论文部分内容阅读
摘要：自党的十九大以来，乡村振兴战略一直被视为促进农村农业发展的重要战略。农民是“三农”问题的核心，解决农村经济发展问题不仅是实施乡村振兴战略的重点，也是实现全面建成小康社会的重要一环。笔者在总结已有研究结果的基础上，基于2000—2017年我国31个省份（港、澳、台除外）的面板数据，选取了可能影响农村居民消费支出的12个因素，运用固定效应模型对我国农村居民消费支出的影响因素进行实证研究，结果表明，农村居民收入和农村居民食品性消费支出是影响其消费支出水平最重要的因素。乡村振兴背景下，加强农村通信等基础设施建设，助推农村居民互联网意识提升，促进传统农业向“互联网 ”农业转型，将有助于实现农村居民收入与消费支出水平的提升，推动农村消费市场的发展，实现农村经济的转型发展。
关键词：乡村振兴;农村居民;消费支出;面板数据;固定效应模型
中图分类号： F323.8文献标志码： A
文章编号：1002-1302（2021）08-0022-09
收稿日期：2020-07-29
基金项目：湖北省教育厅哲学社会科学研究重大项目（编号：16ZD027）;国家自然科学基金青年基金（编号：71403199）。
作者简介：杜 江（1979—），男，湖北武汉人，博士，教授，主要从事农业经济理论与政策、资源与环境经济研究。E-mail：dirk1979@163.com。
通信作者：方 敏，硕士研究生，主要从事农业经济理论与政策研究。E-mail：1281441264@qq.com。
2004—2019年，中央一号文件已连续16年将焦点放在“三农”问题上，坚持优先发展农业、农村，以农业供给侧结构性改革为重要任务。近年来，“三农”问题无论是在经济社会发展中还是在学术研究领域的热度都居高不下。当前，我国正处于全面建成小康社会的决胜阶段，打赢脱贫攻坚战是我国实现全面建成小康社会目标的一项重要任务。而农村居民的收入和消费水平与是否能够顺利实现我国农村人口脱贫息息相关，也与我国能否赢得脱贫攻坚战、实现全面建成小康社会息息相关。
居民消费作为推动国家经济发展的“三驾马车”之一，是国民经济的重要组成部分。我国是一个传统的农业大国，农村是我国最大的也是最基础的市场，截至2019年底，我国大陆总人口为140 005万人，比2018年末增加467万人，其中乡村常住人口为55 162万人，减少1 239万人，占全国总人口的3940%（数据来源于国家统计局官方网站：https//data.stats.gov.cn/）。农民作为我国消费群体中分量最重的一部分，其消费水平必然在我国的国民消费体系中发挥着不可忽视的作用。研究我国农村居民收入与消费支出的影响因素，有助于更深入地了解我国农村居民收入与消费支出的发展状况及潜在的问题，有针对性地提出对策建议以提高农村居民的生活水平，促进我国国民经济结构的调整和完善，提高我国整体国民经济水平，实现我国经济向好发展。如何提高农民消费水平，优化农民消费结构，挖掘农民有效需求，扩大农村消费市场，推动“互联网 ”时代下农村经济的快速转型发展，具有很强的现实意义。
1 研究现状
目前，关于农村居民收入与消费支出领域的研究在学术界热度一直很高。众多学者从不同角度研究了影响农村居民收入、农村居民消费支出的因素，也对农村居民收入与农村居民消费支出之间的关系进行了一系列研究，取得了丰硕的研究成果。
1.1 关于农村居民收入影响因素
郭燕枝等主要运用格兰杰因果关系检验和典型相关分析方法，对影响我国农村居民收入的重要相关关系变量进行筛选分析，得出统筹农村劳动力市场、加大农业投资和扶持力度、强化农业基础设施建设等都有利于促进农村居民收入的提高[1]。夏林艳从乡村振兴的视角对我国中部地区农村居民收入情况进行研究，通过对中部6个省农村居民收入变化情况的描述及其与全国和东部地区的对比分析，得出中部地区农民收入水平明显落后于全国平均水平和东部地区水平，并针对中部地区实际情况从培育新型农民、推进城镇化建设和创造农民增收环境等3个方面提出促进农民增收的对策[2]。孙义婷等以山东省为例，运用ADF检验法、Johansen多重检验法和格兰杰因果检验法对不同阶段影响因素进行分析，得出不同影响因素在不同经济发展阶段对农村居民人均收入的影响程度及相关程度都存在差异[3]。王海平等以福建省为例，运用固定效应模型进行实证分析，得出县域产业升级、农业结构调整、县域经济发展水平和财政农业支出等因素都会对农村居民收入产生显著的正向影响[4]。
1.2 关于农村居民消费影响因素
