鄒勇樹(shù)+向其鳳+余楊

摘要：本文基于2006-2015年我國(guó)西部地區(qū)12個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）農(nóng)村居民收入和消費(fèi)支出的面板數(shù)據(jù)，利用分層線(xiàn)性模型，實(shí)證分析了西部地區(qū)農(nóng)村居民不同收入來(lái)源對(duì)其消費(fèi)行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)農(nóng)村居民不同收入來(lái)源的邊際消費(fèi)傾向存在明顯差異，其中財(cái)產(chǎn)性收入的邊際消費(fèi)傾向最大，其次是轉(zhuǎn)移性收入和工資性收入，最低的是家庭經(jīng)營(yíng)性收入。農(nóng)村居民工資性收入的邊際消費(fèi)傾向有著顯著的省際間差異，這種差異跟各省的物價(jià)水平和社會(huì)保障水平顯著相關(guān)，人均最低生活保障費(fèi)用和物價(jià)水平對(duì)工資性收入的邊際消費(fèi)傾向有著正向影響。最后，據(jù)此提出了促進(jìn)西部農(nóng)村居民消費(fèi)的對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞：西部地區(qū)；收入來(lái)源；農(nóng)村居民；分層線(xiàn)性模型

一、引言

消費(fèi)一直是拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿Γ绕涫?十二五"以來(lái)，消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)已經(jīng)超過(guò)了投資和進(jìn)出口，平均貢獻(xiàn)率達(dá)到了54.5%。然而，消費(fèi)不足尤其是居民消費(fèi)不足問(wèn)題一直制約著我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。從我國(guó)整體消費(fèi)情況來(lái)看，2014年我國(guó)最終消費(fèi)率為37.5%，比1990年最終消費(fèi)率下降了10.3%，張全紅（2009）通過(guò)對(duì)1992-2005年中國(guó)資金流量表的分析，得出最終消費(fèi)率的下降主要是因?yàn)榫用裣M(fèi)率的下降引起的[1]。

廣袤的西部一直是我國(guó)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)。隨著西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)獲得了快速增長(zhǎng)，農(nóng)村居民的消費(fèi)水平有了明顯提高。農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響日益凸顯，但總體看來(lái)，西部地區(qū)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平仍然較低，和其他地區(qū)想比仍然具有一定的差距。要破解西部地區(qū)農(nóng)村居民的消費(fèi)困境，提高農(nóng)村居民消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增加的貢獻(xiàn)率，就是要從根本上提高農(nóng)村居民的收入水平和邊際消費(fèi)傾向，使其有能力消費(fèi)、愿意消費(fèi)。近年來(lái)，隨著不同收入來(lái)源的性質(zhì)差異的增大以及它們?cè)谑杖虢Y(jié)構(gòu)中地位的變化，它們的邊際消費(fèi)傾向差異也越來(lái)越大。因此，探究不同收入來(lái)源對(duì)西部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)行為的影響及差異，對(duì)于尋求西部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)困境的有效途徑具有重要意義。

