農(nóng)村居民收入結構與消費關系的再檢驗
——基于省級面板數(shù)據(jù)的實證分析

劉苓玲，李 培

(西南政法大學 勞動經(jīng)濟研究中心，重慶 401120)

農(nóng)村居民收入結構與消費關系的再檢驗
——基于省級面板數(shù)據(jù)的實證分析

劉苓玲，李 培

(西南政法大學 勞動經(jīng)濟研究中心，重慶 401120)

基于拓展的凱恩斯絕對收入假說理論，運用東、中、西部三個地區(qū)31個省份1997—2008年的面板數(shù)據(jù)，按照農(nóng)村居民收入來源，實證分析了工資性收入、家庭經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉移性收入各自對消費支出的影響。研究結果表明：隨著農(nóng)村居民收入結構的改變，工資性收入對消費的影響日益顯著，與家庭經(jīng)營性收入一并成為農(nóng)村居民消費的雙動力，財產(chǎn)性收入和轉移性收入對消費的影響雖然有限，但卻具有乘數(shù)效應；不同地區(qū)的收入結構對消費支出的影響存在差異。據(jù)此，提出了在不同地區(qū)促進農(nóng)村消費的政策建議。

農(nóng)村居民；收入結構；生活消費支出；工資性收入

Abstract:Based on the extended Keynesian’s absolute-income hypothesis theory，using the panel data of 31 provinces of China from1997to 2008, this paper empirical analyzes the effects of salary-income, family-operating-income, property income and transfer income on rural residents’ consumption. The results show that: with the structure changing of rural income, the wage income and the family-operating-income have a kind of dual effect on consumption of rural residents;property and transfer income have limited and multiplier impact on consumption; the income structures have different effects on consumption expenditure in different regions. According to those mentioned above, this paper proposes some policy suggestion to promoting the rural consumption in the different area.

Key words:rural residents; income structure; living consumption expenditure; salary-income

一、問題的提出

在我國，農(nóng)村是亟待開發(fā)的消費市場。增強農(nóng)村居民的消費能力對于擴大內需來說重要性日益凸顯，正成為統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的必由之路。農(nóng)村居民消費問題是當前政府農(nóng)村工作的重中之重，也是我國經(jīng)濟增長新支點的希望所在。2009年中央經(jīng)濟工作會議指出，保持我國經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展要以擴大內需特別是增加居民消費需求為重點，穩(wěn)步擴大農(nóng)村需求的增長空間，增強消費對經(jīng)濟增長的拉動作用。然而，收入是提高消費水平的最大掣肘因素，因此，如何提高農(nóng)村居民收入進而促進消費應是當今三農(nóng)問題研究的重點之一。

關于農(nóng)村居民收入與消費的關系，國內學者從不同角度進行了實證分析。第一種觀點認為我國農(nóng)村居民家庭的平均每人年消費和年收入之間存在長期的均衡關系，并且農(nóng)村居民具有非常高的邊際消費傾向；[1-3]另外一種觀點基于狀態(tài)空間模型和協(xié)整理論認為在經(jīng)濟轉型時期，我國農(nóng)村居民消費與收入之間存在以 1996年為分界點的兩段式均衡關系，1996年以后農(nóng)村居民存在更低的邊際消費傾向；[4]第三種實證結論則是農(nóng)民的消費支出與持久性收入呈正相關關系，持久性收入及其邊際消費傾向是影響農(nóng)民消費的最主要因素。[5]這種觀點在李銳、項海容采用GARCH(1，1)模型的實證分析中得到了驗證。[6]已有研究得出了收入與消費呈正相關關系的結論，且證實收入水平是促進消費的主要因素。但這些研究多是以時間序列數(shù)據(jù)為樣本，動態(tài)地分析基于收入總量對消費總量的影響，僅僅是縱向時間、總量的比較，橫向空間性、地域性、結構性比較不足。例如，李銳等把收入分為持久性收入和暫時性收入研究其對消費支出的影響，但并沒有嚴格劃分收入來源。[6]我國統(tǒng)計上將農(nóng)村居民收入分為工資性收入、家庭經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉移性收入，這四部分各自影響消費支出，但國內很少有這方面的研究成果，尤其是基于時間和橫截面的面板數(shù)據(jù)分析。由于我國地域廣闊，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展情況和農(nóng)民收入來源的構成差異很大，筆者擬利用 1997—2008年省級面板數(shù)據(jù)來研究農(nóng)村居民四種收入來源對消費支出的影響，并對不同區(qū)域的情況進行比較分析。

