摘要】我国农民消费主要受当期收入的制约，其次是不确定性因素。经营性收入对农民消费影响最大，工资性收入次之，他们的影响都是增量上的。农民消费增加即实现了农村市场扩大，而保持农民收入增长的持续性是增加农民消费的关键因素。

引言

农民占我国总人口的57%，而他们的消费仅占全国总消费的26.8%[1],农民消费与城镇居民消费差距达到3.8倍（2004）。在国际市场日趋激烈的今天，扩大内需成为经济转型的关键，而农村消费市场的壮大又成为扩大内需的关键。提高农民消费水平和扩大农村消费市场亦是繁荣农村经济、建设社会主义新农村的题中之义。国家近年来免除农业税，补贴农业生产，甚至直接给予农民购买家电的补贴[2]，目标除了提高农民生活水平，缩小城乡差距外，自然是要提高农民消费水平，扩大农村消费市场。尽管十分努力，农民的整体消费水平依旧不高。农民消费行为主要受收入影响，而这种影响方式正是我们将要分析的。

 一、收入对农民消费行为的影响

我们采用农民家庭人均纯收入作为收入数据，农民家庭人均消费作为消费数据，年度为1978-2006年的共计29个数据进行分析。假设消费为COM，收入为Y。我们使用Eviews5.0进行回归分析。

首先，直接采取一元回归方程计算，得到报告如下：

COM=40.32 + 0.75*Y

t    2.398   74.598

R2=0.995 R(—)2=0.995   F=5564.930   D-W=0.467

显然这是一个除了自相关问题外比较令人满意的回归结果。消费和收入之间高度相关。但是由于是时间序列，我们需要特别注意自相关问题和伪回归问题，特别是我们看到R(—)2大于D-W值，这提示我们需要检验序列的稳定性。经过检验得到：带常数项和趋势项情况下的ADF检验为COM和Y均不是稳定的序列，而是一阶单整的。这个结果我们整理如表1.从表1的检验结果中我们得出：消费和收入在5%的显著水平上都是一阶单整的。

表1 消费与收入的单整检验结果
Null Hypothesis	1%	5%	10%	ADFtest statistic
D(COM) has a unit root	-4.440739	-3.632896	-3.254671	-3.940132
D(Y) has a unit root	-4.374307	-3.603202	-3.238054	-3.716186

既然是一阶单整的，我们就有必要分析两者的协整关系。保存回归的残差序列为ET，对ET进行序列平稳性检验，结果ET有一个单位根的ADF检验结果为3.94，而1%显著水平下的ADF值为-3.75，从而我们认为残差序列ET在1%的显著水平上是平稳的，即COM和Y是协整的。

根据上述结果我们建立ECM（误差修正模型）模型，得到结果如下：

ΔCOM = -12.12 + 0.86*ΔY - 0.38*ETt-2           （模型1）

t         （-1.26）（15.42）（-3.04）

F：121.40，R(—)2=0.90，R2=0.91，D-W=2.13，

模型主要参数通过显著水平为1%的参数检验。误差修正系数为负，符合反向修正机制。回归结果表明，短期农民家庭人均纯收入的变动对农民人均生活消费变动存在正向影响，收入每变动1个单位，消费将变动0.86个单位。模型同时表明，由于短期调整系数显著，每年实际发生的农民人均生活消费与其长期均衡值的偏差中的约38%被修正，修正的期限达到两期，也就是说，农民实际的消费水平受到连续三年不确定性因素的影响，而且实际上影响比较大。虽然常数项的检验结果并不如意，但是对于我们的分析来说，常数项影响并不大，所以我们认为，这个ECM模型比较正确地反映了我国农民的人均纯收入和生活消费之间的关系。从而我们认为，（1）我国农民消费受到即期收入的影响最大，敏感度较高（0.86）。主要原因是我国农民收入本身并不高，收入的大部分除了比较硬性的教育、住房、医疗支出外，剩下的费用基本上全部用于生活支出，2006年的恩格尔系数为43%，如果把地区差异考虑进来，那么这个恩格尔系数应该更高。也就是说农民不得不把即期收入的很大一部分消费掉。（2）农民消费较大地受到不确定性因素的影响。这些不确定性因素主要包括对未来收入的不确定，对未来支出的不确定，对财产稳定性的不确定。收入的不确定主要指农民的收入受到自然不确定性的影响，农民工本身的收入也有较大不确定性。对支出的不确定性主要是养老和医疗等方面的不确定性，这是制度不健全的表现。最后对财产稳定性的不确定性则指农村土地以及相关附着物的产权并不明晰，产权法规的变动会影响农民的收入。这些不确定性造成对农民消费的反向修正。