關(guān)于不同收入來(lái)源與消費(fèi)支出的關(guān)系，最早來(lái)源于弗里德曼的持久收入假說(shuō)。1957年，F(xiàn)riedman在其研究中首次指出必須嚴(yán)格區(qū)分持久性收入和暫時(shí)性收入、持久性消費(fèi)和暫時(shí)性消費(fèi)，才能正確的分析人們的消費(fèi)行為，并指出持久性收入的消費(fèi)傾向要高于暫時(shí)性收入[2]。在國(guó)內(nèi)關(guān)于居民收入的統(tǒng)計(jì)中，并沒(méi)有持久性收入和暫時(shí)性收入的區(qū)分，而是將收入按來(lái)源分為四類(lèi)：工資性收入、家庭經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。國(guó)內(nèi)學(xué)者也主要采用不同年份的面板數(shù)據(jù)來(lái)分析它們對(duì)消費(fèi)的影響。例如，侯石安和趙和楠在2002-2010年全國(guó)30個(gè)省份的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的面板數(shù)據(jù)模型研究中發(fā)現(xiàn)：對(duì)農(nóng)村居民而言，工資收入所產(chǎn)生的消費(fèi)效應(yīng)最大，家庭經(jīng)營(yíng)純收入的消費(fèi)效應(yīng)次之，轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入的消費(fèi)效應(yīng)最小[3]；雷理湘和胡浩的研究也發(fā)現(xiàn)工資性收入是拉動(dòng)消費(fèi)的最主要?jiǎng)恿Γ浯问羌彝ソ?jīng)營(yíng)性收入和轉(zhuǎn)移性收入，財(cái)產(chǎn)性收入的增加主要影響非食品消費(fèi)支出[4]；但紀(jì)明、趙菊花采用1993-2008年數(shù)據(jù)研究后發(fā)現(xiàn)，經(jīng)營(yíng)性收入的長(zhǎng)短期邊際消費(fèi)傾向均大于工資性收入，轉(zhuǎn)移性收入提升消費(fèi)具有乘數(shù)效應(yīng)，財(cái)產(chǎn)的消費(fèi)效應(yīng)微弱[5]；郭利波、王玉鋒等人在研究西部11個(gè)省2000-2009年的面板數(shù)據(jù)后同樣發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)農(nóng)村居民家庭經(jīng)營(yíng)收入的消費(fèi)效應(yīng)最大，工資收入對(duì)消費(fèi)的影響在逐漸提高，轉(zhuǎn)移性收入對(duì)消費(fèi)的影響并不顯著，財(cái)產(chǎn)性收入則沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)[6]。

總體來(lái)看，上述學(xué)者采用不同年份面板數(shù)據(jù)，結(jié)果均表明不同收入來(lái)源對(duì)消費(fèi)確實(shí)有不同的影響，但研究多集中在全國(guó)層面，西部農(nóng)村居民的相關(guān)研究較少。其次，現(xiàn)有的文獻(xiàn)大多使用2013年以前的數(shù)據(jù)，時(shí)效性不強(qiáng)。特別是近幾年來(lái)，國(guó)家"精準(zhǔn)扶貧"戰(zhàn)略的實(shí)施，使得我國(guó)西部地區(qū)農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入變化較大，因此有必要利用新數(shù)據(jù)對(duì)收入來(lái)源與消費(fèi)的關(guān)系重新檢驗(yàn)。再者，已有的研究大多采用面板數(shù)據(jù)模型來(lái)研究不同收入來(lái)源與消費(fèi)行為的關(guān)系，在分析不同收入來(lái)源的邊際消費(fèi)傾向差異時(shí)并未考慮這種差異來(lái)源。鑒于以上原因，本文采用變參數(shù)的分層線(xiàn)性模型來(lái)研究西部農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向變化及原因。

二、西部地區(qū)農(nóng)村居民短期邊際消費(fèi)傾向的差異分析

邊際消費(fèi)傾向是消費(fèi)行為研究的焦點(diǎn)。西部地區(qū)農(nóng)村居民的短期邊際消費(fèi)傾向存在明顯的地區(qū)和時(shí)間差異，下面我們著重從這兩個(gè)角度來(lái)分析西部地區(qū)農(nóng)村居民的短期邊際消費(fèi)傾向的變化。需要說(shuō)明的是，由于自2013年起，我國(guó)農(nóng)村居民的收入統(tǒng)計(jì)逐步由人均純收入改為人均可支配收入，2013年前后農(nóng)村居民的收入統(tǒng)計(jì)存在口徑差異，所以未列入2013-2015年的數(shù)據(jù)。

注：數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，此處年度平均邊際消費(fèi)傾向是取西部各個(gè)省份7年邊際消費(fèi)傾向經(jīng)過(guò)人口加權(quán)后得到的平均。