二、農(nóng)村居民收入結構變化趨勢

隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展，農(nóng)村居民收入結構多元化趨勢比較明顯，“家庭經(jīng)營仍是農(nóng)民收入的主要來源，工資性收入成為農(nóng)民增收的重要來源，轉移性收入成為農(nóng)民收入新的增長點，財產(chǎn)性收入為農(nóng)民增收開辟了新的空間”①。2000年以來各種收入在總收入中的比重不斷變化(表1)。

由表1可以看出近年來農(nóng)村居民收入的變化趨勢：首先，家庭經(jīng)營性收入在人均年純收入中占有重要位置，雖然呈現(xiàn)下降趨勢，但一直保持在50%以上；其次，工資性收入占據(jù)了人均年純收入的30%～40%，并且呈上升趨勢，說明工資性收入逐漸成為農(nóng)民收入的支柱；再次，財產(chǎn)性收入和轉移性收入呈逐步增長趨勢，轉移性收入的年增幅要快于財產(chǎn)性收入。同時，我國31個省(區(qū)、市)6.8萬個農(nóng)村住戶的抽樣調查結果顯示，2009年上半年農(nóng)村居民現(xiàn)金收入人均2 733元，同比增長8.1%，扣除價格因素，實際增長8.1%。其中，出售農(nóng)產(chǎn)品收入人均1 124元，同比增長4.1%；家庭二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營現(xiàn)金收入人均369元，同比增長9.8%；工資性收入人均954元，同比增長8.4%；財產(chǎn)性現(xiàn)金收入人均78元，同比增長9.9%；轉移性現(xiàn)金收入人均189元，增長31.4%。[7]由此可以看出，雖然農(nóng)產(chǎn)品收入絕對數(shù)依然很大，但增長速度遠不及絕對數(shù)額占第二位的工資性收入，增長速度最快的是轉移性收入。

表1 農(nóng)村居民各類收入占純收入的比重(1997－2008年)%

三、理論模型建立與數(shù)據(jù)說明

(一) 理論模型建立

凱恩斯認為人們的消費支出主要決定于現(xiàn)期可支配收入，在這一理論下，其絕對收入函數(shù)表示為：β表示邊際消費傾向， α ＞ 0, 0 ＜ β＜1。

國內學者多根據(jù)凱恩斯理論建立農(nóng)村居民的消費函數(shù)。馬學、王慧霞通過實證分析認為改革開放至今，我國農(nóng)村居民的消費與當期收入之間存在著密切的協(xié)整關系，凱恩斯關于消費與收入關系的心理經(jīng)驗法則非常適合分析我國農(nóng)村居民的消費

(1) 式中，C表示消費支出，Y表示收入，α、β為待估計參數(shù)，經(jīng)濟含義是α表示自發(fā)性消費，與收入關系。[9]另外，由于流動性約束和農(nóng)村居民因自身素質不高而缺乏遠見兩種因素的存在，在市場經(jīng)濟體制還不完善的我國農(nóng)村，上述兩種因素導致當期收入對消費的影響力更強，在分析我國農(nóng)村居民純收入中不同來源與消費水平關系時，選取當期收入作為消費的重要影響因子從理論上講是可行的。[10]同時，在我國農(nóng)村，由于信息不對稱以及農(nóng)戶收入的不確定性及抵押品不足等原因，正規(guī)金融機構對農(nóng)戶的消費性貸款普遍存在著“惜貸”行為，[11]這也導致了農(nóng)民主要依靠當期收入來消費。最近，有學者將絕對收入假說、相對收入假說、生命周期假說和持久收入假說應用于我國農(nóng)村居民消費行為的實證研究上，其結果依然表明絕對收入假設理論及其消費函數(shù)模型比較符合當前我國農(nóng)村居民的消費實際情況。[12]

