农民消费水平范文1
[关键词] 农民收入 农民消费 偏最小二乘回归
众所周知,投资、消费和净出口是拉动经济增长的三驾马车。2009年以来,随着国际金融危机的持续恶化和蔓延,国际市场需求进一步萎缩,中国对外贸易大幅下滑,靠出口拉动我国GDP的稳定增长已经很难实现;2009年初,国家提出未来两年的4万亿投资计划,使得我国依靠投资拉动经济增长已经达到极限值;扩大消费已经变为保证经济稳定持续增长的重中之重。而据商务部统计表明,目前占全国人口总数三分之二的农村居民,只消费了全国三分之一的商品。农民消费水平有较大的提升空间,农村消费市场有着巨大的潜力。因此,只有农村消费市场真正启动,中国经济才能保持持续稳定的增长。我们在扩大内需的背景下探讨安徽省农民收入水平和消费水平之间的关系,研究如何拉动安徽省农民消费水平,对安徽省应对金融危机,促进经济持续增长有很强的现实意义。
根据凯恩斯的绝对收入假说,消费者是根据其收入的绝对水平来决定其现有消费水平的;消费随收入增长而增长,但消费增长速度慢于收入增长速度,在收入水平越高时越如此。我们用农民人均纯收入作为绝对收入指标,用农民人均消费水平作为消费水平指标,重点探讨安徽省农民人均纯收入按照来源分的各种收入水平和人均消费水平按照类分类的各种消费水平之间的关系,以寻找影响安徽省农村消费水平的深层次原因。
一、安徽省农民收入水平的现状分析
农民绝对收入指的是农民人均纯收入,按其来源分成工资性收入(X1)、家庭经营性收入(X2)、转移性和财产收入(X3),其基本统计量见表1。
从表1可以看出,安徽省农民工资性收入是支撑农民收入增长的主要因素:工资性收入从1995年的234.24元增加到2007年的1470.05元,增长了5倍多,增速达到了16.54%,是三个收入指标中增速最快的;而2007年环比增长速度为24.14%,这说明工资性收入有加速上扬的趋势;但是工资性收入标准差为358.59元,波动也是最大的,因此,在目前金融危机下,如何处理安徽省农民工就业问题成为保证工资性收入稳定高速增长的关键。
1995年～2007年安徽省家庭经营性纯收入的平均增速为5.29%,保持稳定增长,但是在三个收入指标中其增长速度是最慢的,而2007年环比增速达到了12.55%,这说明家庭经营纯收入增长缓慢的情况有所好转。家庭经营纯收入占农民纯收入的比重平均值为62.28%,仍然是农民收入的主要来源,从2006年的54.49%下降到2007年的51.20%,比重有所降低。
转移性和财产收入成为安徽省农民收入增长的重要补充。从1995年的87.88元增加到2007年的118.82元,增速为9.65%,标准差为50.34元,波动最小;由于国家粮食直补发放等原因,2007年的环比增速达到了58.69%,呈现快速增长的势头。
二、安徽省农村消费水平的现状分析
消费水平是反映人们生活水平和质量的重要指标。从消费构成看,消费水平包括食品、衣着、居住、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通通讯、文教娱乐用品及服务、其他商品及服务八个大项支出,这项分别记为:,其基本统计量见表2。
从表2可以看出,随着农村基础设施建设的明显改善,方便了农村居民的出行和联络,安徽省农村居民与外界的交流日益扩大,交通和通讯支出增长幅度是最快,1995年～2007年均达到了23.12%;其次是医疗保健,受医疗改革的影响,安徽省农村医疗支出迅速增长,1995年～2007年均达到了14.72%,其中2007年比2006年支出增加38.67元,同比增长27%,农民因病致贫、因病返贫的现象比较常见,随着农村合作医疗的普及,这一问题将会得到改善;随着农村社会经济的逐步繁荣,安徽省农村居民在物质生活丰富的同时,享受性的精神生活也日益丰富多彩,很多农户意识到知识和信息的重要性,对文化教育的投入增多,为11.17%;随着经济的富裕,安徽省农村居民加大了对居住的投入,1995年～2007年年均增长了9.26%,其中2007年比2006年增加了96.46元的支出,增长幅度为25%;1995年～2007年增长速度最低的是食品,只有5.53%。这说明安徽省农村居民在满足了温饱以后,居民消费质量在提高,开始注重精神文明质量和身体健康水平。但是,不可否认的是,安徽省农村居民的生活费支出大部分仍然是花在了食品和居住上,这是因为农民收入有限,所以农村居民消费整体水平还是低下的。
三、安徽省农民消费水平和收入水平关系的分析
1.偏最小二乘方法的介绍
偏最小二乘回归提供一种多对多的线性回归建模方法,特别当两组变量的个数很多,且存在多重相关性、观测数据的样本量又较少时,传统的最小二乘回归等方法失效,但是偏最小二乘回归建立的模型却能给出很好的估计效果。另外,偏最小二乘回归在建模过程中集中了主成分分析、典型相关分析和线性回归方法的特点,所以本文采用偏最小二乘回归方法来分析安徽省农民收入水平和消费水平之间的关系。
偏最小二乘方法的分析原理如下:
假设有p个因变量Y1,Y2,…Yp与m个自变量X1,X2,…Xm。偏最小二乘回归首先在m个自变量X1,X2,…Xm提取第一成分T1(T1是包含自变量变异信息尽可能多的线性组合),同时在因变量中也提取第一成分U1(U1是包含因变量变异信息尽可能多的线性组合),并要求T1与U1的相关程度达到最大。然后建立因变量Y1,Y2,…Yp与T1的回归,如果回归方程已经达到满意的精度,则算法终止。否则继续第二对成分的提取(此时用Y1,Y2,…Yp与T1的回归残差阵F1和X1,X2,…Xm与T1的回归残差阵E1代替原始因变量和自变量数据阵,重复上面选取第一对成分T1与U1的步骤,得到第二对成分T2与U2),然后建立因变量Y1,Y2,…Yp与T1、T2的回归,……,一直进行下去,直到达到满意的精度为止。若最终对自变量提取了r个成分T1,T2,…Tr,偏最小二乘回归将通过建立Y1,Y2,…Yp与T1,T2,…Tr的回归方程,然后再表示为Y1,Y2,…Yp与X1,X2,…Xm的回归方程式,即为偏最小二乘回归方程式。