曾国安等运用双对数模型，采取协整分析方法对制约农村居民消费的因素进行了分析，得出农村居民消费可以对我国的国内生产总值（GDP）增长产生较强的拉动作用，促进农村居民消费应当从提高农村居民收入稳定性、完善社会保障制度、改善农村消费市场环境等方面着手[5]。姜涛等通过建立多元线性回归模型分别对农村居民人均纯收入、农村市场价格变动和农村居民消费结构的变化与农村居民消费水平之间的相关关系进行了实证定量研究，结果证明3种因素对农村居民消费水平的影响程度存在着很大差异[6]。宋少青在理论分析的基礎上，运用Eviews 5.0软件建立多元线性回归模型对农村居民收费水平的影响因素进行了实证定量研究，得出农村居民人均消费性支出与人均纯收入、人均国内生产总值、商品销售价格指数等因素之间存在着十分密切的联系[7]。娄灵以居民消费理论为依据，基于对我国农村居民消费现状的分析，构建了我国农村居民的消费模型，深入分析了农村居民边际消费倾向高而实际消费支出少的原因，从扩大农民有效需求、净化农村消费环境、加强农村社会保障和缩小城乡差距等4个方面提出了有效建议[8]。韩振兴等通过多元回归分析，得出农村居民人均纯收入与农村居民消费水平呈正相关，消费结构的变化与农村居民消费水平呈负相关[9]。栗小丹在理论分析的基础上结合对比分析、实证数据分析等方法对我国农村居民的消费现状进行研究和分析，得出我国农村居民消费总量不断扩大，但与城镇相比仍有很大差距，农村居民消费潜力仍有待挖掘[10]。 1.3 关于农村居民收入与消费支出关系
杨颖等在协整理论的基础上以绝对收入假说为理论依据，建立了误差修正模型，运用Engle-Granger 2步法等实证方法，对我国农村居民的实际纯收入与消费支出之间的关系做实证分析，得出我国农村居民家庭的人均年消费和年收入之间存在协整关系，且农民的边际消费倾向比较高[11]。徐曙敏运用协整的方法构建出误差修正模型并进行格兰杰因果关系检验，得出虽然农村居民的人均消费支出和人均纯收入的增长呈非平稳状态，但是从长期来看，二者之间存在着稳定的动态均衡关系，发展农村经济是刺激农民消费支出的核心[12]。成谢军以江苏省农村居民人均消费与人均纯收入年度数据为样本，建立误差修正模型并引入科伊克模型检验对样本数据进行实证分析，得出江苏省农民的消费与收入之间存在着长期动态均衡关系，其消费不仅受当期收入影响，还会受到前期消费水平的影响[13]。钟学思等将广西省14个地级市划分为北部湾经济区、桂西资源富集区和西江经济带，通过对面板数据的单位根检验、协整分析以及回归分析检验，得出广西壮族自治区农村居民的总收入与总支出具有显著的正相关关系，总体上处于稳定的均衡状态，北部湾地区农民消费受收入波动影响较小，边际消費倾向略低[14]。王丹通过建立Panel Data模型，分别从整体和区域2个角度分析了农民收入结构对其消费行为的影响，得出不同性质的农民收入对其消费支出的促进作用也有所不同，并且具有明显的区域性差异[15]。
在借鉴和总结已有研究成果的基础上，本研究主要选取2000—2017年我国31个地区的面板数据，分析我国农村居民消费支出与收入的现状，采用固定效应模型对农村居民消费支出与农村居民收入、农民消费恩格尔系数、农民消费价格总指数、农民消费倾向、第一产业占地区生产总值的比重、乡村总人口、农村商品零售价格总指数、农业机械总动力、作物总播种面积以及粮食总产量等因素之间的关系进行实证研究，最终从乡村振兴背景和“互联网 ”时代下农业农村转型发展及农村互联网消费市场拓展与完善等角度对提高农村居民收入与消费水平、实现农村人口脱贫提出可行性对策。
2 我国农村居民人均收入与消费支出现状
据统计，2019年我国居民人均可支配收入为 30 733 元，扣除价格因素比上年实际增长5.8%;人均消费支出为21 559元，扣除价格因素比上年实际增长5.5%。其中，农村居民人均可支配收入为 16 021 元，扣除价格因素比上年实际增长6.2%;农村居民人均消费支出为13 328元，扣除价格因素比上年实际增长6.5%（数据来源于国家统计局官方网站：https//data.stats.gov.cn/）。此外，2018年我国居民消费达到354 124.4亿元，其中农村居民消费为 77 208.5 亿元，在全国居民消费中仅占比218%（数据来源于国家统计局官方网站：https//data.stats.gov.cn/）。可见，农村消费市场在我国整体消费市场中所占比重仍然较小，农村市场的消费需求仍有待挖掘。反映了我国农村居民消费的现状，农村居民消费支出数额在不断提高，但整体消费水平仍较弱，农村消费市场结构仍存在不合理之处[16]。
从图1可以看出，进入21世纪以来我国农村居民收入与消费支出的变化情况，农民人均纯收入与消费支出在数额上逐年上涨，而且增长幅度也越来越大，人均消费支出从2000年的1 670.1元增长到2019年的13 328.0元，农村居民消费支出水平明显提升。2006年以后，农村居民收入与消费支出的增长幅度都明显增大，这与我国近年来出台的一系列农业发展政策有关。2006年，我国正式全面取消农业税，这一政策的实施不仅在一定程度上减轻了农村居民的负担，而且也提高了农村居民的生产积极性。从数据上来看，农村居民人均纯收入确实出现了明显的增长。农村居民人均纯收入的增长幅度变大也就意味着农村居民的消费能力会随之提高，即表现在农村居民人均消费支出伴随着收入的增加而增长。
3 数据来源与变量选取
3.1 样本选取与数据来源
样本选取2000—2017年我国31个省份（港、澳、台除外，下同）农村居民人均消费支出、农民人均纯收入、农民食品性消费支出、农民消费价格总指数、农林牧渔业总产值、第一产业增加值占地区生产总值的比重、农村商品零售价格总指数等数据。数据主要来自2001—2018年《中国农村统计年鉴》和《中国统计年鉴》，部分数据由整理计算后得出。整个实证分析过程主要依托于Excel和Stata 13软件展开。
