可決系數(shù)R2為0.952,修正的復可決系數(shù)為0.945,說明自變量對y的解釋能力很強,樣本回歸方程擬合得很好;Durbin—Watson統(tǒng)計量的值DW=1.689,若顯著性水平為5%,根據(jù)樣本容量31,自變量個數(shù)k=4,查表可得dL=1.16、dU=1.74,DW介于兩個值之間,說明隨機誤差項之間的線性相關性不確定,有待深入考察;
(2)顯著性概率P=0.000<0.05,所以顯著性水平為0.05的情況下,回歸方程通過F檢驗,說明線性回歸效果顯著;
(3)變量x3沒有通過檢驗,需要剔除變量。
剔除變量x3后重新將數(shù)據(jù)輸入spss進行相關分析,得出下面的結(jié)論:
(1)復相關系數(shù)R=0.976,說明樣本回歸方程對樣本擬合得很好;Durbin—Watson統(tǒng)計量的值DW=1.632,若顯著性水平為5%,根據(jù)樣本容量31,自變量個數(shù)k=3,查表可得dL=1.23、dU=1.65,DW介于兩個值之間,說明隨即誤差項之間的相關性不確定,有待進一步考察;
(2)顯著性概率P=0.000<0.05,所以顯著性水平為0.05的情況下,回歸方程通過F檢驗,說明線性回歸效果顯著;
(3)自變量x1、x2、x4均通過t檢驗;三個自變量的方差膨脹因子VIF均<10,回歸系數(shù)都有合理的經(jīng)濟解釋,說明回歸模型不存在嚴重的多重共線性問題。
模型通過了R檢驗、F檢驗和t檢驗,但是由于DW檢驗的不確定性,我們無法確定誤差項之間是否存在自相關性,考慮修改模型。
產(chǎn)生自相關性的原因通常有以下幾個方面:①遺漏關鍵變量;②經(jīng)濟變量的滯后性;③如前期消費額對后期消費額一般會有明顯影響;④采用錯誤的回歸函數(shù)形式;⑤蛛網(wǎng)現(xiàn)象,許多農(nóng)產(chǎn)品的供給反映出蛛網(wǎng)現(xiàn)象,即供給量受前一期價格的影響;⑥對數(shù)據(jù)的加工整理。
本例中沒有加工數(shù)據(jù),也沒有遺漏變量,這個模型所研究的問題中不存在蛛網(wǎng)現(xiàn)象。同時,由于數(shù)據(jù)采用的是截面數(shù)據(jù),不存在時間序列相關問題,由此判斷是模型采用的回歸函數(shù)形式出現(xiàn)問題。經(jīng)濟學中的很多問題不是成簡單的線性關系,考慮把模型換為指數(shù)形式。
第一步,在spss中將數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理后進行分析;第二步,模型需要剔除變量xx3,剔除變量后再次進行分析,得出下面的結(jié)果:
(1)Durbin—Watson統(tǒng)計量的值DW=2.161,若顯著性水平為5%,根據(jù)樣本容量31,自變量個數(shù)k=3,查表可得dL=1.23、dU=1.65,可知通過了檢驗,認為隨即誤差項之間是相互獨立的;
(2)回歸方程通過了F檢驗,說明線性回歸效果顯著;
(3)自變量均通過了t檢驗,三個自變量的方差膨脹因子VIF均<10,回歸系數(shù)都有合理的經(jīng)濟解釋,說明回歸模型不存在嚴重的多重共線性問題。
至此,回歸模型通過了各種檢驗,則最終得出的回歸方程為:
lny=2.831+0.299lnx1+0.220lnx2+0.254lnx4
從回歸方程中可以看出,農(nóng)村居民收入中的財產(chǎn)性收入與農(nóng)民消費之間沒有顯著的相關關系,而工資性收入、家庭經(jīng)營純收入、轉(zhuǎn)移性收入均對消費有顯著影響,其中工資性收入對消費的影響最為顯著,轉(zhuǎn)移性收入的影響也較為顯著。結(jié)合農(nóng)村居民收入現(xiàn)狀,可以得出如下分析結(jié)果。
1.從財產(chǎn)收入的定義可以看出,我國目前的農(nóng)村居民通過資本、技術和管理等要素,與社會生產(chǎn)和生活活動所產(chǎn)生的收入較少,這是由于我國農(nóng)村居民的知識水平較低,較難通過技術和管理等要素產(chǎn)生收入。同時,農(nóng)村居民所擁有的動產(chǎn)和不動產(chǎn)數(shù)目與城鎮(zhèn)居民相比較少。
2.家庭經(jīng)營純收入在農(nóng)村居民收入中占有重要比重。很多家庭以傳統(tǒng)的種植農(nóng)作物為主要經(jīng)濟來源。但是,家庭經(jīng)營收入對農(nóng)村居民消費不是最顯著的影響。
3.工資性收入對農(nóng)村居民而言,很大程度上指外出打工收入。從模型中看出,工資性收入對消費的影響最為顯著。
4.轉(zhuǎn)移性收入對農(nóng)村居民消費有較為顯著的影響,這反映出我國近年來對農(nóng)民實施的各項優(yōu)惠政策及對農(nóng)民進行的補貼刺激著農(nóng)民消費。
由于收入的增加、收入構(gòu)成的多元化,農(nóng)村居民收入差距拉開,不同收入群體的消費水平層次分明,不同消費群體的消費熱點各有特點。這說明相關部門在今后開拓農(nóng)村市場、刺激農(nóng)村消費需求方面的啟動措施應有區(qū)別。
ISSN2095-6711/Z01-2016-09-0211
馮瓊,女,高校講師,鄭州信息工程職業(yè)學院雙師型教師;方錚煬,女,鄭州信息工程職業(yè)學院雙師型教師