偏最小二乘回归法采用PRESS (prediction residual sum of squares)指标判断精度的大小。 即将n个样本中的n-1个用做训练样本,剩下的1个样本作为检验样本。第一次先将第1个样本留下作检验样本,用其余的n-1个样本建模,然后将检验样本代入模型,可求得1个估计值,记为1,第二次再将第2个样本留作检验样本,用其余样本建模,将第2个样本代入模型求得估计值2,如此循环n次,每次都留下1个样本作估计,这样可求出第n个预报残差值n,再将这n个残差值平方求和,即为PRESS。
上式中,i为第i个原始因变量值,i为第i个估计值。PRESS值越小,表示模型的预测能力越强。
2.安徽省农民消费水平和收入水平关系的实证分析
通过SAS9.0软件中的PLS过程,所得分析结果见表3。
从表3可以看出,第一成分可解释自变量91.3768%的信息,可解释因变量85.4035%的信息,而第二对和第三对成分对自变量和因变量的解释能力很少,因此可以初步判断抽取第一成分即可。
另外,利用BLOCK方法得到第一成分的PRESS为0.663857,第二成分的PRESS为0.713367,第三成分的PRESS为0.688761,按照PRESS值越小,模型预测能力越强的规则最终确定只抽取第一成分,且其组合模型为:
最终得到因变量对原始自变量的回归方程为:
从(1)式到(8)式可以得到以下结论:
第一,各种消费水平和收入水平均呈现正相关,这符合凯恩斯的绝对收入假说,即收入越高消费越高。因此扩大农村消费的关键在于提高农民收入,只有农民收入切实增加,才能真正提高农民的购买力水平,从而扩大农村消费。国家提出的“家电下乡政策”其实是增加了农民转移性收入,从而提高农民了的消费水平。
第二,(1)式和(8)式的截距为正,表明食品支出和其他商品及服务支出为自发消费,即其消费不受收入影响,是由本能需要所形成的消费,这和实际相符,因为“民以食为天”。(2)式到(7)式的截距为负,这表明当农民收入为0时,农民会减少这些项目的消费,甚至不消费。因此,收入对这五项的影响较大。要扩大安徽省的农村消费市场,也即扩大这五个方面的消费市场。
第三,因为各自变量的系数不等,所以各种收入水平对消费水平影响的力度不同。其中(1)式和(8)式均表明转移性收入对各种消费水平的影响程度最大,这是因为工资性收入和家庭经营纯收入的增长农民预期较稳定,本着“量入为出”的原则,农民各项消费也较稳定。但是当转移性收入(或称意外收入)突然增加时,农民会提高各项消费的需求水平。比如“家电下乡”政策的实施,会大幅激发农民对家庭设备的消费需求。如果国家或者安徽省还提出其他的消费政策,在农民转移性收入预期增长的前提下,农村消费市场将会被激活,从而扩大了内需。从(1)式和(8)式的各项系数比较,工资性收入系数最小,因此工资性收入对各种消费水平的影响程度最小。这是因为工资性收入主要是指安徽省农民务工所获得的收入,而安徽省农民主要是在外出务工,其所获得报酬虽然增长最快,但是农民工不在本省消费,所以对本省消费水平的影响最小。
四、主要结论和建议
通过偏最小二乘方法分析发现:安徽省农民收入水平越高消费水平也越高,转移性收入对农民消费水平的影响最大,工资性收入对农民消费水平影响最小。
因此为促进安徽农村消费,可以从以下几点入手:
1.提高农产品的价格水平,增加农产品储备,以提高安徽省农民收入。当前猪肉价格下跌幅度较大,严重挫伤了农民养猪的积极性,此时安徽省政府应该实行猪肉储备制度,确保猪肉价格的稳定,使得养猪农民能得到合理的利润,也防止未来猪肉价格的大起大落,从而实现双赢。另外,安徽省政府在粮食、棉花、油菜价格方面也可以充当蓄水池的角色,以维持这些农产品价格的稳定,增加农民的收入,从而更好的启动农村消费市场。
2.加大对农业的投入力度。比如提高粮食直补金额、扩大“家电下乡政策”的范围,从而增加农民的转移性收入,使得相应市场的消费呈现爆发性增长。
3.大力支持安徽省县域经济发展,努力创造就业机会。通过发展县域经济,加快“工业化”和“城镇化”进程,给农村劳动力就地转移创造良好的就业机会,使农民在本土地域内的劳动收入得到较快增长,从而带动本地农村市场的消费水平。
参考文献:
农民消费水平范文2
关键词:农村居民;消费水平; 实证研究
中图分类号:F320文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)01-0039-02
一、引言
改革开放以来,中国的农村经济有了飞速地发展,随着农村居民生活水平的提高,消费水平也有了显著的提高。本文基于凯恩斯消费函数,建立计量经济学模型,进行统计检验,分析农村居民消费水平。
二、基本理论
凯恩斯以1929―1933年的经济大萧条为时代背景,在《就业、利息和货币通论》中提出了“消费函数”的概念。凯恩斯认为,收入和消费之间存在函数关系。虽然,在现实生活中,收入水平、商品价格水平、收入分配状况、利率水平、消费者偏好、家庭财产状况、消费信贷状况、消费者年龄构成以及制度、风俗习惯等因素都影响着居民的消费支出,但是在众多的因素中有决定意义的是居民收入水平。因而凯恩斯用C= f (Y)来表示消费和收入之间的关系,其中C表示消费支出,Y表示收入水平,边际消费倾向MPC=。如果消费支出与收入水平之间存在线性关系,则边际消费倾向为常数,消费函数可表示为:C=α+βY,其中α,β为参数,α>0,0
三、实证研究
1.模型设定
根据凯恩斯的消费函数C=α+βY,采用计量经济学模型:
Ct=α+βYt+μt,其中,Ct表示t时期的消费支出,Yt表示t时期的收入水平,α和β为回归系数,μt为随机扰动项。
2.数据处理
从《2008年中国统计年鉴》中收集了1991―2007年间农村居民人均消费支出、农村居民家庭人均纯收入和农村居民消费价格指数的数据。对这些数据进行处理,分别得出农村居民人均消费支出和人均纯收入的数据。