首先，從表1的地區(qū)角度來(lái)看，其各個(gè)省份之間的短期平均邊際消費(fèi)傾向存在著明顯的差異。其中，青海省和甘肅省的農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向最高，分別是1.02和1.01；緊隨其后的是貴州省、寧夏自治州、四川省，其平均邊際消費(fèi)傾向均在0.9到1.0之間，分別是0.91、0.98和0.93；再次是內(nèi)蒙古自治州、陜西省和新疆自治州，它們有相同的短期邊際消費(fèi)傾向，均是0.88；廣西自治州、云南省、重慶市的平均短期邊際消費(fèi)傾向較低，均在0.6到0.7之間，分別是0.7、0.62和0.65；而西藏自治州農(nóng)村居民的短期邊際消費(fèi)傾向最低，僅0.38，也就是說(shuō)西藏自治州農(nóng)村居民的短期邊際消費(fèi)傾向只是青海省、甘肅省的三分之一，這一方面表明西藏自治州農(nóng)村居民收入的提高對(duì)人均消費(fèi)的提升作用小，另一方面也表明西部地區(qū)各省份之間短期邊際消費(fèi)傾向差距很大。產(chǎn)生這一差距的原因可能是西部地區(qū)各個(gè)省份的地理位置、消費(fèi)習(xí)慣、物價(jià)等之間的差異，也可能是國(guó)家對(duì)西部地區(qū)各個(gè)省份之間惠農(nóng)支農(nóng)政策的差異。

其次，從表1的時(shí)間角度來(lái)看，2008年西部地區(qū)農(nóng)村居民短期邊際消費(fèi)傾向最高1.04，2009年其短期邊際消費(fèi)傾向最低0.63，大約是2008年其邊際消費(fèi)傾向的二分之一。不難發(fā)現(xiàn)，2009年前后農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向變化最大，其余年份西部地區(qū)農(nóng)村居民的短期邊際消費(fèi)傾向均在0.7到0.9之間波動(dòng)。產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因，一方面可能是因?yàn)?009年房?jī)r(jià)的突飛猛進(jìn)，還有西部地區(qū)物價(jià)的上漲，使得2009年其短期邊際消費(fèi)傾向猛增；另一方面可能是因?yàn)?008年的金融危機(jī)過(guò)后，西部地區(qū)農(nóng)村居民預(yù)防性消費(fèi)動(dòng)機(jī)明顯，消費(fèi)行為更加謹(jǐn)慎，使得2008年其短期邊際消費(fèi)傾向銳減。很顯然，它們反映了西部地區(qū)農(nóng)村居民每年的邊際消費(fèi)傾向依然存在明顯的差異。endprint

根據(jù)上述分析發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是西部地區(qū)各個(gè)省份之間，還是各年之間，西部地區(qū)農(nóng)村短期邊際消費(fèi)傾向均存在明顯的差異，這表明將西部地區(qū)各省份農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向視為一成不變的是不合理的，因此有必要建立變參數(shù)的模型來(lái)反映西部農(nóng)村居民的實(shí)際消費(fèi)行為。

三、理論分析與模型構(gòu)建

（一）、理論模型

決定消費(fèi)水平的因素很多，如收入、財(cái)產(chǎn)、利率、收入分布等，其中收入是最根本的因素。因此本文農(nóng)村居民一般性的消費(fèi)函數(shù)可以寫(xiě)為：

其中Y1為農(nóng)村居民的當(dāng)期收入，X代表影響消費(fèi)的其他因素。

自上世紀(jì)80年代初期我國(guó)農(nóng)村推行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制以后，農(nóng)民開(kāi)始了以家庭戶(hù)為單位的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)。已有的研究表明不同的收入來(lái)源，具有不同的邊際消費(fèi)傾向。為了考察不同收入來(lái)源對(duì)西部地區(qū)農(nóng)村消費(fèi)增長(zhǎng)的影響，根據(jù)農(nóng)村居民收入的四個(gè)來(lái)源，我們建立如下的線(xiàn)性模型：

其中，C為西部地區(qū)農(nóng)村居民的人均消費(fèi)支出，Y1、Y2、Y3和Y4分別表示西部地區(qū)農(nóng)村居民的工資性收入、家庭經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入， 為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