二、收入结构对农民消费的影响

农民的收入主要包括四个方面，即工资性收入、经营性收入、财产性收入以及转移性收入。财产性收入样本比较少，难以做计量经济分析，我们将其剔除。从而我们需要分析的是工资性收入、经营性收入和转移性收入三种收入对农民消费的影响。假设工资性收入为RW，经营性收入为RO，转移性收入为TR。

我们对三个序列进行单位根检验，发现三个序列都不是平稳的而是二阶单整的。如表2.

表2 收入结构的单位根检验结果
Null Hypothesis	1%	5%	10%	ADFtest statistic
D(RO,2) has a unit root	-3.711457	-2.981038	-2.629906	-4.910448
D(RW,2) has a unit root	-3.711457	-2.981038	-2.629906	-6.934405
D(TR,2) has a unit root	-3.72407	-2.986225	-2.632604	-5.962533

   注意：检验是在不含趋势项的情况下进行的。

显然这种检验结果表明，我们不可能直接用三个序列进行回归分析，即使回归分析我们能够得出决定系数很高（0.99）的结果，仍然只能是伪回归。这个结果也表明，农民的消费并不是直接由当年的收入结构决定的，它受影响的方式至少应该是增量上的。

为了进一步分析，我们有必要以上述序列为基础，构造平稳序列。对于消费，我们知道经过一阶差分后就已经是平稳序列了，所以只需要处理RO、RW和TR。

经过多次分析，我们得到下述序列是平稳序列：

COMT=COM-COM(-1)

RWT=ΔRWt-ΔRWt-1

ROT=Ln（|ROt-ROt-1|）

TRT=ΔTRTt-ΔTRTt-1

经过上述调整，我们损失了两个观测数据，从而数据减少为27个，但仍然满足回归分析要求。为了寻找主方程，我们分别用上述三个序列对COMT进行回归分析，结果如下：

COMT = -141.55 + 34.99*ROT                （式1）

t    （-2.96）    （5.22）

R(—)=0.49   F=27.21   D-W=1.41                

COMT = 91.41 + 1.20*RWT                   （式2）

t          （4.81）  （2.41）

R(—)=0.16   F=5.82  D-W=0.88

COMT = 96.91 + 2.84*TRT                    （式3）

t         （4.85）  （1.47）

R(—)=0.04   F=2.17  D-W=0.71

通过对三个回归结果的比较，我们发现式1的参数完全通过5%显著水平的检验，模型设计正确，决定系数最高，而且不存在自相关，可以作为主方程。TRT对COMT的回归结果参数不显著，存在自相关，而决定系数非常小，实际上可以略去。这样我们将RWT带入式1进行二元回归分析，结果如下：

COMT = -161.66 + 36.45*ROT + 1.23*RWT      （式4）

 t     （-3.96）   （6.47）    （4.01）

R=0.70，R(—)=0.68  F=28.59  D-W=1.81

式4显著地提高了决定系数，而且明显地避免了自相关问题，所有参数均通过5%显著水平的检验，式4是拟合得非常好的结果。

 

我们将TRT带入式4得到以下回归结果：

COMT = -155.71 + 35.47*ROT + 1.20*RWT + 1.03*TRT     （式5）

t             （-3.75）   （6.16）         （3.86）    （0.90）

R=0.71，R(—)=0.68  F=19.17  D-W=1.85

显然地，TRT的参数无法通过显著性检验，参数实际上显著为0，可以去掉。而且也并没有显著提高模型的调整后决定系数。从而我们得到最终分析结果为式4，最终调整后的模型为：

ΔCOM = -161.66 + 36.45* Ln（|ROt-ROt-1|）+ 1.23*(ΔRWt-ΔRWt-1)（模型2）

 t     （-3.96）       （6.47）              （4.01）

R=0.70，R(—)=0.68 ， F=28.59 ， D-W=1.81 ， tolerance=1；ROT的β系数为0.718，RWT的β系数为0.445.