3.回归结果
通过EVIEWS 3.1软件,采用普通最小二乘法(OLS)估计模型,其结果如下:
=72.67920+0.714637Y
t: (1.903) (23.282)
R2=0.9730732=0.971278
F=542.0712 DW=0.386814
其中,C表示农村居民人均消费支出(元),Y表示农村居民人均纯收入(元)。
4.计量经济学检验
(1)经济意义检验。从回归结果中可以看出,=72.67920>0,
(2)回归系数的显著性检验―― t检验。从回归结果中可以看出,回归系数β的t值为23.282,在的显著水平下,自由度为15的t的临界值为2.131,有23.282>2.131,因此拒绝原假设,统计显著,认为农村居民人均消费支出与人均纯收入有显著的线性关系。
(3)拟合优度检验。从回归结果中可以看出,2=0.971278,接近于1,表明该模型的解释变量解释了1991―2007年间农村居民人均消费支出变异的,因此样本回归方程对数据拟合的很好,回归方程通过了拟合优度检验。
(4)自相关检验――DW检验。从回归结果中可以看出,DW=0.386814,在5%的显著水平下,查DW统计量临界值表知:dL=1.133,dU=1.381。由于0
(5)异方差检验――White检验。通过EVIEWS 3.1软件,进行White检验,结果如下:
2t=-1401.607+3.701371Yt-0.000900Y2t
t: (-0.378) (0.604)(-0.374)
R2=0.163972 2=0.044540
F=0.372927DW=0.664997
有n×R2=2.787527,在5%的显著水平下,自由度为2的x2统计量的临界值为5.991,有2.787527
5.模型修正
根据上面的计量经学检验可以看出,回归模型中存在一阶自相关。下面对回归模型进行修正,运用柯克伦―奥克特法消除一阶正自相关,其步骤如下[2]:
(1)残差et对et-1回归,即估计et=ρet-1+εt,得到ρ的估计值。
通过EVIEWS 3.1软件,进行普通最小二乘法(OLS)估计,结果如下:
t=-0.070421+0.803149et-1
t: (-0.011) (4.828)
R2=0.624739 2=0.597935
F=23.30730DW=1.247387
其中,=0.803149。
(2)产生C′t=Ct-Ct-1,Y′t=Yt-Yt-1,估计C′t=α+βYt,得到α和β的估计值。
回归结果如下:
′ =-18.55299+0.823291Y′
t: (-0.883) (12.351)
R2=0.9159452=0.915945
F=152.5572DW=1.487139
从上面的回归结果可以看出,DW=1.487139,有dU
四、农村居民消费水平分析
从上面的回归结果中可以看出,β的估计值,=0.823291=0.823291,即边际消费倾向为:0.823291,表明在1991―2007年间,平均每增加1元的收入,农村居民平均消费支出增加0.8元; 2=0.915945,说明农村居民人均纯收入解释了农村居民人均消费支出变动的91.5945%。
参考文献:
[1]高鸿业.西方经济学[M].北京:中国人民大学出版社,2007:448-477.
[2]潘省初.计量经济学[M].北京:中国人民大学出版社,2007:140.
[3]李武.基于凯恩斯消费函数的中国城乡居民消费差异实证分析[J].统计研究,2007,(6):67-69.
农民消费水平范文3
在这个暑假中，本人通过对我县经济发展网上资料的查阅和调查问卷的形式总结了十六以来我县农村居民消费的基本情况及变化趋势，并由此提出了存在的主要问题和制约因素，并针对存在的问题提出了进一步推动农村居民消费的措施和建议，据此做出报告。
一、农村居民消费的基本情况和变化趋势
（一）农村居民消费水平的演变。我县农村居民消费水平的演变大体分为两个阶段，一是XXXX年为消费水平缓慢增长阶段。由于这一时期前两年，农村经济发展缓慢，农产品价格低，农民负担高。因此，进入新世纪的前三年，农村居民消费水平总体呈现稳步增长的态势。二是XX年为消费水平快速增长阶段。我市在农业结构调整、农业产业化、标准化等方面都有了较大发展，使我市的农业经济迅速增长，农民人均纯收入大幅增长。
（三）消费方式的演变。从某种意义上说，收入水平决定消费水平，而消费结构的变化是消费方式转变的结果，消费方式的转变反过来又促进消费结构的变化，并转化为拉动消费市场的动力。近年来农民消费方式主要有以下变化：一是由满足生活需要向追求生活质量提高转变。在食品结构上，主食消费比重下降，各种副食消费不断增加，膳食结构向营养、科学型发展。在衣着消费上，农民穿衣在成衣化的基础上，更注重时尚化。XX年人均衣着支出140.1元，同比增长35%。二是由重食物消费向物质和服务消费并重转变。食物消费更多表现为生存型消费，而服务型消费更多表现为提高型和享受型消费。服务消费比重逐年上升，反映出农民消费观念的积极转变，也反映出农民消费方式的多元化。三是由自主性与市场化结合消费向更高的市场化消费转变。随着农村经济的快速发展，农民生活消费的市场化进程明显加快，现金消费支出的比重不断上升。
二、扩大农民消费存在的主要问题和制约因素
（一）农民收入问题。通过前面的分析，我们发现农村居民消费水平的提高是以收入的提高为前提的。近两年，农民收入有了较大幅度的增长，农民的购买力提高了，对收入的预期也提高了，消费水平就明显提高，消费对经济的拉动作用明显增强。但与城镇居民相比，农民的收入水平，特别是现金收入水平还比较低。因此，要进一步扩大农村消费，还要进一步增加农民收入，并保持收入的稳定增长。