根據(jù)凱恩斯的絕對(duì)收入假說(shuō)，邊際消費(fèi)傾向應(yīng)該是收入的遞減函數(shù)，即不同的收入水平對(duì)應(yīng)著不同的邊際消費(fèi)傾向，收入越高，邊際消費(fèi)傾向越低。因此在公式（2）中，將自發(fā)性消費(fèi) 和收入的邊際消費(fèi)傾向Bo（k=1，2，3，4）設(shè)置為常數(shù)不盡合理。從前文的分析可以看出，不同年份、不同地區(qū)的短期邊際消費(fèi)傾向是不同的，也就是說(shuō)，邊際消費(fèi)傾向具有明顯的省際間差異和時(shí)期變異。由于本文所選取的樣本時(shí)間間隔較短，主要考慮短期消費(fèi)函數(shù)，因此不考慮邊際消費(fèi)傾向隨時(shí)間的變異，僅考慮邊際消費(fèi)傾向的各省差異，將 Bo（k=1，2，3，4）設(shè)為隨各省差異的參數(shù)，模型如下：

（二）邊際消費(fèi)傾向的差異來(lái)源-場(chǎng)景變量的選擇

那么， 的變異從何而來(lái)？或者說(shuō)，是什么導(dǎo)致了邊際消費(fèi)傾向在個(gè)體間的差異？相關(guān)的經(jīng)濟(jì)理論和實(shí)證研究認(rèn)為：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、物價(jià)、消費(fèi)結(jié)構(gòu)、社會(huì)保障、收入差距和不確定性等都會(huì)影響居民的邊際消費(fèi)傾向。凱恩斯的邊際消費(fèi)傾向遞減觀點(diǎn)，表明隨著收入水平的提高，居民的邊際消費(fèi)傾向會(huì)越來(lái)越低?？紤]到收入水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高度正相關(guān)，為了避免變量的重復(fù)，我們使用人均GDP代表一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用來(lái)度量收入水平對(duì)邊際消費(fèi)的影響；同樣基于凱恩斯理論，劉長(zhǎng)庚和呂志華（2005）認(rèn)為，收入一定的條件下，國(guó)民收入分配的情況直接影響居民的消費(fèi)傾向，收入分配較公平的社會(huì)，居民收入差距小，社會(huì)的邊際消費(fèi)傾向高，反之則較低[7]；物價(jià)也是影響邊際消費(fèi)傾向的重要因素。由于消費(fèi)的"棘輪效應(yīng)"，一個(gè)地區(qū)的物價(jià)水平越高，為了保持生活水平不下降，收入不變的情況下，老百姓的收入中的支出比例必然越高，因此物價(jià)對(duì)邊際消費(fèi)傾向應(yīng)有正向影響；消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)邊際消費(fèi)影響也有著一定的影響。劉強(qiáng)（2006）提出了消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與消費(fèi)傾向之間的影響關(guān)系，由于相關(guān)政府政策支持力度的缺乏，我國(guó)居民在教育、醫(yī)療、住房等方面的負(fù)擔(dān)過(guò)重，從而導(dǎo)致其他項(xiàng)目的消費(fèi)受到抑制[8]。事實(shí)是，消費(fèi)結(jié)構(gòu)越低的人群，其生活必需品的支出占比越高，他們?cè)谄渌矫嫱訁T乏，收入增加后，改善生活提高消費(fèi)水平的愿望更迫切，因此該有著更高的邊際消費(fèi)傾向；現(xiàn)代消費(fèi)理論認(rèn)為預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)和流動(dòng)性約束是制約著消費(fèi)的重要因素。因此，不確定性及緩解不確定性的社會(huì)保障制度都是影響邊際消費(fèi)傾向的原因；劉長(zhǎng)庚和呂志華（2005）認(rèn)為社會(huì)保障制度的不完善，社會(huì)體制改革增加了居民收支預(yù)期的不確定性，進(jìn)而降低了居民的邊際消費(fèi)傾向[7]；李承政和楊泰杰（2011）對(duì)農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向與其影響因素關(guān)系的實(shí)證分析結(jié)果表明消費(fèi)習(xí)慣、實(shí)際收入增長(zhǎng)率、不確定性和流動(dòng)性約束是農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的主要影響因素[9]。

