○ 文/楊磊

縮小收入差距、提升農(nóng)村居民消費(fèi)水平是鄉(xiāng)村振興的重要宗旨。自脫貧攻堅(jiān)全面展開以來，農(nóng)村消費(fèi)水平顯著增強(qiáng)，但與城鎮(zhèn)相比差距依舊很大。針對這一問題，基于2010-2020年河北省統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)構(gòu)建多元線性回歸模型，對農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響因素展開探索。研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民人均可支配收入、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)村居民的消費(fèi)水平均有正向相關(guān)關(guān)系，儲蓄率和農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)與農(nóng)村居民消費(fèi)水平存在反向相關(guān)關(guān)系；農(nóng)村居民人均可支配收入水平、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與城鎮(zhèn)化水平對消費(fèi)水平影響較大，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)與儲蓄率影響較小。文章對縮小城鄉(xiāng)差距、提高農(nóng)村居民消費(fèi)水平、促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇具有借鑒意義。

一、引言

改革開放之后，中國經(jīng)濟(jì)基本保持在10%的年均增長水平，呈穩(wěn)定態(tài)勢。但居民消費(fèi)率卻持續(xù)下滑。據(jù)統(tǒng)計(jì)，1980-2010年，中國居民消費(fèi)率從52.47%下降到33.80%，年均下降1.48%，這表明居民消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)的拉動在逐年減小。多年來我國的經(jīng)濟(jì)增長只能憑借投資和出口拉動，這種方式既無法持續(xù)也不利于我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和資源合理配置。隨著社會主義新時(shí)期到來，經(jīng)濟(jì)社會正處在改變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)變增長動能的重要階段。從投資與消費(fèi)的關(guān)系分析，新時(shí)代拉動中國經(jīng)濟(jì)主要動力應(yīng)該是消費(fèi)，增強(qiáng)消費(fèi)基礎(chǔ)性作用的關(guān)鍵在于內(nèi)部需求的擴(kuò)大。截止到2016年，中國農(nóng)村人口接近6億，占全國總?cè)丝诘?2%；而農(nóng)村居民消費(fèi)支出僅占家庭總支出的37%，基本維持在2005年的水平。隨著教育、醫(yī)療、住房、社保等體制的改革，城鄉(xiāng)之間收入差距與消費(fèi)差距越來越大[1]。中國農(nóng)村龐大的人口基數(shù)與顯著的城鄉(xiāng)消費(fèi)差距證明，消費(fèi)增長的潛力在農(nóng)村。因此，研究農(nóng)村居民消費(fèi)變化以及影響消費(fèi)變化的因素，對于解決我國消費(fèi)不足、促進(jìn)內(nèi)需增長、轉(zhuǎn)變發(fā)展結(jié)構(gòu)、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型具有重要意義。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于農(nóng)村居民消費(fèi)持續(xù)低迷現(xiàn)象，學(xué)者們基于不同視角做了大量探索。王建軍、劉藝容認(rèn)為城鎮(zhèn)化能夠通過轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力、改變消費(fèi)方式與消費(fèi)傾向、帶動第三產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造就業(yè)三種方式提升總體消費(fèi)水平[2][3]。張兆亮指出，收入水平、物價(jià)高低、社會保障、文化程度、年齡、消費(fèi)環(huán)境與消費(fèi)心理等都會對居民消費(fèi)產(chǎn)生不同程度的影響[4]。張玲玲對武漢市消費(fèi)水平展開深入剖析，她認(rèn)為居民收入水平是居民消費(fèi)最主要的影響因素[5]。在此基礎(chǔ)上，李宜謙發(fā)現(xiàn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù) , 常住人口自然增長率對居民消費(fèi)也具有顯著作用[6]。通過梳理發(fā)現(xiàn)，以往文獻(xiàn)雖然考慮了可支配收入、儲蓄率、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、人口年齡結(jié)構(gòu)的變化，但卻忽視了近年來城鎮(zhèn)化快速發(fā)展對居民消費(fèi)水平帶來的巨大沖擊。此外，我國大部分農(nóng)村地區(qū)都是靠種植農(nóng)作物為生，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動也會制約農(nóng)民消費(fèi)；地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r即地區(qū)GDP也是影響居民消費(fèi)的因素，地區(qū)GDP高的區(qū)域，經(jīng)濟(jì)發(fā)展比較快，居民的消費(fèi)水平就會相對高一些。鑒于此，文章基于已有研究，通過OLS方法并借助計(jì)量分析軟件Stata 15.0對地區(qū)GDP、物價(jià)水平、人均可支配收入、儲蓄率、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格以及城鎮(zhèn)化等因素與農(nóng)村居民消費(fèi)水平的作用關(guān)系展開論證，以期為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)振興給予有價(jià)值的參考。