（二）社会保障制度不完善，收支预期的不稳定，是农民消费的后顾之忧。近几年，我市农村社会保障制度虽然有了一定程度的发展，在养老、医疗等方面已形成了一套比较完整的保障体系，但这些保障体系还不完善，普及率也不高，医疗费用居高不下，看不起病，吃不起药，因病致贫、因病返贫的现象时有发生。因此，存钱养老、存钱防病的思想在农民中还普遍存在。另外，收支预期的不稳定，越来越高的教育投资，婚丧嫁娶的盲目攀比，也使得农民不敢贸然消费。
（三）农村市场体系不健全和消费环境欠佳是影响消费的重要环节。主要表现在：一是家庭设备、日用品等有赖于新型业态如连锁超市在农村的延伸，而目前农村商业流通组织方式落后，商品流通不畅，成本过高，商品价高质次、假冒伪劣严重等问题，不能满足农民日益提高的消费需求和适应农民消费方式的转变。二是农村基础设施建设相对滞后。交通、通讯、自来水等近几年虽有了较大的发展，但还远远落后于城镇，运行成本、运行费用高也使得农民对一些耐用消费品买得起用不起，限制了农民的消费。
三、进一步推动农村消费的措施和建议
（一）增加农民收入。从长远看，增加农民收入是推动农民消费的根本措施。要增加农民收入，既要全面贯彻党的农村经济政策，又要不断提高农民的生产经营水平。随着近几年农民增收各项政策的全面、强力出台，今后对农民增收的政策支持将进入常规阶段，对农民增收的作用也是间接的、有限的。今后影响农民增收的主要因素不再是由政策决定的生产积极性，而是农民生产经营水平。因此，今后农民增收的核心应转向提高农民的生产经营水平上来。
（二）健全农村社会保障体系。进一步健全和完善农村在养老、医疗等方面的保障体系，使更多的农民从传统的储蓄养老、家庭养老的方式中解脱出来；使更多的农民参入医疗保险，看得起病，吃得起药，降低因病致贫的风险。进一步理顺农村信贷关系，落实农村信贷政策，简化信贷手续。进一步降低学生学杂费，特别是高中、大学阶段的学杂费，使农民不致为了让孩子上学而贫困或债台高筑。
农民消费水平范文4
【关键词】农民工 收入水平 消费结构 扩展线性支出系统
2011年，涌入城镇的农民工数量高达25278万，比上年增加了1055万人，增长率为4.4%。消费结构是指各类消费支出在总支出中所占的比重，农民工是我国经济发展的重要动力之一，研究其收入及消费结构，可以了解到农民工的消费行为，促进中国经济的良性发展。
一、无锡市农民工消费结构的现状
我国居民消费结构经历了从生存型消费向发展型和享受型消费的转变，从温饱型消费结构向小康型消费结构的转变。主要可以划分为三个阶段：（1）温饱型消费阶段；（2）家电消费阶段；（3）住行消费阶段。
本文通过问卷调查的方式收集到相关的数据，需要指出的情况如下：
（1）工作时间：平均每天的工作时间为10小时/天。
（2）住宿状况：大部分农民工所在的工厂都提供住宿，他们所所要支付的只有水电费，所以住宿支出没有列在所考虑的范围之内。
（3）子女状况：无子女者的人数为45，达总人口数的75%；有子女一人者为15人，占所调查比例的25%；子女在两人以上者为5人。此外，需要说明的是所调查人口多为80、90后，其子女大都是在12岁以下。
（4）食品状况：工厂为农民工提供工作餐，如果工作八个小时提供一餐，工作十个小时提供两餐。
二、农民工消费结构的研究方法
研究消费结构通常采用恩格尔系数法和扩展线性支出系统模型两种方法。恩格尔系数是食品支出与总消费支出之比，它是衡量居民消费结构一个常用的参考指标，但它只是根据一些国家的发展规律，揭示国家发展阶段性的特点，不能用来深入研究消费结构。扩展线性支出系统是由经济学家Liuch于1973年提出，本文用此方法对消费结构进行分析。模型可以表示成：
Ci=Pi Qi=pi qi+bi（Y-C0） （1）
其中，Ci是i类项目的消费支出，Pi是第i类项目的消费价格，Xi和xi分别代表第i类项目的需求量和基本需求量（即满足人们基本生活需要的数量），bi为边际消费倾向，Y为收入水平，C0指总基本需求支出。
模型的经济意义很明确：人们对各个消费项目都是有基本需求和非基本需求两部分组成。基本需求与收入水平无关，非基本需求取决于收入水平和个人偏好，这个模型具有良好的性质，通过它我们可以直接求得边际消费倾向、需求的收入弹性和价格弹性：
各类消费需求的收入弹性—εi=аQi/аY*Y/Qi=biY/PiQi=
biY/Ci。 （2）
因此，建立ELES后，可以利用上述指标综合分析收入、价格波动对消费需求大的影响情况，预测消费结构的变动趋势。
由于各项基本支出在某年内基本是不变的，可以视为常数，所以令：
ai=Piqi-biC0 （3）
则模型可以表示成：Ci=ai+biY （4）
对（4）式两边求和得：Σai=ΣPiqi-ΣbiC0=（1-Σbi）C0
因此 C0=Σai/（1-Σbi） （5）
同时 Piqi=ai+biCo （6）
最后，我们得到ELES的估计结果：Ci^=Piqj^+bi^（Y-C0^）（7）
三、农民工消费结构的分析
消费结构是指各类消费支出在总消费支出中的构成，本文中的消费支出包括以下几项：（1）衣着支出，包括服装、鞋袜之类等；（2）食品支出，主要是指一日三餐及零食等；（3）医疗支出，是指医药费；（4）交通支出；（5）教育培训支出；（6）娱乐支出；（7）储蓄。表1是不同收入者的消费支出情况：
表1 农民工的消费情况
由表1我们可以看出，农民工的消费支出与其自身的收入密切相关，收入越高的居民在其各项支出上也就越多。
（一）消费概况
各类消费支出在总消费支出中的构成，即di=Piqi/ΣPiqi，表2是农民工的消费支出构成表：
表2 农民工的消费支出构成表 （单位：%）
从表2的数据中，可以看出如下特点：
一是储蓄倾向较高。农民工收入的近1/3用于储蓄，说明农民工对未来的收入存在不稳定预期，希望通过降低当期消费抵御失业、返乡等不可预期事件。
二是在消费支出中用于自身享受型消费、休闲娱乐方面的消费所占比重较大，而用于精神方面消费和自身教育方面的消费较少。