但也有學者根據(jù)我國的實際對凱恩斯函數(shù)中邊際消費傾向的設定提出了質疑。吳克烈等從凱恩斯消費決定理論缺陷為切入點，認為在現(xiàn)實市場經(jīng)濟中，不僅MPC≥1是十分正常的，而且在理論上還存在 MPC＜ 0和MPC=∞的情況。[13]張秀利等通過 1978 年以來我國居民邊際消費傾向的實證分析也同樣質疑了0 ＜ MPC＜ 1的取值。[14]這些質疑基于我國農(nóng)村的實際情形都得到了驗證。

借鑒已有研究，筆者以凱恩斯的絕對收入假說為理論基礎，拓展凱恩斯邊際消費傾向遞減(0＜β＜1)的條件，即邊際消費傾向存在以下四種情況：1)當β＞1時，表示消費的收入彈性大于1，邊際消費傾向遞增(意味著消費者對未來收入持樂觀心態(tài)，當期有超前消費及借貸消費傾向)；2) 當β=1時，表示消費的收入彈性等于1，邊際消費傾向保持不變；3)當0＜β＜1時，表示消費的收入彈性小于1，邊際消費傾向遞減(意味著消費者對未來收入持悲觀心態(tài)，當期減少消費增加儲蓄，未雨綢繆)；4)在理論上還存在 ＜0的情況。[15]本文基于以上理論并運用我國1997—2008年省級面板數(shù)據(jù)實證分析農(nóng)村居民收入對消費的影響。首先，筆者建立如下模型：

(2) 式中，RCE表示農(nóng)村居民人均生活消費支出，SPI、FPI、PPI、TPI分別表示工資性收入、家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性收入和轉移性收入；α為常數(shù)項；1、2、3、4分別表示SPI、FPI、PPI、TPI的系數(shù)，即各項收入對消費支出的彈性系數(shù)；

為誤差項。其中i(=1，2…N)代表第i個地區(qū)，t(=1，2…T)代表第t個時間的觀察值。

(二) 數(shù)據(jù)選取說明

筆者選取 1998—2009年《中國統(tǒng)計年鑒》中全國31省份(除港、澳、臺地區(qū))的農(nóng)村居民按來源分組的收入和生活消費支出的面板數(shù)據(jù)，根據(jù)農(nóng)村居民消費價格指數(shù)以 1995年為不變價格對數(shù)據(jù)進行調整，并把31省份分為東、中、西部地區(qū)②，各變量描述性統(tǒng)計情況如表2所示。

表2 面板數(shù)據(jù)變量描述性統(tǒng)計 元

四、面板模型檢驗及分析

(一) 面板模型選擇

面板數(shù)據(jù)模型可以劃分為三種形式，在對面板數(shù)據(jù)模型進行估計時，如果模型形式設定不正確，估計的結果將與所要模擬的經(jīng)濟現(xiàn)實偏差較大。因此，本文首先采用協(xié)變分析檢驗模型的正確形式，主要檢驗兩個假設:

假設 1 斜率在不同的橫截面樣本點上和時間上都相同，但截距不相同

假設 2 截距和斜率在不同的橫截面樣本點和時間上都相同

如果接受了假設 2，則沒有必要進行進一步的檢驗。如果拒絕了假設 2，就應該檢驗假設 1，判斷斜率是否都相等。如果假設1被拒絕，就應該采用如下模型：

下面分別構造 F1和 F2統(tǒng)計量來檢驗上述兩個假設,其中F1對應假設1 ,F2對應假設2。

其中，S1為變系數(shù)模型估計的殘差平方和，S2為變截距模型估計的殘差平方和，S3為不變系數(shù)模型估計的殘差平方和，N為截面數(shù)目，T為時期數(shù)目，K為解釋變量數(shù)目。經(jīng)過計算：F1=1.285，F(xiàn)2=4.217，在 5%顯著性水平下，查表 F分布表得到相應的臨界值為：F0.05(150，217)=1.29，F(xiàn)0.05(120，217)=1.35。由于 F2＞1.35，所以拒絕假設 2；而F1＜1.29，則接受假設1。因此，本文的數(shù)據(jù)符合變截距模型。