为消除通货膨胀的影响，农林牧渔业总产值选取的是以可比价格计算后的数值，农民消费价格总指数和农村商品零售价格总指数选取的是以上一年为基期计算后的数值。
为了消除异方差的影响、提高数据的稳定性，使实证结果更具准确性，分别对变量农村居民人均消费支出（Y）、农民人均纯收入（X）、农民食品性消费支出（FC）、农民消费水平（CL）、乡村人口数（P）、农林牧渔业总产值（V）、农业机械总动力（AMP）、农作物总播种面积（SA）、粮食总产量（GP）进行对数化处理。通过处理，各变量的描述性统计见表1。
3.2 变量选取说明
3.2.1 被解释变量
农村居民人均消费支出指农村居民在家庭日常生活中的全部消费支出，通常分为现金消费支出和实物消费支出。本研究选取2000—2017年全国31个地区农村居民人均消费支出作为变量的衡量指标。
3.2.2 核心解释变量
本研究选取了全国31个地区2000—2017年农村居民人均纯收入作为反映农村居民收入状况的变量指标。由于2013年之后国家不再公布居民人均纯收入，而是以居民人均可支配收入作为衡量指标。故本研究在选取农村居民收入数据时，2013年之后的数据是用农村居民人均可支配收入来反映农村居民收入状况。 农村居民消费恩格尔系数（EC）。农村居民消费恩格尔系数的计算公式为EC=农村居民食品性消费支出（FC）农村居民消费总支出（Cost）×100%。本研究选取2000—2017年全国31个地区农村居民人均消费支出与农村居民人均食品性消费支出，通过二者比值计算得出人均消费恩格尔系数作为衡量指标。农民在食品性消费的支出占消费总支出的比值越小，则恩格尔系数越低，表示农民收入和总体生活消费水平越高，也反映出农村居民消费结构越合理。
3.2.3 控制变量
笔者在借鉴已有研究成果的基础上，遵循数据可获取性和准确性的原则，选取了可能影响农村居民消费支出的5个因素作为控制变量（表2）。
此外，还选取了农民食品性消费支出（FC）、农民平均消费倾向（APC）、农民消费水平（CL）、农民边际消费倾向（MPC）、农村商品零售价格总指数（PI）、第一产业增加值占地区生产总值比重（X1）、乡村人口数（P）等一系列影响因素作为控制变量。
经查阅发现，2016年各地区农作物总播种面积和粮食总产量的数据在《中国农村统计年鉴》2018年和2017年2个版本中存在差异，本研究所选取的数据以《中国统计年鉴2018》为准。此外，由于统计年鉴中缺乏北京市、天津市、上海市、重庆市等4个直辖市的农村商品零售价格总指数和农村居民消费价格总指数的有效数据，所以在数据处理过程中对这4个地区的相关指标采用全国平均水平的数值作为替代。
3.3 模型构建
对相关变量进行对数化处理后，建立多元线性回归模型，具体表达式如下：
lnYit=C β1lnXit β2ECit ∑31i=1αiln（control） μt εit。
式中：lnY是被解释变量，表示农村居民人均消费支出的对数;lnX和EC为核心解释变量，分别表示农民人均纯收入的对数和农民消费的恩格尔系数;control表示一系列控制变量构成的向量;i表示各省 （市），t表示年份;β1、β2、αi为待定系数;C为截距项;μt表示时间固定效应;εit为随机扰动项。
4 实证结果与分析
4.1 正态分布检验
为了验证被解释变量选取的合理性，在Stata 13中运用核密度估计（kernel density estimation）对被解释变量进行正态分布检验，分析结果见图2、图3。
对比图2、图3可以看出，农村居民人均消费支出的分布为非对称分布，明显与正态分布不符，称为“向右偏”。而农村居民人均消费支出对数的分布则基本接近正态分布，这个结果证实使用农村居民人均消费支出的对数作为被解释变量比直接使用农村居民人均消费支出作为被解释变量具有更强的合理性和实证意义。
4.2 Hausman检验
在Stata 13中对本研究所选用的面板数据结构进行检验，结果显示所选数据样本是一个平衡的短面板数据。选用面板数据进行实证研究时，通常要考虑是采用固定效应模型（FE）还是随机效应模型（RE），所以本研究在进行实证分析时首先采用了Hausman检验对模型进行筛选以选择恰当的实证分析方法。
在加入年度虚拟变量后，对所有年度虚拟变量的联合显著性进行检验，得到F值为2.60，P为0010 8，在5%的显著性水平上拒绝无时间固定效应的原假设，即认为在模型中应包括时间固定效应。
Hausman检验的结果显示，P为0.003 0，在1%的显著性水平上强烈拒绝模型为随机效应的原假设，而且由于各省的农村经济发展水平和农民消费水平存在差异，可能存在不随时间而变动的遗漏变量，因此，本研究采用固定效应模型。
4.3 被解释变量的时间趋势图显示
为了解不同省（市）农村居民消费支出对数随时间的变化趋势，在Stata中画出31个省（市）的农村居民消费支出对数时间趋势（图4）。