模型表明，不存在线性相关和自相关等问题。如果经营性收入每期稳定地增长或者减少1元，而且工资性收入持续保持等量增长，也就是说，工资和经营性收入的增长都呈现递减的趋势，那么每期消费的增长就会持续减少（-161.66），直到为0.经营性收入的增长每增长1%，消费的增量会增长36.46%。工资性收入的增量每增长1元，消费的增长将增长1.23元。我们对这种情况的把握大约为68%（R(—)=0.68），即我们有68%的把握说明上述情况是正确的，虽然这个数据比较低，但是所有的参数检验结果表明，这个结论是有意义的。从而我们认为：（1）我国农民消费主要受到经营性收入和工资性收入的影响。其中，经营性收入的影响较高。（2）未发现转移性收入对农民消费有显著性影响（式3中R(—)=0.04，且参数无法通过5%显著水平的检验）。（3）工资性收入和经营性收入对农民消费的影响都是增量上的影响，也就是说增量的变化引起消费增量的变化。

三、结论及启示

经过上述分析，我们得到以下结论：

（1）农民消费支出主要受收入的影响（0.90）。

（2）农民消费支出受不确定性因素的影响比较大（0.38）。

（3）经营性收入和工资性收入对农民消费支出的影响最大，而且影响主要是增量的影响，收入增长的预期有效地影响了消费水平的提高。

上述结论给我们以下启示：

1、要打开农村市场，第一步是要增加农民收入，只有农民收入得到较快增长，农村消费市场才有可能得到较快增长，十七届三中全会提出到2020年农民收入要翻两番，或者就是这个目的。

2、要打开农村市场，需要降低农民对未来状况的不确定性，本文认为，完善农村社保制度和医疗保健制度，消除农民对养老治病的不确定性准备。明晰农民财产产权，消除农民对财产不确定性的准备，这些可以减少农民为不确定性进行的储蓄，从而可以增加农民消费。

3、经营性收入对农民的消费影响最大，而只有经营性收入的增长速度得到较快提高，农民才可能扩大消费；工资性收入次之，但是我们的分析发现，如果第二期工资的增长额高过第一期工资的增长额，那么不但高过的部分农民会用于消费，而且还会消费得更多。这就说明，农民对收入增长的预期有效地影响了消费水平，如果农民预期收入会持续增长，农民就会显著地扩大消费。这启示我们，增加农民经营性收入和工资性收入对扩大农村市场非常重要，而且只有这种增加表现出持续性，也就是实现农民收入增长的持续性，农村市场扩大的效果才会明显出现。这就是农村市场启而不动的原因，因为农民增收总是没有持续性。

参考文献

[1] 钟蓝. “十一五”扩大农民消费面面观（N）.北京：中国信息报，2006.3.3：2

[2] 人民网：农民买家电享财政补贴：http://politics.people.com.cn/GB/1026/6687168.html，2007.12.23

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[4] 罗振华.中国农民消费行为的影响因素分析（J）.湖南农业大学学报，2008.2：33~35

[5] 于淑波.持久性收入对中国农民消费影响分析（J）.技术经济，2008.2：71~74

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[7] 潘省初.周凌瑶.计量经济分析软件——Eviews、SAS简明上机指南（M）.中国人民大学出版社，2005.5

[8] 中华人民共和国国家统计局网站统计数据库：http://www.stats.gov.cn/tjsj/ ，查阅日期：2008年7月20日