(二) 固定效應與隨機效應模型選擇

確定了模型正確形式后,需要進一步選擇使用固定效應模型還是隨機效應模型。對于模型：

進行Hausman檢驗(表3)。

表3 Hausman檢驗結果

由表3可知，該檢驗拒絕了隨機效應的原假設，應該建立固定效應模型。

所以，本文的變截距固定效應模型如下：

其中αi為各省自發(fā)的消費支出水平。

(三) 模型的估計

利用Eviews6.0軟件對固定效應變截距模型對模型(3)進行廣義最小二乘估計法(cross-section weights)回歸，得到如下結果③(表4)。

表4 全國及東、中、西部地區(qū)回歸結果

從回歸結果看，模型具有較好的擬合效果，四個方程的F檢驗值都通過了顯著水平為1%的F檢驗，表明模型整體的擬合度也較高。同時，不同區(qū)域回歸AR(1)的過程都在1%水平上顯著，以及D W值(DW=1.65)均大于5%水平上的臨界值，較好了消除了序列相關性，該回歸結果適于分析。同時，本文的結果也驗證了拓展的凱恩斯邊際消費傾向的存在。

(四) 對模型結果的解釋

從全國范圍來看，工資性收入對消費的影響影響日益顯著，與家庭經(jīng)營性收入一并成為農(nóng)村居民消費的雙動力；同時，財產(chǎn)性收入和轉移性收入都具有乘數(shù)效應，收入增加1元，消費分別增加1.402和2.604元，具有明顯的引致消費效應。因此從上述結論看，用拓展的凱恩斯絕對收入假說的條件解釋我國農(nóng)村居民的消費情況是符合實際的。

由于不同地區(qū)農(nóng)村居民的收入結構并不一致，對消費支出的影響也不盡相同。因此，本文進一步劃分了東、中、西部地區(qū)進行研究。從三個地區(qū)的橫向比較來看，可以歸納有以下特征：

首先，三個地區(qū)工資性收入對消費支出的影響都是顯著的，其中，西部地區(qū)工資性收入的邊際消費傾向高達0.847 1，對消費的拉動作用明顯要高于東部地區(qū)和中部地區(qū)，也高于全國總體水平。近年來工資性收入以較快速度增長，已占總收入的38.94%，外出務工已成為農(nóng)村居民增加收入的主要渠道，尤其是對于人口眾多的農(nóng)業(yè)大省來說，勞動力的流動非常明顯。

其次，三個地區(qū)的家庭經(jīng)營性收入對消費的影響也都較顯著，其中東部地區(qū)家庭經(jīng)營性收入促進消費的效應最好，系數(shù)為0.772 3，相比之下，中部地區(qū)最弱，邊際傾向為0.576 5。20世紀90年代中期以來，家庭經(jīng)營性收入遭遇瓶頸約束，雖然仍占50%以上，但是農(nóng)業(yè)邊際產(chǎn)出的下降和增收的困難，都使得農(nóng)民將增收的精力放到農(nóng)業(yè)之外。

第三，在財產(chǎn)性收入和轉移性對消費影響的實證研究中，東部地區(qū)的財產(chǎn)性收入沒有通過顯著性檢驗，其他地區(qū)兩種收入對消費的影響都具有乘數(shù)效應，財產(chǎn)性收入在推動農(nóng)村居民消費支出方面并不存在明顯的滯后效應④。中西部地區(qū)轉移性收入的消費效應較之東部較為明顯。這和近幾年中央的農(nóng)村政策密切相關，連續(xù)多年的中央一號文件以及農(nóng)業(yè)稅的免除，對農(nóng)業(yè)的各類補貼都致使引致消費較為明顯。尤其是中西部的農(nóng)業(yè)大省得到較多的補貼，進而對消費起到拉動作用。

五、結論與政策建議

本文通過對我國31個省份1997—2008年農(nóng)村居民收入結構對生活消費支出影響的實證研究表明：從全國大范圍來看，工資性收入已經(jīng)成為拉動農(nóng)村居民消費的主要動力，家庭經(jīng)營性收入的作用在下降，而財產(chǎn)性收入和轉移性收入對消費具有乘數(shù)效應。從東、中、西部三個地區(qū)的對比來看，中西部地區(qū)工資性收入對消費的拉動作用高于其他收入，而東部地區(qū)家庭經(jīng)營性收入的消費效應高于我國整體水平和中西部地區(qū)。針對研究結論提出以下政策建議：