从图4可知， 虽然不同省（市）的农村居民消费支出均随着时间的推移而增长，但变化的趋势与时机存在一定差异，这是因为各省（市）农业规模、农业现代化程度、农业产业结构等均有所不同。农村居民消費支出的这些省际差异有助于我们分地区研究可能影响农村居民消费支出的因素，为后续实证研究的开展指明了方向。
4.4 样本回归结果与分析
根据表3所示的总体样本回归结果，在控制住其他变量之后，农村居民人均纯收入（lnX）对农村居民消费支出在1%的显著性水平上具有正向影响效应，固定效应模型结果为0.706 00。说明农民人均纯收入每增加1%，其人均消费支出将增长07%。农民人均消费的恩格尔系数（EC）对农民消费支出在1%的显著性水平上产生负向影响效应，固定模型结果为-0.715 00。说明农村居民人均消费恩格尔系数每提高1%，农村居民消费支出可能会减少0.7%。农村居民消费恩格尔系数提高说明农村居民在食品方面的支出有所增加，也就意味着在总收入不变的情况下可用于其他方面的消费支出金额将会减少，表明农村居民更注重解决温饱问题而忽视了其他消费，整体生活质量水平不高，这可能与农村居民的消费观念有关。恩格尔系数变
高会对农村居民消费结构产生很大影响，这就要求必须改善农村居民的消费观念，调整农村居民消费的结构，完善农村消费市场。不仅要实现农村居民整体消费支出水平的提高，还要使农村居民消费结构合理、促进农村消费市场的良性循环。
此外，其他控制变量的回归结果显示，农村居民食品性消费支出（lnFC）、农村居民平均消费倾向（APC）、第一产业增加值占地区生产总值比重（X1）均在1%的显著性水平上对农民消费支出产生正向的影响效应，固定效应模型结果分别为0.304 00、0928 00、0.001 06。其中，第一产业增加值占地区生产总值的比重（X1）每增加1%，农民消费支出仅增加0.001%，结果小到几乎可以忽略不计。这反映出在当前农业现代化高速发展、互联网经济迅速崛起的时代，农村居民仅依靠第一产业生产来增加收入与消费支出水平将难以实现。农民边际消费倾向（MPC）、农业机械总动力（lnAMP）、农作物总播种面积（lmSA）、粮食总产量（lnGP）均在5%的显著性水平上对农民消费支出产生影响，固定效应模型结果分别为0.001 27、-0.014 00、-0.026 10、0029 20。其中，农业机械总动力（lnAMP）和农作物总播种面积（lnSA）对农民消费支出的影响效应为负向的，这说明虽然农业机械化程度的提高和农作物播种面积的扩大在一定程度上有助于农村居民增收，进而实现消费支出水平的提高，但也可能会存在农村居民增产不增收的问题，因为农村居民依靠农作物生产来提高收入与消费不仅仅与农作物的播种面积和机械化程度有关，而且还会受到当年农作物产量和农作物销售价格以及政府政策等多方面因素的影响。乡村人口总数（lnP）、农林牧渔业总产值（lnV）、农村商品零售价格总指数（PI）和农民消费价格总指数（CI）的固定效应模型结果分别为 -0.006 72、-0.003 15、-0.000 47、0.000 15，数值很小且不显著。说明乡村人口总数（P）、农林牧渔业总产值（V）、农村商品零售价格总指数（PI）和农民消费价格总指数（CI）这几个因素单独对农村居民消费支出可能产生的影响很小，与其他因素的影响效应相比，几乎可以忽略不计。 4.5 变量Pearson相关系数检验
Person相关系数检验是判断2个变量之间相关性时使用最普遍的方法，其计算公式为ρ=Cov（X，Y）Var（X）Var（Y）。式中：Cov（X，Y）是变量X与Y的协方差;Var（X）是变量X的方差;Var（Y）是变量Y的方差。Person相关系数的绝对值越大，则代表这2个变量之间的相关性越强[17]（表4）。
为了进一步验证数据模型的合理性和数据分析结果的准确性，选取了农民人均纯收入（lnX）、农民食品性消费支出（lnFC）、农民人均消费的恩格尔系数（EC）、农民平均消费倾向（APC）和农民边际消费倾向（MPC）等5个关键变量进行Pearson相关系数检验[18]，检验结果见表5。
从表5可以看出，被解释变量lnY与解释变量lnX和lnFC的相关系数分别为0.982、0.972，相关程度很高，且在1%的水平上显著，表明农村居民收入和食品性消费支出的变化会对农村居民总体消费支出产生明显影响;与解释变量EC的相关系数为-0.749，且在1%水平上显著，表明农村居民消费恩格尔系数提高时，农村居民人均消费支出可能反而会减少。Pearson相关系数检验的结果与“4.4”节中固定效应模型检验的结果基本一致，验证了数据分析结果的准确性。
4.6 加入年度虚拟变量
考虑到本研究选取的数据样本为2000—2017年我国省域面板数据，其中涉及到2006年我国全面取消农业税等相关农村税制这一政策变化，因此，在模型中加入以2006年为节点的年度虚拟变量。
一直以来，各种农业税都是农村居民的巨大负担之一，严重影响了我国农村居民的收入与消费支出水平，也是阻碍我国农村农业发展的一个关键因素。进入21世纪以来，我国政府不断加强在农村税制方面的探索与改革，到2006年国家正式全面取消农业税，这一重大政策变化在很大程度上减轻了我国农村居民的负担，在解决“三农”问题的道路上前进了一大步。