三、模型設(shè)定

（一）變量選取

文章將河北省農(nóng)村居民消費(fèi)支出作為被解釋變量。根據(jù)消費(fèi)理論并考慮河北省實(shí)際消費(fèi)狀況，將河北省人均GDP、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、農(nóng)村居民人均可支配收入、儲蓄率、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)、城鎮(zhèn)化率作為解釋變量，具體說明見下表。

表1 變量說明

（二）建立模型

借鑒前述研究，按照經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，文章主要研究地區(qū)GDP、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格以及城鎮(zhèn)化水平對農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響，并綜合了物價(jià)水平、可支配收入、儲蓄率等因素，在總結(jié)已有的模型的基礎(chǔ)上探索將模型設(shè)定為多元線性回歸模型形式：

其中，RCt表示第t年農(nóng)村居民消費(fèi)支出；Yt為第t年農(nóng)村居民人均可支配收入；Rt表示第t年活期存款利率；CPIt表示第t年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)；RPGDPt是第t年河北省人均GDP；INDEXt表示第t年農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)；URt表示第t年人口城鎮(zhèn)化率，即第t年城鎮(zhèn)常駐人口占人口總數(shù)的百分比；β0-β6為待估參數(shù)，εt為隨機(jī)干擾項(xiàng)，t表示年份。

（三）數(shù)據(jù)收集

文章使用2010-2020年河北省面板數(shù)據(jù)，其中人均GDP、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、農(nóng)村居民人均可支配收入、利率水平、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)均源自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。利率R為活期存款利率，來源于中國人民銀行。2010-2020各年的城鎮(zhèn)化水平UR均采用人口統(tǒng)計(jì)指標(biāo)近似計(jì)算，由每一年度河北省城鎮(zhèn)常住人口數(shù)與河北省總?cè)丝跀?shù)的比值計(jì)算獲得，總?cè)丝跀?shù)與城鎮(zhèn)常住人口數(shù)均源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，缺失的數(shù)據(jù)根據(jù)其他年份的數(shù)據(jù)近似得到。

（四）參數(shù)估計(jì)

通過Stata15.0計(jì)量分析軟件，對收集到的有關(guān)數(shù)據(jù)展開回歸分析，得到如下結(jié)果：

圖1 模型回歸結(jié)果

四、模型檢驗(yàn)

（一）經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

（1）β0=-5.3710＜0，表示在收入為零時(shí)，農(nóng)村居民的消費(fèi)支出降為負(fù)值；（2）β1=1.1064，表明河北省人均GDP每提升1%引起農(nóng)村居民消費(fèi)支出提升1.1064%；（3）β2=0.1919，表明農(nóng)村居民人均收入每提升1%引起農(nóng)村居民消費(fèi)支出提升0.1919%；（4）β3=-0.0092，表明儲蓄率每下降1個(gè)單位引起農(nóng)村居民消費(fèi)支出平均升高0.92%個(gè)單位；（5）β4=0.0068，表明居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每提升1個(gè)單位引起農(nóng)村居民消費(fèi)支出平均升高0.68%個(gè)單位；（6）β5=-0.0039，表明農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)每提升1個(gè)單位引起農(nóng)村居民消費(fèi)支出平均下降0.39%個(gè)單位；（7）β6=0.0197，表明城鎮(zhèn)化率每提升1個(gè)單位引起農(nóng)村居民消費(fèi)支出平均升高1.97%個(gè)單位。