式（3）和式（4）合并起來(lái)是一個(gè)兩層的線(xiàn)性模型。式（3）稱(chēng)為1水平模型，描述了農(nóng)村居民消費(fèi)者個(gè)體的消費(fèi)行為，并假設(shè)不同收入來(lái)源的邊際消費(fèi)傾向和自發(fā)性消費(fèi)存在對(duì)象間變異。式（4）稱(chēng)為2水平模型，表示第j個(gè)個(gè)體的邊際消費(fèi)傾向和自發(fā)性消費(fèi)差異可以由個(gè)體的特征 來(lái)介紹。將（4）帶入（3），得到總模型：

四、數(shù)據(jù)說(shuō)明及變量定義

（一） 數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選擇的數(shù)據(jù)包括西部地區(qū)12個(gè)?。ㄊ?、區(qū)），由于自2005年起各地區(qū)人口數(shù)據(jù)才開(kāi)始按照常住人口口徑統(tǒng)計(jì)，因此數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度選為2006-2015年。數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)農(nóng)村住戶(hù)調(diào)查年鑒》，部分?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)源于西部12個(gè)省（市、區(qū)）的統(tǒng)計(jì)年鑒。

數(shù)據(jù)來(lái)源：根據(jù)歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算整理后得到。

（二） 變量定義

在多層模型分析中，結(jié)局變量是在個(gè)體水平測(cè)量的變量，而解釋變量則既在個(gè)體變量（微觀水平），也在組群水平（宏觀水平）測(cè)量。在本文中，我們以西部?。ㄊ?、區(qū)）為2水平，以各?。ㄊ小^(qū)）每年的觀測(cè)值為1水平。結(jié)局變量為西部地區(qū)第j個(gè)省（市、區(qū)）農(nóng)村居民第i年的人均消費(fèi)支出，水平1解釋變量為不同來(lái)源的人均收入：工資性收入、家庭經(jīng)營(yíng)性純收入 、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入。水平2解釋變量是在組水平上測(cè)量的變量，也稱(chēng)為場(chǎng)景變量。我們用各省份的人均GDP（PGDP）代表收入水平，用各省份的消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)CPI代表物價(jià)水平，用各省份農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)（ECF）代表該省份的農(nóng)村居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，用各省份農(nóng)村居民的人均最低生活保障費(fèi)SS代表社會(huì)保障水平，用GINI和UCT分別代表各省份農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距和收入的不確定性。具體變量定義如下表3所示。

1、在西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中，度量收入差距的方法和指標(biāo)很多，其中最常用的主要有三種：五等分比差法、洛倫茲曲線(xiàn)和基尼系數(shù)。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文根據(jù)分組資料，按幾何圖形分塊近似逼近計(jì)算的方法來(lái)計(jì)算基尼系數(shù)。

2、不確定性是消費(fèi)者的一種主觀感受，每個(gè)人對(duì)不確定性的判斷是不相同的。因此不確定性的測(cè)量一致是經(jīng)濟(jì)學(xué)界的一個(gè)難題。本文采用郭亞軍（2009）的方法進(jìn)行不確定性的測(cè)量[10]。鑒于農(nóng)村居民的收入具有較為穩(wěn)定的增長(zhǎng)率，所有首先采用指數(shù)模型估計(jì)各省農(nóng)村居民收入的變化趨勢(shì)，得到農(nóng)村居民收入的趨勢(shì)值。用 作為第t年收入不確定性的量化值，取各省最近10年的平均值作為該省農(nóng)村居民收入不確定的度量。endprint

五、模型的估計(jì)和檢驗(yàn)

（一）對(duì)數(shù)據(jù)層次結(jié)構(gòu)的檢驗(yàn)-空模型

首先運(yùn)用SAS9.2軟件對(duì)空模型進(jìn)行估計(jì)，輸出的協(xié)方差參數(shù)估計(jì)部分報(bào)告了水平1隨機(jī)截距方差和水平1殘差方差估計(jì)：