三是恩格尔系数出乎意料的低。根据联合国的标准，恩格尔系数=食品消费支出/总的消费支出，并且指出恩格尔系数在59%以上为绝对贫困，50%～59%为温饱，40%～50%为小康，30%～40%为富裕，30%以下为最富裕，由表二的数据我们可以看出，农民工的恩格尔系数在20%左右，已经处于最富裕状态。恩格尔系数表明：随着收入的不断增加，食品支出的比例将逐渐降低，但绝对数却是递增的。而实际上虽然农民工收入介于农民和城镇居民之间，但是恩格尔系数却既低于城镇居民家庭36.3%，也低于农村居民家庭43.1%。农民工的食品支出如此之低，在当前物价水平之下只能维持基本的生存需要，当然也跟我们前面提到管工作餐相关。
（二）ELES结果分析
边际消费倾向是指居民在满足基本消费需求以后，每增加1单位收入，用于生活消费支出的比例。根据表一的数据对农民工的消费状况进行分析，利用Eviews3.1对（4）式进行回归估计分析，再根据（5）、（6）、（7）式进行计算，最终得到ELES模型，计算结果如表3所示。
表3 ELES模型的系数
1.由表3可见，总体来看，农民工的人均月基本消费需求约为755元，总的边际消费倾向为0.5816，即每增加一元的收入，将有0.5816元用于生活消费。这表明农民工的收入用于消费的比例还是比较低得，由于未来没有保障，收入的三分之一用来储蓄，这在很大程度上抑制了消费。
2.从表中，在各种消费项目中，消费倾向较大的是娱乐和衣着支出，这表明农民工更加注重自身的享受和娱乐，精神文化产品的市场更加广阔，于此，这也是其收入提高的一个表现。
3.医疗的边际倾向偏低，这表明农民工的收入即使提高了，这个方向的支出也不会大幅增加，这给我国的医疗保障制度提出了重大的问题。
四、扩大农民工消费的政策建议
坚持扩大国内需求特别是消费需求的方针，促进经济增长由主要依靠投资、出口拉动向依靠消费、投资、出口协调拉动转变，是加快转变经济发展方式的方向。扩大内需应该建立在收入分配结构调整基础上的居民消费能力的提高，其中一个很重要的途径，就是提高亿万农民工的消费能力。
1.采取措施切实提高农民工收入。农民工是我国工人阶级的重要组成部分，应当享有工人阶级的工资待遇。提高农民工收人是增加其消费的根本前提。参照全社会、全行业的工资标准和农民工家庭总体小康生活标准统筹考虑制定农民工的最低工资标准和工资正常增长机制，使农民工工资也能随着经济增长而相应增长。
2.将农民工的培训纳入各级公共财政的支持范围。农民工中绝大多数是没有接受过任何职业技能培训的。加强职业技能培训是增强农民工就业能力、提高其收入的重要途径。当前国家为拉动经济增长投入4万亿元，应当从中拿出一部分用于农民工培训。继续探索新的农民工职业技能培训方式，以市场需求为出发点，按照不同行业、工种和农民工的文化水平及其兴趣安排培训内容，提高培训的针对性和适用性。
3.加强沟通，打造有利于农民工消费转型的社会氛围。一是利用媒体的社会传播导向功能，重塑农民工形象。报纸、电视、广播等社会媒体应发挥其强大的社会传播功能，把宣传重点放在宣传农民工中大公无私、见义勇为、富于爱心和进取心的先进典型上，以此为契机，改变市民对农民工的固有印象，重塑农民工的形象。二是社区活动应涵盖农民工。市民生活的主要圈子是社区，农民工们也分散在各个社区中。因此，社区活动不应该排斥农民工，应当允许或引导农民工们更多地参与到社区活动中来，通过社区活动所提供的场所和机会，增加市民与农民工的交流和沟通。三是市民、农民工教育要同步。各级政府应该通过一些教育机构、宣传机构，对农民工进行现代消费文化的教育和消费观念的引导，引导农民工健康、科学、理性地消费。同时也要通过社会媒体、相关组织教育市民多帮助农民工。
农民工作为生产者，为我国工业化和城镇化做出了巨大的贡献；作为消费者，其消费能力的增长必然产生广泛而深刻的社会影响。在金融危机冲击的情况下，农民工的就业和消费问题应得到进一步的重视。
参考文献
[1]彭振江.基于我国农村居民收入水平的消费结构分析[J].中南财经政法大学研究生学报，2006：23～28.
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【关键词】 居民消费倾向;城镇居民消费水平;消费结构
一、影响因素
1、居民的消费倾向
城镇居民面对未来消费情况的心理预期。跟我国其他区域城镇居民的平均消费相比，陕西省城镇居民的平均消费偏高，有较多的支出用来消费。表明陕西省城镇居民的住房、医疗以及其他必要的平时支出可预见的经济压力相对较小，因此远期支出较少，而随即增加当期消费，因此陕西城镇居民的即期消费高于农村居民与总体平均水平。
2、居民的可支配收入
陕西省城镇居民在可支配收入不变的情况下，由于城镇居民对于远期的商品价格和种类的预期，致使城镇居民消费的相对较小的空间。所以，陕西省城镇居民消费支出的资金出处只能依附提高陕西省城镇居民可支配收入的提升来实现，因此扩大城镇居民的消费的重要途径为提高居民可支配收入在GDP中的比重。[1]
3、居民的消费结构
可对陕西省前期后后期城镇与农村居民消费结构进行比较分析。如下图1可看出陕西省前后期城镇与农村居民消费水平的差异。
图1 陕西省前后期城镇与农村居民消费水平
二、三个维度影响程度
1、对食品的消费比例，城镇高于农村，增幅农村高于城镇
以恩格尔系数观之，对食品的消费比例，2015年全年，全国平均城镇消费品零售额258999亿元，比上年同比增长10.5%;乡村消费品零售额41932亿元，增长11.8%。[2]从消费品零售额指标绝对值观之，城镇消费品零售额相当于乡村消费品零售额的6倍多;从消费品零售额指标相对值观之，城镇消费品零售额的增长率低于乡村零售额的增长率。
2、陕西省城镇居民平均消费倾向高于全国平均水平