在模型中引入年度虚拟变量time，2006年以前变量取值为0，2006年及以后变量取值为1。对虚拟变量time及其互动项进行联合显著性检验，P为0.001 3，即认为农村居民消费支出函数在2006年发生了结构性变动。在Stata 13中对加入年度虚拟变量后不同条件下被解释变量lnY的统计特征进行分析，描述性统计结果见表6。
从表6可以看出，期望值E（lnY|time=0）=7.563 451，E（lnY|time=1）=8.640 989，得出农村居民人均消费支出在2006年以前明显低于2006年之后，验证了全面取消农业税这一重大政策的出台和实施给农村居民收入与消费支出水平的提高带来了显著的正向影响效应。
5 结论与建议
5.1 结论
由以上分析和建立的固定效应模型可以得出以下结论，从我国31个省（市）农村总体发展现状来看，影响农村居民消费水平的因素错综复杂。其中，农村居民总体消费支出水平受农村居民收入及农村居民在食品方面消费支出的影响最为显著。其次，国家关于“三农”问题重要政策的出台和实施也会对农村居民收入与消费支出产生重要影响，农村居民根据国家政策调整来优化农村产业结构可以为提高农村居民生活水平注入更多的活力。
5.2 建议
发展农村经济，有效地促进农村居民收入增长是提高农村居民消费能力、助推農村居民消费升级的核心。根据本研究结果，对乡村振兴背景下如何提高农村居民消费水平、推动农村消费市场发展，从政府和农村居民2个角度提出如下可行性建议。
5.2.1 政府角度
在贯彻落实乡村振兴战略的大环境下，政府部门要着力解决农村消费市场的突出问题，帮助推动农民消费水平提升。针对不同区域发展现状，提出针对性政策，因地制宜，在乡村振兴道路上坚定地走好每一步，为农民实现收入增加、消费水平提升保驾护航，切实促进农村经济的发展。主要可从以下几个方面着手：
（1）本研究结果表明，第一产业增加值占地区生产总值比重的增加仅在很微小的程度上对农民收入与消费支出产生影响，表明必须要加强农村产业结构的调整。因此，政府部门有必要加大在农村产业结构调整方向的投资和支持力度，引进农业关键核心技术，提高农业生产效率，为农产品保驾护航，为农民实现增产增收拓宽渠道，进而促进农民消费水平的提升。
（2）针对农村消费市场存在的不完善之处，政府部门应着力深化农业供给侧结构性改革，完善农村消费市场机制，优化农村居民消费结构，实现农村居民消费健康发展，进而保证农村居民生活水平得到有效提升。
（3）加强在农村互联网等基础设施建设方面的投资力度，加快农业农村现代化建设步伐。当前我国互联网经济发展迅速，而我国很多农村地区还达不到互联网全覆盖，互联网普及率与城市相比仍处于较低水平。因此，通过完善农村网络宽带等建设来提高农村互联网普及率、给农村居民创造学习互联网知识和提升互联网技能的条件、推动互联网与农业产业的结合是促进农民消费水平提升的有利举措之一，也是解决“三农”问题的一项重要任务。
5.2.2 农村居民角度
农村居民是农村社会活动的主体，要想提升农村居民收入与消费支出水平，实现真正意义上的改善农村居民生活，充分发挥农村居民的主观能动性是最必要也是最首要的条件。积极探索新型农业经营方式、优化农业产业生产结构、将农业生产与现代化科技发展深入结合，将有助于实现农业产业增产、农民增收的目标。
其次，在互联网经济高速发展的今天，很多农村地区的居民互联网意识还相当薄弱，不了解甚至不接受网购等形式的互联网消费，这是当前农村互联网消费市场发展的一个重要限制性因素。因此，农村居民必须认识到当前消费市场发展的大环境，主动了解并接受新生事物，学习互联网知识、提高互联网意识、增强互联网技能，从而将互联网发展的优势与农业现代化生产有机结合，促进传统农业向“互联网 ”农业的转型，最终实现农村经济的转型发展，带动农村居民收入与消费水平的提升。
关键词：乡村振兴;农村居民;消费支出;面板数据;固定效应模型
中图分类号： F323.8文献标志码： A
文章编号：1002-1302（2021）08-0022-09
收稿日期：2020-07-29
基金项目：湖北省教育厅哲学社会科学研究重大项目（编号：16ZD027）;国家自然科学基金青年基金（编号：71403199）。
作者简介：杜 江（1979—），男，湖北武汉人，博士，教授，主要从事农业经济理论与政策、资源与环境经济研究。E-mail：dirk1979@163.com。
通信作者：方 敏，硕士研究生，主要从事农业经济理论与政策研究。E-mail：1281441264@qq.com。
2004—2019年，中央一号文件已连续16年将焦点放在“三农”问题上，坚持优先发展农业、农村，以农业供给侧结构性改革为重要任务。近年来，“三农”问题无论是在经济社会发展中还是在学术研究领域的热度都居高不下。当前，我国正处于全面建成小康社会的决胜阶段，打赢脱贫攻坚战是我国实现全面建成小康社会目标的一项重要任务。而农村居民的收入和消费水平与是否能够顺利实现我国农村人口脱贫息息相关，也与我国能否赢得脱贫攻坚战、实现全面建成小康社会息息相关。