二者中只有水平1殘差方差顯著，水平1隨機(jī)截距并不顯著，它說(shuō)明西部地區(qū)各?。ㄊ?、區(qū)）農(nóng)村居民的平均消費(fèi)水平（自發(fā)性消費(fèi)）差異并不明顯。根據(jù)原始數(shù)據(jù)，2006年西部地區(qū)農(nóng)戶(hù)人均消費(fèi)最高的是內(nèi)蒙古自治區(qū)3341.9，人均消費(fèi)最低的是貴州省1984.6，可知西部地區(qū)12個(gè)?。ㄊ小^(qū)）在2006年的消費(fèi)支出相差不大，這也驗(yàn)證了水平1隨機(jī)截距不顯著的結(jié)論。

（二）模型的檢驗(yàn)和選擇

盡管空模型檢驗(yàn)的結(jié)果發(fā)現(xiàn)自發(fā)性消費(fèi)差異并不顯著，但從經(jīng)濟(jì)意義上考慮，自發(fā)性消費(fèi)仍是影響居民消費(fèi)的重要因素，隨后仍然引入場(chǎng)景變量來(lái)解釋自發(fā)性消費(fèi)在省際間的變化。運(yùn)行SAS9.2軟件估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，隨機(jī)截距模型中僅加入2水平變量 后顯著，而加入其它場(chǎng)景變量均不顯著，且符號(hào)為正，表明人均GDP與自發(fā)性消費(fèi)支出正相關(guān)，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平顯著的影響農(nóng)村居民的自發(fā)性消費(fèi)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，農(nóng)村居民的自發(fā)性消費(fèi)越高。

相比自發(fā)性消費(fèi)，我們更關(guān)注邊際消費(fèi)傾向，隨后在模型中納入1水平變量。由于將四個(gè)1水平變量同時(shí)設(shè)為隨機(jī)斜率時(shí)，模型不能收斂，因此在探索性建模中，逐步檢驗(yàn)了四個(gè)解釋變量水平1斜率的隨機(jī)性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)將截距項(xiàng)和水平1解釋變量 設(shè)為隨機(jī)項(xiàng)時(shí)，模型收斂且有最小的信息準(zhǔn)則值，模型最佳。由上述分析可知最終模型如下：

運(yùn)用SAS9.2軟件估計(jì)模型（9），發(fā)現(xiàn)部分2水平解釋變量不能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，考慮到變量間可能存在相關(guān)關(guān)系，導(dǎo)致固定效應(yīng)不顯著，因此依次單個(gè)引入2水平變量，估計(jì)結(jié)果如表4所示。

從逐步引入2水平解釋變量后模型的固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果來(lái)看，CPI、ECF和SS均對(duì)工資性收入的邊際消費(fèi)傾向5%水平下影響顯著，其余場(chǎng)景變量（PGDP、GINI和NCT）均不顯著。隨后將CPI、ECF和SS同時(shí)引入模型，發(fā)現(xiàn)引入后新模型中ECF不在顯著，考慮刪除不顯著的變量，得到最終模型7。從模型7的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，變量CPI和SS顯著，變量ECF和PGDP不顯著。引入2水平變量CPI和SS后， =41729，不顯著， =0.03423，顯著性由原來(lái)的5%變得不顯著，表明截距項(xiàng)不存在顯著的對(duì)象間差異，斜率 存在顯著的對(duì)象間差異，但可以用SS和CPI解釋。 =108621，在5%的水平下顯著，但比空模型的 有大幅的下降。這表明西部地區(qū)12個(gè)省份農(nóng)村居民的人均消費(fèi)支出中，自發(fā)性消費(fèi)部分沒(méi)有明顯的省際差異，但工資性收入的邊際消費(fèi)傾向有著顯著的對(duì)象間差異，這種差異可由各省的物價(jià)水平和社會(huì)保障水平不同來(lái)解釋。四種收入來(lái)源和物價(jià)水平、社會(huì)保障水平能夠較好的解釋西部農(nóng)村居民的人均消費(fèi)支出。