以平均消费水平观之，与2014年比较，陕西省城镇居民的收入与全国城镇居民的平均水平显然是略低的，基本上等同于全国城镇居民平均收入的80%，但是陕西省城镇居民的平均消费水平却高于全国城镇居民的平均水平。即为陕西省城镇居民的可支配收入低于全国平均收入水平，但城镇居民的消费水平较全国平均水平高，产生可支配收入与消费倾向的冲突与不均衡性。[3]把不同年份的数值对比时，即使陕西省城镇居民大于等于全国城镇居民平均水平时，那么平均消费倾向还是高于全国平均水平。由上图可知，2000―2005年前期农村居民消费水平增幅趋缓，而后期2006―2012年增幅大于前期，由农村曲线可得，后期消费水平极速增加，城镇居民消费水平也呈现出后期增速快于前期这一趋势，而人均消费水平始终居于城镇与农村居民消费水平之间，这说明陕西省居民拥有超强的消费意识，因遭到可支配收入因素的限制，仍然不能有效地扩大消费。所以，提高城镇与农村居民可支配收入，是为城镇居民消费扩张的重要方式，实现陕西省城镇与农村可支配收入和消费趋势的均衡。[4]
3、以储蓄水平观之，陕西省居民整体生活水平有了很大的提高
下图2为陕西省城镇与农村居民消费结构以及居民平均的储蓄水平，以及前后期数据的对比。
图2 陕西省前后期人均储蓄存款余额对比
从绝对值指标来看，全省人均储蓄余额前期均值为6556元，后期均值为18560元，后期均值为前期均值的2.83倍。而城乡消费水平的差距倍数的后期略小于前期，这说明城镇与农村消费水平或是消费倾向的差距正在逐渐缩小。从相对指标来看，前期最终消费率的整体水平高于后期最终消费率，具体数据60.6%远高于47%。这说明陕西省居民整体生活水平有了很大的提高。
储蓄方面：2004年～2013年，我国城乡居民储蓄意愿强烈，人民币储蓄余额年均增幅15.8%，陕西人民币储蓄余额年均增幅更是高达17.1%，储蓄率增幅远高于全国平均水平。
消费倾向方面：2004～2013年期间，即介于前后期之间，全国城镇居民平均消费倾向由76.2%降至66.9%，农村居民平均消费倾向维持在74%左右;陕西城镇居民平均消费倾向由83.2%降至73.0%，农村居民平均消费倾向由86.7%升至88.0%。①
三、总结
陕西省近十年来城镇与农村居民消费水平、差异与影响因素分析。陕西省与其他区域城镇居民收入和消费冲突通过将陕西省城镇居民恩格尔系数、消费结构、及储蓄水平三个维度分析影响因素的程度，有助于我们更好地认识与明晰陕西省城镇与居民消费差异于与影响因素及程度。
【注 释】
① 陕西省统计局新常态下陕西消费转型升级发展路径研究报告.
【参考文献】
[1] 贺麟.陕西省城镇居民消费结构实证研究[D].西北大学，2011.
[2] 周爱国，彭松华.加快农民消费结构升级的政策选择[J].理论导报，2004（6）.
[3] 张树恒，杨桂元.我国居民收入水平与边际消费倾向的实证研究[J].宿州学院学报，2014，29（2）38-42.
[4] 吴海涛.中国城镇居民家庭消费增长潜力分析[D].西北师范大学，2012.
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（1.华南农业大学经济管理学院，广东广州510642；
2.北京大学经济研究所，北京100871；
3.仲恺农业工程学院管理学院，广东广州510225）
［摘要］根据广东省1978—2010年的经济数据，建立VAR模型并在此基础上通过协整分析、格兰杰因果检验分析广东省农村居民消费水平与产业升级之间的长期均衡关系，并运用脉冲响应函数和方差分解分析两者之间的动态关系。研究发现，广东省农村居民消费水平与产业升级之间存在着长期的均衡关系，产业升级与农村居民消费水平之间具有单向的因果关系，农村居民消费水平对产业升级有长期显著的推动作用，而产业升级对农村居民消费水平的增长具有抑制作用。
［
关键词 ］农村居民消费；产业升级；VAR模型
［DOI］10.13939/j.cnki.zgsc.2015.22.012
1引言
改革开放以来，广东凭借独特的政策优势和区位优势，在30多年的时间里保持了经济的高速增长，经济总量不断扩大，产业结构不断优化。但总体来看，广东产业素质还不高，产业整体上仍处于全球产业链的低端，自主创新能力较弱。由于历史与区位的原因，广东经济一直表现出明显的外向型特征，净出口在经济增长中占据重要地位，2007年的对外贸易依存度达到了156%。在目前的经济环境下，投资驱动效用也在持续递减，因此在拉动经济增长的“三驾马车”中消费日益突显出巨大的潜力，并将会是日后经济转型的主轴，如何激活消费以扩大内需已成为广东省政府的首要任务。
当前，广东正处于产业结构调整、发展方式转变的重要转折期，又经历了国际金融危机导致的全球经济的下滑以及国际市场需求的低迷，经济发展和产业升级面临严峻的挑战。从消费需求看，广东居民消费占GDP的比重呈现下降的趋势，农业居民消费占GDP的比重下降尤为明显，由1978年占GDP比重的36.75%下降到2010年的5.06%。农业居民消费占居民消费的比重也在不断下降。这说明农村消费存在严重不足的现象。农村居民消费市场是一个巨大的市场，虽然城镇居民消费当前在居民消费中占据了主体地位，但其发展已日趋成熟，如何提高农村居民消费需求成为广东扩大内需和实现产业转型升级的一个重要内容。
关于农村居民消费与产业升级之间的经济关系问题，经济学界已做出了丰富的研究成果。穆争社和文启湘（2002）认为，生产结构和消费需求结构在经济运行中是不断变化的，二者在经济运行中相互协调，相互促进。周兵和梅宏常从三次产业结构和就业结构两个方面定量分析了产业结构对居民消费的影响。庄燕君（2005）在区域划分的基础上对区域产业结构与区域消费结构的变动进行了定量分析。邬德政（2008）实证分析得出农村居民消费结构影响并决定着产业结构，同时产业结构也在一定程度上影响着消费结构的演进。陈珍妮（2008）认为由于需求不足导致当前产业结构失衡。潘文轩（2009）认为产业结构失衡是当前消费需求不足的根源。可以看出，对于消费需求对产业升级影响的研究，大多从消费结构的角度考察其与产业结构之间的关系，对于消费水平与产业结构之间的关系考察较少，本文从消费水平与产业结构的角度出发，运用1978—2010年的经济数据，对广东农村居民消费与产业升级之间的关系进行实证分析。