居民消费作为推动国家经济发展的“三驾马车”之一，是国民经济的重要组成部分。我国是一个传统的农业大国，农村是我国最大的也是最基础的市场，截至2019年底，我国大陆总人口为140 005万人，比2018年末增加467万人，其中乡村常住人口为55 162万人，减少1 239万人，占全国总人口的3940%（数据来源于国家统计局官方网站：https//data.stats.gov.cn/）。农民作为我国消费群体中分量最重的一部分，其消费水平必然在我国的国民消费体系中发挥着不可忽视的作用。研究我国农村居民收入与消费支出的影响因素，有助于更深入地了解我国农村居民收入与消费支出的发展状况及潜在的问题，有针对性地提出对策建议以提高农村居民的生活水平，促进我国国民经济结构的调整和完善，提高我国整体国民经济水平，实现我国经济向好发展。如何提高农民消费水平，优化农民消费结构，挖掘农民有效需求，扩大农村消费市场，推动“互联网 ”时代下农村经济的快速转型发展，具有很强的现实意义。
1 研究现状
目前，关于农村居民收入与消费支出领域的研究在学术界热度一直很高。众多学者从不同角度研究了影响农村居民收入、农村居民消费支出的因素，也对农村居民收入与农村居民消费支出之间的关系进行了一系列研究，取得了丰硕的研究成果。
1.1 关于农村居民收入影响因素
郭燕枝等主要运用格兰杰因果关系检验和典型相关分析方法，对影响我国农村居民收入的重要相关关系变量进行筛选分析，得出统筹农村劳动力市场、加大农业投资和扶持力度、强化农业基础设施建设等都有利于促进农村居民收入的提高[1]。夏林艳从乡村振兴的视角对我国中部地区农村居民收入情况进行研究，通过对中部6个省农村居民收入变化情况的描述及其与全国和东部地区的对比分析，得出中部地区农民收入水平明显落后于全国平均水平和东部地区水平，并针对中部地区实际情况从培育新型农民、推进城镇化建设和创造农民增收环境等3个方面提出促进农民增收的对策[2]。孙义婷等以山东省为例，运用ADF检验法、Johansen多重检验法和格兰杰因果检验法对不同阶段影响因素进行分析，得出不同影响因素在不同经济发展阶段对农村居民人均收入的影响程度及相关程度都存在差异[3]。王海平等以福建省为例，运用固定效应模型进行实证分析，得出县域产业升级、农业结构调整、县域经济发展水平和财政农业支出等因素都会对农村居民收入产生显著的正向影响[4]。
1.2 关于农村居民消费影响因素
曾国安等运用双对数模型，采取协整分析方法对制约农村居民消费的因素进行了分析，得出农村居民消费可以对我国的国内生产总值（GDP）增长产生较强的拉动作用，促进农村居民消费应当从提高农村居民收入稳定性、完善社会保障制度、改善农村消费市场环境等方面着手[5]。姜涛等通过建立多元线性回归模型分别对农村居民人均纯收入、农村市场价格变动和农村居民消费结构的变化与农村居民消费水平之间的相关关系进行了实证定量研究，结果证明3种因素对农村居民消费水平的影响程度存在着很大差异[6]。宋少青在理论分析的基礎上，运用Eviews 5.0软件建立多元线性回归模型对农村居民收费水平的影响因素进行了实证定量研究，得出农村居民人均消费性支出与人均纯收入、人均国内生产总值、商品销售价格指数等因素之间存在着十分密切的联系[7]。娄灵以居民消费理论为依据，基于对我国农村居民消费现状的分析，构建了我国农村居民的消费模型，深入分析了农村居民边际消费倾向高而实际消费支出少的原因，从扩大农民有效需求、净化农村消费环境、加强农村社会保障和缩小城乡差距等4个方面提出了有效建议[8]。韩振兴等通过多元回归分析，得出农村居民人均纯收入与农村居民消费水平呈正相关，消费结构的变化与农村居民消费水平呈负相关[9]。栗小丹在理论分析的基础上结合对比分析、实证数据分析等方法对我国农村居民的消费现状进行研究和分析，得出我国农村居民消费总量不断扩大，但与城镇相比仍有很大差距，农村居民消费潜力仍有待挖掘[10]。 1.3 关于农村居民收入与消费支出关系
杨颖等在协整理论的基础上以绝对收入假说为理论依据，建立了误差修正模型，运用Engle-Granger 2步法等实证方法，对我国农村居民的实际纯收入与消费支出之间的关系做实证分析，得出我国农村居民家庭的人均年消费和年收入之间存在协整关系，且农民的边际消费倾向比较高[11]。徐曙敏运用协整的方法构建出误差修正模型并进行格兰杰因果关系检验，得出虽然农村居民的人均消费支出和人均纯收入的增长呈非平稳状态，但是从长期来看，二者之间存在着稳定的动态均衡关系，发展农村经济是刺激农民消费支出的核心[12]。成谢军以江苏省农村居民人均消费与人均纯收入年度数据为样本，建立误差修正模型并引入科伊克模型检验对样本数据进行实证分析，得出江苏省农民的消费与收入之间存在着长期动态均衡关系，其消费不仅受当期收入影响，还会受到前期消费水平的影响[13]。钟学思等将广西省14个地级市划分为北部湾经济区、桂西资源富集区和西江经济带，通过对面板数据的单位根检验、协整分析以及回归分析检验，得出广西壮族自治区农村居民的总收入与总支出具有显著的正相关关系，总体上处于稳定的均衡状态，北部湾地区农民消费受收入波动影响较小，边际消費倾向略低[14]。王丹通过建立Panel Data模型，分别从整体和区域2个角度分析了农民收入结构对其消费行为的影响，得出不同性质的农民收入对其消费支出的促进作用也有所不同，并且具有明显的区域性差异[15]。