從模型7的固定效應(yīng)參數(shù)大小看，截距項(xiàng)的估計(jì)值為 =-111.49，不顯著，沒(méi)有實(shí)際含義。財(cái)產(chǎn)性收入的邊際消費(fèi)傾向最高 =4.5984（P<0.005），它表明其他收入不變的情況下，財(cái)產(chǎn)性收入每提高1元，西部地區(qū)農(nóng)村居民的人均消費(fèi)平均增加4.5984元；其次是轉(zhuǎn)移性收入， =1.0247（P<0.005），即轉(zhuǎn)移性收入每提高1元，西部地區(qū)農(nóng)戶(hù)的人均消費(fèi)平均增加1.0247元；經(jīng)營(yíng)性收入的邊際消費(fèi)傾向較小 =0.5408（P<0.005），表明家庭經(jīng)營(yíng)收入每提高1元，西部地區(qū)農(nóng)戶(hù)的人均消費(fèi)平均增加0.5408元。

從模型7交互項(xiàng)估計(jì)結(jié)果來(lái)看，工資性收入對(duì)西部地區(qū)農(nóng)戶(hù)人均消費(fèi)影響較大，在不考慮其省際間差異（不引入2水平變量）的情況下， =1.1151，表示工資性收入每提高1元，西部地區(qū)農(nóng)村居民的人均消費(fèi)平均增加1.1151元。但是工資性收入的邊際消費(fèi)傾向受物價(jià)水平和社會(huì)保障的影響，人均最低生活保障費(fèi)用每增加1元，工資性收入的邊際消費(fèi)傾向平均增加0.0049，這一影響在5%的顯著性水平下顯著；物價(jià)水平每上升1個(gè)百分點(diǎn)，工資性收入的邊際消費(fèi)傾向平均增加0.0145，這一影響具有弱顯著性，僅在10%的顯著性水平下顯著。在考慮了物價(jià)水平和社會(huì)保障的影響后，工作性收入的邊際消費(fèi)傾向變得不顯著。

六、主要結(jié)論與對(duì)策建議

本文利用省級(jí)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)建立了西部地區(qū)農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的分層線(xiàn)性模型，結(jié)果表明，農(nóng)村居民四種收入來(lái)源的邊際消費(fèi)傾向存在明顯差異，物價(jià)、社會(huì)保障水平能較好的解釋邊際消費(fèi)傾向在省際間的差異。

（1）西部各省份農(nóng)村地區(qū)的自發(fā)性消費(fèi)水平不存在顯著的差異，家庭經(jīng)營(yíng)收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入的邊際消費(fèi)傾向存在較小的對(duì)象間變異，而工資性收入的邊際消費(fèi)傾向存在顯著的對(duì)象間變異。

（2）不同的收入來(lái)源有不同的邊際消費(fèi)傾向，其中財(cái)產(chǎn)性收入的邊際消費(fèi)傾向最大，達(dá)到了4.5984，其次是轉(zhuǎn)移性收入和工資性收入，在1左右，最低的是家庭經(jīng)營(yíng)收入，僅0.5408。

（3）農(nóng)村居民工資性收入的邊際消費(fèi)傾向有著顯著的對(duì)象間變異，這種變異跟各省的物價(jià)水平和社會(huì)保障水平差異顯著相關(guān)，人均最低生活保障費(fèi)用對(duì)工資性收入的邊際消費(fèi)傾向有著顯著的正向影響，物價(jià)水平對(duì)工資性收入的邊際消費(fèi)傾向有一個(gè)弱顯著的正向影響。

針對(duì)上述結(jié)論我們提出如下對(duì)策建議：

首先，要想方設(shè)法增加西部地區(qū)農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入。財(cái)產(chǎn)性收入是家庭已有固定資產(chǎn)的增值部分，我國(guó)西部地區(qū)農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入主要來(lái)自于儲(chǔ)蓄、不動(dòng)產(chǎn)收入，因此宏觀上應(yīng)采用合理的貨幣政策保障金融市場(chǎng)的均衡以及資產(chǎn)價(jià)格的穩(wěn)定波動(dòng)，讓不確定性降到最低。微觀上應(yīng)進(jìn)一步明晰農(nóng)民產(chǎn)權(quán)，加速實(shí)現(xiàn)"三權(quán)"（土地經(jīng)營(yíng)承包權(quán)、宅基地使用權(quán)、集體經(jīng)濟(jì)收益權(quán)）的資產(chǎn)化，使其可以方便抵押、轉(zhuǎn)讓、出售等，提高農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入，充分發(fā)揮財(cái)產(chǎn)性收入在促進(jìn)西部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)中的重要作用。endprint