2居民消费与产业结构的关联性分析
2.1产业结构对居民消费的影响作用分析
产业结构对居民消费需求的影响主要有两种方式，一种是通过产业结构对经济增长产生的影响来影响消费需求，这种影响主要反映在总量和水平上。库兹涅茨认为，一个国家或地区经济增长的过程同时也是经济结构变动的过程，其中产业结构和消费结构的变动是经济结构变动的重要内容。其思想可用如下传导机制图来表示：
产业结构对居民消费需求的另一种影响方式是产业结构直接制约或引导居民消费需求，这种影响主要反映在结构上。产业结构对居民消费需求的制约作用主要表现为两个方面：①产业结构对居民消费对象的制约。在社会生产力发展的不同阶段，社会分工的广度和深度的以及资源配置的不同格局及其内部比例关系直接决定了消费品的产出总量与结构，因而从消费对象上约束着居民消费的方向与结构。②产业结构变动的速度制约着消费水平和消费结构变动的速度。产业结构形成后在一段时间内一般都会具有稳定性，其变动需要一定的周期，其变动周期的长短，就会在消费对象的供给上决定消费水平以及消费结构变动速度的快慢，以及其变动周期的长短。另外引导作用主要表现为：新的产业结构能够创造出新的消费需求，将消费者随机的潜在消费需求引导出来，形成新的消费结构。
2.2居民消费对产业结构的影响作用分析
居民消费对产业结构的影响作用主要体现在导向上，具体可以从两个方面来分析居民消费对产业结构的影响：在以支出法计算的国民生产总值结构中，消费水平的提高对经济增长起着积极的促进作用，消费水平提高得越快，经济增长越快，从而产业发展越快，致使产业结构发生变动。居民消费对产业结构的另一种影响方式是居民消费直接影响产业结构的变化，这种影响主要通过消费需求对生产的诱导作用而体现在结构上。消费需求的变动要求生产与之相应变动。在这一变动过程中，不适应消费需求的产品和产业将由于大量过剩而导致产品和产业发展萎缩，而适应消费需求的产品和产业将由于供不应求快速发展。这样，消费结构变化导致了产业发展的环境产生变化，从而迫使产业不断地进行调整以适应消费结构的变化。
2.3居民消费与产业结构之间的互动机制分析
从产业结构与居民消费的关联性分析可以看出，产业结构与居民消费（包括消费水平和消费结构）之间存在双向影响机制：产业结构可以通过对经济增长的影响间接影响居民消费，也可以直接影响居民消费。居民消费同样可以通过消费水平对经济增长的影响作用而间接对产业结构产生影响，也可以通过消费结构的变动直接影响产业结构。如果产业结构与居民消费之间存在不适应，那么就会表现为两者之间双向影响机制的扭曲，无法形成良性互动的局面。因此，为实现居民消费与产业结构之间的良性互动，必须保持产业结构与居民消费之间的适应性。如果存在不相适应的情况，则应该从产业结构和居民消费两个方面进行全面调整。产业结构的调整可以从政府和企业两个层面进行，居民消费的调整可以从消费水平和消费结构两个方面进行，最终实现产业结构与居民消费的良性互动。
3农村居民消费水平与产业升级的实证研究
3.1模型的设定、变量的选取与数据处理
VAR模型是一种联立方程的非结构化动态模型，可解释各内生变量之间的当期关系以及动态影响，我们选取VAR模型来研究广东省农村居民消费与产业升级之间的互动关系。
本文选取的数据区间为1978—2010年，数据来源于《广东统计年鉴2011》，以农村居民人均消费性支出代表农村居民消费水平（VC）、用第三产业产值比重（K3）和第三产业就业人员比重（L3）两个指标反映产业升级状况。选取第三产业的两个指标是基于两方面的考虑，一是变量过多会降低模型的自由度，不利于结果分析，二是世界产业结构演进的规律表明，一国第三产业比重越高，该国的经济就越发达，产业结构就越高级。因此，产业结构高级化率和就业结构高级化率可以用以反映产业现状。本文以1978年农村居民消费价格指数（100）为基准，对农村居民消费进行平减。
为消除可能存在的异方差性，对以上三个变量做自然对数化处理，然后以LNVC、LNK3、LNL3构建VAR模型，并在VAR模型基础上进行协整检验、格兰杰因果检验、脉冲响应函数和方差分解考察变量之间的协整关系以及动态特征。本文使用Eviews6.0软件进行分析。
3.2变量平稳性检验
关于变量平稳性检验的方法有多种，本文采用常用的ADF检验，检验结果如表1所示。
结果显示，在5%的显著性水平下，LNVC、LNK3、LNL3三个变量都是非平稳的时间序列，具有单位根。经过一阶差分，ΔLNVC、ΔLNK3、ΔLNL3均是平稳的。由此可知，LNVC、LNK3、LNL3三个变量均是一阶单整序列I（1），满足协整分析的条件，可以利用协整方法分析它们之间的长期均衡关系。
3.3滞后阶数的确定
对于滞后阶数的选择准则有多种，其中包括LR（似然比）检验、AIC信息准则和SC准则等。本文综合考虑各种准则，确定VAR模型的滞后阶数为2，建立VAR（2）模型，如表2所示。
3.4模型稳定性检验
Eviews6.0提供了AR根的图表以检验所得VAR模型的稳定性。经检验，VAR（2）模型的所有根模的倒数小于1，即全部位于单位圆内（图略），说明模型是稳定的，在模型基础上进行相关的分析，结果是可信的。
3.5协整检验与协整方程
由表3显示LNVC、LNK3、LNL3变量之间在0.05的显著性水平下存在两个协整关系，即1978—2010年广东省产业结构高级化率、就业高级化率与农村居民消费水平之间存在着长期的均衡关系，并在不断调整的短期动态过程中维持，得协整关系表示式如下：
LNK3=0.2690LNVC-2.5337（1）
LNL3=0.4711LNVC-4.2305（2）
对两个方程的残差项进行单位根检验，发现两个残差项均是平稳的，说明方程（1）和方程（2）所显示的协整关系是显著的。模型（1）表明，广东农村居民消费与产业结构高级化率的变化方向是相同的，农村居民消费每增加1%，产业结构高级化率将提高0.2690%；模型（2）表明，农村居民消费与就业结构高级化率的变化也是同向的，农村居民消费每增加1%，就业结构高级化率上升0.4711%。这就从数量上证明，在样本区间内，广东农村居民消费的增长推动了产业结构高级化率和就业结构高级化率的提高。