（二）統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

給定顯著性水平α=0.05：

1.擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。調(diào)整后的擬合優(yōu)度為R-2=0.9998，表明模型能夠?qū)?shù)據(jù)進(jìn)行十分有效的解讀。

2.F檢驗(yàn)。F=4186.06﹥Fα（6,4）=6.26，回歸模型通過F檢驗(yàn)，顯著成立。

3.t檢驗(yàn)。在α=0.05時(shí)，tα_2(10)=2.228 ，可知河北省農(nóng)村居民人均可支配收入（lnY）、利率水平（R）、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)（INDEX）、城鎮(zhèn)化率（UR）通過t檢驗(yàn)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）未通過t檢驗(yàn)，這表明河北省農(nóng)村居民人均可支配收入（lnY）、利率水平（R）、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)（INDEX）、城鎮(zhèn)化率（UR）對農(nóng)村居民消費(fèi)支出具有顯著影響，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）對農(nóng)村居民消費(fèi)支沒有顯著影響。究其原因可能是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）對農(nóng)村居民消費(fèi)水平作用不大，也可能是變量之間具有多重共線問題。

（三）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

1.多重共線性檢驗(yàn)。通過Stata15.0計(jì)量分析軟件簡單計(jì)算各個(gè)變量間的相關(guān)系數(shù)，由相關(guān)系數(shù)r（lnRPGDP，lnY）=0.9472，可 知 變 量lnRPGDP與lnY高度相關(guān)，因此，綜合考慮后決定剔除變量lnRPGDP。

圖2 變量間相關(guān)系數(shù)

2.異方差性檢驗(yàn)。因?yàn)槟Ｐ筒捎玫臄?shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因而異方差性不存在。

3.序列相關(guān)性檢驗(yàn)。BG檢驗(yàn)的P值為0.1243，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于5%，表明在5%的顯著性水平下，序列相關(guān)性不存在。

圖3 BG檢驗(yàn)結(jié)果

由此說明，模型已經(jīng)成功的解決了序列相關(guān)帶來的干擾，最終將回歸方程確定為：

因此，可以得出農(nóng)村居民人均可支配收入、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、儲蓄率、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)、城鎮(zhèn)化水平是河北省農(nóng)村居民消費(fèi)水平的主要影響因素。農(nóng)村居民人均可支配收入、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)村居民的消費(fèi)水平均有正向相關(guān)關(guān)系，儲蓄率和農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)與農(nóng)村居民消費(fèi)水平存在反向相關(guān)關(guān)系。并且居民消費(fèi)水平的提高仍然主要取決于農(nóng)村居民人均可支配收入水平，其次是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，再次就是城鎮(zhèn)化水平。最后，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)和儲蓄率對于農(nóng)村居民消費(fèi)水平也存在一定影響，但是影響程度比較小。

五、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

基于2010-2020年河北省的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過Stata15.0計(jì)量分析軟件進(jìn)行回歸分析，討論了影響農(nóng)村居民生活消費(fèi)的主要因素，農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提高仍然主要取決于農(nóng)村居民人均可支配收入水平與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)；我國城鎮(zhèn)化的加速推進(jìn)對農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提高也有一定的促進(jìn)作用，城鎮(zhèn)化通過提升消費(fèi)能力、轉(zhuǎn)變消費(fèi)習(xí)慣、擴(kuò)大消費(fèi)規(guī)模間接提高農(nóng)村居民的消費(fèi)水平。當(dāng)前，我國城鎮(zhèn)化對居民消費(fèi)的帶動作用還不明顯，隨著城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展，未來城鎮(zhèn)化對社會總體消費(fèi)的推動效應(yīng)必將不斷增強(qiáng)。農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)和儲蓄率對于農(nóng)村居民消費(fèi)水平也存在一定影響，但是影響程度比較小。