在借鉴和总结已有研究成果的基础上，本研究主要选取2000—2017年我国31个地区的面板数据，分析我国农村居民消费支出与收入的现状，采用固定效应模型对农村居民消费支出与农村居民收入、农民消费恩格尔系数、农民消费价格总指数、农民消费倾向、第一产业占地区生产总值的比重、乡村总人口、农村商品零售价格总指数、农业机械总动力、作物总播种面积以及粮食总产量等因素之间的关系进行实证研究，最终从乡村振兴背景和“互联网 ”时代下农业农村转型发展及农村互联网消费市场拓展与完善等角度对提高农村居民收入与消费水平、实现农村人口脱贫提出可行性对策。
2 我国农村居民人均收入与消费支出现状
据统计，2019年我国居民人均可支配收入为 30 733 元，扣除价格因素比上年实际增长5.8%;人均消费支出为21 559元，扣除价格因素比上年实际增长5.5%。其中，农村居民人均可支配收入为 16 021 元，扣除价格因素比上年实际增长6.2%;农村居民人均消费支出为13 328元，扣除价格因素比上年实际增长6.5%（数据来源于国家统计局官方网站：https//data.stats.gov.cn/）。此外，2018年我国居民消费达到354 124.4亿元，其中农村居民消费为 77 208.5 亿元，在全国居民消费中仅占比218%（数据来源于国家统计局官方网站：https//data.stats.gov.cn/）。可见，农村消费市场在我国整体消费市场中所占比重仍然较小，农村市场的消费需求仍有待挖掘。反映了我国农村居民消费的现状，农村居民消费支出数额在不断提高，但整体消费水平仍较弱，农村消费市场结构仍存在不合理之处[16]。
从图1可以看出，进入21世纪以来我国农村居民收入与消费支出的变化情况，农民人均纯收入与消费支出在数额上逐年上涨，而且增长幅度也越来越大，人均消费支出从2000年的1 670.1元增长到2019年的13 328.0元，农村居民消费支出水平明显提升。2006年以后，农村居民收入与消费支出的增长幅度都明显增大，这与我国近年来出台的一系列农业发展政策有关。2006年，我国正式全面取消农业税，这一政策的实施不仅在一定程度上减轻了农村居民的负担，而且也提高了农村居民的生产积极性。从数据上来看，农村居民人均纯收入确实出现了明显的增长。农村居民人均纯收入的增长幅度变大也就意味着农村居民的消费能力会随之提高，即表现在农村居民人均消费支出伴随着收入的增加而增长。
3 数据来源与变量选取
3.1 样本选取与数据来源
样本选取2000—2017年我国31个省份（港、澳、台除外，下同）农村居民人均消费支出、农民人均纯收入、农民食品性消费支出、农民消费价格总指数、农林牧渔业总产值、第一产业增加值占地区生产总值的比重、农村商品零售价格总指数等数据。数据主要来自2001—2018年《中国农村统计年鉴》和《中国统计年鉴》，部分数据由整理计算后得出。整个实证分析过程主要依托于Excel和Stata 13软件展开。
为消除通货膨胀的影响，农林牧渔业总产值选取的是以可比价格计算后的数值，农民消费价格总指数和农村商品零售价格总指数选取的是以上一年为基期计算后的数值。
为了消除异方差的影响、提高数据的稳定性，使实证结果更具准确性，分别对变量农村居民人均消费支出（Y）、农民人均纯收入（X）、农民食品性消费支出（FC）、农民消费水平（CL）、乡村人口数（P）、农林牧渔业总产值（V）、农业机械总动力（AMP）、农作物总播种面积（SA）、粮食总产量（GP）进行对数化处理。通过处理，各变量的描述性统计见表1。
3.2 变量选取说明
3.2.1 被解释变量
农村居民人均消费支出指农村居民在家庭日常生活中的全部消费支出，通常分为现金消费支出和实物消费支出。本研究选取2000—2017年全国31个地区农村居民人均消费支出作为变量的衡量指标。
3.2.2 核心解释变量
本研究选取了全国31个地区2000—2017年农村居民人均纯收入作为反映农村居民收入状况的变量指标。由于2013年之后国家不再公布居民人均纯收入，而是以居民人均可支配收入作为衡量指标。故本研究在选取农村居民收入数据时，2013年之后的数据是用农村居民人均可支配收入来反映农村居民收入状况。 农村居民消费恩格尔系数（EC）。农村居民消费恩格尔系数的计算公式为EC=农村居民食品性消费支出（FC）农村居民消费总支出（Cost）×100%。本研究选取2000—2017年全国31个地区农村居民人均消费支出与农村居民人均食品性消费支出，通过二者比值计算得出人均消费恩格尔系数作为衡量指标。农民在食品性消费的支出占消费总支出的比值越小，则恩格尔系数越低，表示农民收入和总体生活消费水平越高，也反映出农村居民消费结构越合理。
3.2.3 控制变量
笔者在借鉴已有研究成果的基础上，遵循数据可获取性和准确性的原则，选取了可能影响农村居民消费支出的5个因素作为控制变量（表2）。