3.6Granger因果检验
从表4可以看出：在产业结构高级化率方程中，拒绝第三产业就业结构不是产业结构的Granger原因的原假设，在10%的显著性水平下拒绝农村居民消费不是产业结构的Granger的原因的原假设，而且两者的联合检验也拒绝原假设，表明就业结构和农村居民消费对于产业结构都有显著的影响。在第三产业就业结构方程中，拒绝农村居民消费不是就业结构的Granger原因的原假设，不能拒绝产业结构不是就业结构的Granger原因的原假设，这说明农村居民消费对于第三产业的就业结构也有显著影响，但是产业结构对于就业结构的影响不显著。在农村居民消费方程中，不能拒绝产业结构不是农村居民消费的Granger原因的原假设，不能拒绝就业结构不是农村居民消费的Granger原因的原假设，两者的联合检验也不能拒绝原假设，表明农村居民消费是外生于系统的，第三产业的产业结构和就业结构不能对其产生显著的影响。
3.7VAR模型的脉冲响应函数和方差分解
由于VAR模型参数的OLS估计量只具有一致性，单个参数估计值的经济解释是很困难的。要对一个VAR模型做出分析，通常是观察系统的脉冲响应函数和方差分解。
3.7.1脉冲响应函数
分别给LNK3、LNL3和LNVC一个标准差大小的冲击，得到相关的脉冲响应函数图。由于本文研究农村居民消费与产业升级之间的关系，因此主要分析产业结构高级化率和就业结构高级化率对农村居民消费冲击的反应，以及农村居民消费对产业结构高级化率和就业结构高级化率冲击的反应。
结果显示，产业结构高级化率对于农村居民消费的冲击第1年没有反应，第2年开始产业结构高级化率降低，第3年以后开始上升，第5年冲击由负影响转向正向影响。这说明长期来看农村居民消费对于产业结构高级化率具有正向推动作用，但是这种作用具有滞后性，并且第2年至第5年间农村居民消费对于产业结构的高级化率具有负向影响。也就是说农村居民消费对于产业结构高级化率的正向推动作用存在5年左右的滞后期。
就业结构高级化率对于农村居民消费的冲击第1年也没有反应，第2年开始降低，说明农村居民消费对于就业结构高级化率的影响在第2年是负的，第3年以后农村居民消费对就业结构高级化率的影响由负变正。这说明长期来看农村居民消费对于就业结构高级化率同样有正向推动作用，但是这种正向作用具有滞后性，在第1年农村居民消费对于就业结构高级化率没有影响，在第2年至第3年间具有负影响，第3年以后具有正向影响，也就是说农村居民消费对于就业结构高级化率正向推动作用的滞后期大概为3年。
产业结构高级化率对于农村居民消费的冲击在前5年是负的，第6年至第8年呈现微弱的正影响，第8年以后由正转负，这说明总体来看产业结构的高级化对于农村居民消费没有明显的正向推动作用，而且在前5年产业结构的高级化会抑制农村居民消费的增长。而就业结构的高级化率对于农村居民消费的影响一直是负向的，这说明就业结构的高级化抑制了农村居民消费的增长。
通过脉冲响应函数发现，农村居民消费对于产业结构和就业结构的高级化虽然在前期有负影响，但长期来看均有正向推动作用，而产业结构的高级化和就业结构的高级化抑制了农村居民消费的增长。
3.7.2方差分解
方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。对各变量的方差进行分解（表略），进一步分析广东省农村居民消费与产业结构高级化率、就业结构高级化率之间的动态变化。
结果表明，对产业结构高级化的影响短期主要由其自身的冲击主导，但长期来看，就业结构高级化和农村居民消费均有较大影响，到第10年分别达到了31.7%和34.4%。在就业结构高级化率的方差分解中，短期主要由就业结构高级化率自身的冲击所主导，但是长期来看，农村居民消费的冲击也对就业结构高级化有较大影响，到第10年贡献率比重达到了43.6%。这说明从长期来看，农村居民消费对于产业结构高级化和就业结构高级化均有显著的影响。在对农村居民消费的方差分解中，对于农村居民消费的影响主要由其自身的冲击所主导，到第10年自身冲击的贡献率仍高达83.4%。这说明产业结构高级化和就业结构高级化对农村居民消费没有显著影响。
4结论与政策建议
通过协整分析发现，广东农村居民消费和产业升级之间存在着一种长期的均衡关系；通过Granger因果关系检验发现，广东农村居民消费与产业升级之间存在单向因果关系；通过脉冲响应函数和方差分解发现，广东农村居民消费对产业结构高级化率和就业结构高级化率都存在显著的推动作用，并且这种推动作用具有一定的滞后性，而产业升级对农村居民消费并不存在明显的推动作用。
产业结构升级之所以未能有效提高农村居民的消费水平是由于：第一，在产业结构演进的过程中，农村居民始终处于产业价值链的底端，产业结构的演进升级所能带给农村居民的利益分成较少，从而导致农村居民收入增长缓慢，无法形成有效的消费需求。第二，产品结构的调整一直以来主要面向的是城镇居民，从而导致产品结构与农村居民消费需求不相适应，无法使农村居民的潜在消费需求得到充分挖掘，抑制了农村居民消费水平的提高。
因此，可从以下几个方面扩大农村居民消费，提高其消费水平，推动消费结构与产业结构的调整与升级：一是增加农村居民收入，提高农村居民的消费力；二是改善农村消费环境，促进农村居民的消费增长；三是调整农业内部结构，增加农民收入；四是调整工业结构，生产适合农民消费水平的工业消费品；五是配合农村居民的消费需要，有针对性地调整第三产业的发展。此外，鉴于目前广东省农村尤其是山区消费环境差的问题，政府应加大公共财政对农村公共产品的供给，加大对农村的基础设施的投入力度。
参考文献：
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