（二）政策建議

1.轉(zhuǎn)變農(nóng)村居民消費(fèi)觀念。農(nóng)村市場物價(jià)水平較低，假冒偽劣產(chǎn)品盛行，大部分農(nóng)民在消費(fèi)時(shí)并不在意，這極大的制約了農(nóng)村的發(fā)展。各地政府應(yīng)加大健康消費(fèi)的宣傳力度，提倡在滿足基本生活需求的前提下，適當(dāng)提升對產(chǎn)品質(zhì)量的要求。要鼓勵快遞點(diǎn)走進(jìn)農(nóng)村，增強(qiáng)農(nóng)民消費(fèi)選擇的多樣性，使農(nóng)民享受網(wǎng)上購的便捷。

2.完善農(nóng)村社會保障體系。完善養(yǎng)老、醫(yī)療、稅收、補(bǔ)貼、保險(xiǎn)等社保制度，最大限度減輕農(nóng)民經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，充分發(fā)揮農(nóng)民消費(fèi)潛力，讓農(nóng)民敢消費(fèi)，有錢消費(fèi)，再無后顧之憂。這樣，居民就不會將大量收入進(jìn)行儲蓄來應(yīng)對不時(shí)之需，更多的收入將會用來即時(shí)消費(fèi)。要進(jìn)一步完善收入分配機(jī)制，保障現(xiàn)有就業(yè)人員的收入，提升他們的收入與待遇，切實(shí)保障職工工資利益。

3.拓寬農(nóng)民增收渠道。政府應(yīng)貫徹好三農(nóng)政策，大力推進(jìn)農(nóng)村振興。農(nóng)業(yè)方面，不僅要大力推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，還要因地制宜發(fā)展鄉(xiāng)村特色產(chǎn)業(yè)，創(chuàng)立特色品牌，利用互聯(lián)網(wǎng)打通銷售渠道，使得農(nóng)產(chǎn)品走出農(nóng)村，流向全國。農(nóng)村方面，加快鄉(xiāng)村新型服務(wù)業(yè)建設(shè)，因地制宜發(fā)展特色民宿、特色餐飲、特色旅游等服務(wù)產(chǎn)業(yè)。農(nóng)民方面，完善惠農(nóng)政策，擴(kuò)大政策的受用人群范圍，支持農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，進(jìn)城務(wù)工，改變單一收入模式。

4.放松人口流動限制，加快推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程。城鎮(zhèn)化是農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移基本方式，應(yīng)放寬人口流動的約束政策，削減城鄉(xiāng)戶籍制度帶來的阻礙，鼓勵農(nóng)村剩余人口流向城市。強(qiáng)化社會管理配套制度改革，讓來自農(nóng)村的流動人口在城市里能夠享有均等化的公共服務(wù)，保障非城市人口在城市的就業(yè)、住房、醫(yī)療等福利。

5.加大農(nóng)產(chǎn)品的投入，提高農(nóng)民的增收幅度。由于農(nóng)民文化水平與受教育程度普遍低下，缺乏規(guī)范化經(jīng)營方式與先進(jìn)的種植方法、銷售渠道不通暢等原因，我國農(nóng)村居民收入水平長期低迷。為此，有關(guān)部門應(yīng)該擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品投入金額，建立科學(xué)化、技術(shù)化、正規(guī)化的社會服務(wù)體系。堅(jiān)持農(nóng)業(yè)技術(shù)員下派制度，強(qiáng)化農(nóng)產(chǎn)品市場監(jiān)管，結(jié)合當(dāng)?shù)剞r(nóng)產(chǎn)品優(yōu)勢，努力發(fā)展與之相適應(yīng)的農(nóng)產(chǎn)品種植合作社、農(nóng)產(chǎn)品深度加工工廠。深入推進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品深加工工程，延長農(nóng)產(chǎn)品的保鮮保質(zhì)時(shí)間，提升農(nóng)產(chǎn)品價(jià)值。