第一，雖然工資性收入已成為拉動消費的主導因素，但是作為農(nóng)業(yè)大國和國民經(jīng)濟的基礎產(chǎn)業(yè)，不應忽略農(nóng)業(yè)的重要地位，而是要改變傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式，促進農(nóng)業(yè)技術革新，調整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)營的規(guī)?；?、集約化和專業(yè)化，同時要提高農(nóng)民的知識化和專業(yè)化水平，促進農(nóng)地科技和農(nóng)戶知識含量的雙提升，努力實現(xiàn)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和農(nóng)戶增收。

第二，東部地區(qū)二、三產(chǎn)業(yè)比較發(fā)達，市場機制較為完善，尤其是中小企業(yè)密布，較易實現(xiàn)農(nóng)村勞動力的就地轉移和全國剩余勞動力的集中。政府應加大對東部地區(qū)中小企業(yè)技術和政策的引導與支持，化解中小企業(yè)資金匱乏和出口瓶頸的約束；鼓勵其轉變生產(chǎn)結構，提高產(chǎn)品質量，提高經(jīng)濟效益，使其成為吸納剩余勞動力的主力軍，并以新《勞動合同法》為法律依據(jù)，保護就業(yè)者尤其是農(nóng)民工的利益，確保農(nóng)民工工資按時、足額發(fā)放。

第三，中部地區(qū)地少人多，農(nóng)村人力資源十分豐富。一方面，政府應完善勞動力市場，促進勞動力流動，并加大對農(nóng)村勞動力尤其是外出務工人員適應產(chǎn)業(yè)結構調整的勞動技能培訓，提升就業(yè)競爭力，并鼓勵剩余勞動力自謀職業(yè)和自主創(chuàng)業(yè)。在中部崛起的關鍵時期，還應加大對農(nóng)業(yè)的轉移支付，用補償性的財政政策促進農(nóng)業(yè)的發(fā)展，提高農(nóng)民收入水平[16]。

第四，西部地區(qū)發(fā)展?jié)摿薮?，市場前景廣闊，現(xiàn)階段西部大開發(fā)應該調整地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構，改變傳統(tǒng)小農(nóng)生產(chǎn)的單一局面，充分利用地方優(yōu)勢資源，發(fā)展地方特色產(chǎn)業(yè)，發(fā)展城鎮(zhèn)經(jīng)濟以促進農(nóng)村勞動力轉移，形成城鎮(zhèn)化和新農(nóng)村建設的聯(lián)動發(fā)展；同時完善土地流轉和土地收益分配機制，保護農(nóng)民的利益；西部地區(qū)由于經(jīng)濟相對落后，農(nóng)民收入較低，政府應利用財政積極建立與完善覆蓋農(nóng)村居民的社保體系，減輕農(nóng)民養(yǎng)老、醫(yī)療等負擔，增加農(nóng)民收入，創(chuàng)造農(nóng)民消費的有利環(huán)境。

注釋：

① 見前農(nóng)業(yè)部部長孫政才向全國人大常委會作的《國務院關于促進農(nóng)民穩(wěn)定增收情況報告》，2008-08-28。

② 根據(jù)國家西部大開發(fā)政策的相關規(guī)定，此處東部地區(qū)是指北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11 個省級行政區(qū)；中部地區(qū)指黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8 個省級行政區(qū)；西部地區(qū)指四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古12 個省級行政區(qū)。

③ 根據(jù) Hausman檢驗結果，各地區(qū)的模型都適合固定效應，所以此結果基于固定效應模型作出。由于本文研究的是總體效應，各省的截距項未列出。

④ 張俊偉(2010) 實證分析結果顯示財產(chǎn)性收入增長 1單位，會導致當年居民消費支出增長2.34個單位?！敦敭a(chǎn)性收入與居民消費關系初探》.中國經(jīng)濟時報，2010-01-12。

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責任編輯：李東輝

Reevaluation of the relationships between rural residents’ income structure and consumption:Based on the empirical analysis of provincial panel data

LIU Ling-ling，LI Pei
(The Center for Labor Economics, Southwest University of Political Science & Law, Chongqing 401120, China)

F249.27

A

1009-2013(2011)01-0015-05

2010-12-25

國家社會科學基金項目(07ASH008)；西南政法大學博士科研基金項目

劉苓玲(1971—)，女，重慶市人，博士、教授，研究方向：勞動經(jīng)濟學、社會保障、人力資源管理。