其次，要繼續(xù)加大對(duì)西部貧困地區(qū)農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移支持力度，完善土地征用補(bǔ)償機(jī)制和農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)制度，加強(qiáng)對(duì)西部農(nóng)業(yè)的支持和保護(hù)，特別是在穩(wěn)定和提高各種農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼和農(nóng)產(chǎn)品保護(hù)價(jià)格標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)一步增加農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移性收入。

第三，要積極推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，大力提高農(nóng)村居民的工資性收入水平。一方面要積極扶持當(dāng)?shù)靥厣a(chǎn)業(yè)，實(shí)施產(chǎn)業(yè)扶貧戰(zhàn)略，建設(shè)新型城鎮(zhèn)，增加當(dāng)?shù)剞r(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)；另一方面要加大農(nóng)民職業(yè)技能培訓(xùn)的力度，促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力向城市的轉(zhuǎn)移。

最后，要繼續(xù)完善西部地區(qū)農(nóng)村居民的社會(huì)保障制度，建立城鄉(xiāng)一體化的居民社會(huì)保障體系，提高西部地區(qū)農(nóng)村居民最低生活保障水平、醫(yī)療保障水平，普及養(yǎng)老保險(xiǎn)，減輕西部地區(qū)農(nóng)村居民對(duì)未來(lái)的不確定性，降低其預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄，進(jìn)而提升其邊際消費(fèi)傾向。

[參考文獻(xiàn)]

[1] 張全紅，中國(guó)消費(fèi)率問(wèn)題研究-1992-2005年中國(guó)資金流量表的分析[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2009（10）：99-105.

[2] Friedman，M.A Theory of the Consumption Function[M].Princeton：Princeton University Press，1957

[3] 侯石安，趙和楠.城鄉(xiāng)居民收入來(lái)源構(gòu)成對(duì)其消費(fèi)行為的影響[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2012（6）：28-34.

[4] 雷理湘，胡浩. 農(nóng)村居民不同收入來(lái)源的邊際消費(fèi)傾向?qū)嵶C分析-基于 1997-2013 年分省面板數(shù)據(jù)[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2015（06）：34-39.

[5] 紀(jì)明，趙菊花.影響中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的不同來(lái)源收入分析-基于LCH-PIH理論模型的實(shí)證研究[J].中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2010（11）：69-74.

[6] 郭利波，王玉峰，蔣遠(yuǎn)勝.西部地區(qū)農(nóng)村居民不同來(lái)源的收入對(duì)其消費(fèi)的影響[J].特區(qū)經(jīng)濟(jì)，2012（4）：153-155.

[7] 劉長(zhǎng)庚，呂志華.改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)居民邊際消費(fèi)傾向的實(shí)證研究[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2005（4）：44-47.

[8] 劉強(qiáng).誰(shuí)擠占了消費(fèi)需求 教育醫(yī)療住房三大支出負(fù)擔(dān)過(guò)重[J].中國(guó)國(guó)情國(guó)力，2006（10）：16-18.

[9] 李承政，楊泰杰.農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向與其影響因素關(guān)系的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2011（21）：117-119.

[10] 郭亞軍.中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)及其影響因素分析[M].中國(guó)農(nóng)業(yè)出版社，2009.

基金項(xiàng)目：本文得到了教育部人文社會(huì)科學(xué)研究西部和邊疆地區(qū)項(xiàng)目（12XJC790007）和云南財(cái)經(jīng)大學(xué)校級(jí)科研項(xiàng)目（YC2014D30）的資助。

注：2013年之前農(nóng)村僅統(tǒng)計(jì)家庭經(jīng)營(yíng)性純收入，之后開(kāi)始統(tǒng)計(jì)家庭經(jīng)營(yíng)可支配收入。endprint