此外，还选取了农民食品性消费支出（FC）、农民平均消费倾向（APC）、农民消费水平（CL）、农民边际消费倾向（MPC）、农村商品零售价格总指数（PI）、第一产业增加值占地区生产总值比重（X1）、乡村人口数（P）等一系列影响因素作为控制变量。
经查阅发现，2016年各地区农作物总播种面积和粮食总产量的数据在《中国农村统计年鉴》2018年和2017年2个版本中存在差异，本研究所选取的数据以《中国统计年鉴2018》为准。此外，由于统计年鉴中缺乏北京市、天津市、上海市、重庆市等4个直辖市的农村商品零售价格总指数和农村居民消费价格总指数的有效数据，所以在数据处理过程中对这4个地区的相关指标采用全国平均水平的数值作为替代。
3.3 模型构建
对相关变量进行对数化处理后，建立多元线性回归模型，具体表达式如下：
lnYit=C β1lnXit β2ECit ∑31i=1αiln（control） μt εit。
式中：lnY是被解释变量，表示农村居民人均消费支出的对数;lnX和EC为核心解释变量，分别表示农民人均纯收入的对数和农民消费的恩格尔系数;control表示一系列控制变量构成的向量;i表示各省 （市），t表示年份;β1、β2、αi为待定系数;C为截距项;μt表示时间固定效应;εit为随机扰动项。
4 实证结果与分析
4.1 正态分布检验
为了验证被解释变量选取的合理性，在Stata 13中运用核密度估计（kernel density estimation）对被解释变量进行正态分布检验，分析结果见图2、图3。
对比图2、图3可以看出，农村居民人均消费支出的分布为非对称分布，明显与正态分布不符，称为“向右偏”。而农村居民人均消费支出对数的分布则基本接近正态分布，这个结果证实使用农村居民人均消费支出的对数作为被解释变量比直接使用农村居民人均消费支出作为被解释变量具有更强的合理性和实证意义。
4.2 Hausman检验
在Stata 13中对本研究所选用的面板数据结构进行检验，结果显示所选数据样本是一个平衡的短面板数据。选用面板数据进行实证研究时，通常要考虑是采用固定效应模型（FE）还是随机效应模型（RE），所以本研究在进行实证分析时首先采用了Hausman检验对模型进行筛选以选择恰当的实证分析方法。
在加入年度虚拟变量后，对所有年度虚拟变量的联合显著性进行检验，得到F值为2.60，P为0010 8，在5%的显著性水平上拒绝无时间固定效应的原假设，即认为在模型中应包括时间固定效应。
Hausman检验的结果显示，P为0.003 0，在1%的显著性水平上强烈拒绝模型为随机效应的原假设，而且由于各省的农村经济发展水平和农民消费水平存在差异，可能存在不随时间而变动的遗漏变量，因此，本研究采用固定效应模型。
4.3 被解释变量的时间趋势图显示
为了解不同省（市）农村居民消费支出对数随时间的变化趋势，在Stata中画出31个省（市）的农村居民消费支出对数时间趋势（图4）。
从图4可知， 虽然不同省（市）的农村居民消费支出均随着时间的推移而增长，但变化的趋势与时机存在一定差异，这是因为各省（市）农业规模、农业现代化程度、农业产业结构等均有所不同。农村居民消費支出的这些省际差异有助于我们分地区研究可能影响农村居民消费支出的因素，为后续实证研究的开展指明了方向。
4.4 样本回归结果与分析
根据表3所示的总体样本回归结果，在控制住其他变量之后，农村居民人均纯收入（lnX）对农村居民消费支出在1%的显著性水平上具有正向影响效应，固定效应模型结果为0.706 00。说明农民人均纯收入每增加1%，其人均消费支出将增长07%。农民人均消费的恩格尔系数（EC）对农民消费支出在1%的显著性水平上产生负向影响效应，固定模型结果为-0.715 00。说明农村居民人均消费恩格尔系数每提高1%，农村居民消费支出可能会减少0.7%。农村居民消费恩格尔系数提高说明农村居民在食品方面的支出有所增加，也就意味着在总收入不变的情况下可用于其他方面的消费支出金额将会减少，表明农村居民更注重解决温饱问题而忽视了其他消费，整体生活质量水平不高，这可能与农村居民的消费观念有关。恩格尔系数变
高会对农村居民消费结构产生很大影响，这就要求必须改善农村居民的消费观念，调整农村居民消费的结构，完善农村消费市场。不仅要实现农村居民整体消费支出水平的提高，还要使农村居民消费结构合理、促进农村消费市场的良性循环。
此外，其他控制变量的回归结果显示，农村居民食品性消费支出（lnFC）、农村居民平均消费倾向（APC）、第一产业增加值占地区生产总值比重（X1）均在1%的显著性水平上对农民消费支出产生正向的影响效应，固定效应模型结果分别为0.304 00、0928 00、0.001 06。其中，第一产业增加值占地区生产总值的比重（X1）每增加1%，农民消费支出仅增加0.001%，结果小到几乎可以忽略不计。这反映出在当前农业现代化高速发展、互联网经济迅速崛起的时代，农村居民仅依靠第一产业生产来增加收入与消费支出水平将难以实现。农民边际消费倾向（MPC）、农业机械总动力（lnAMP）、农作物总播种面积（lmSA）、粮食总产量（lnGP）均在5%的显著性水平上对农民消费支出产生影响，固定效应模型结果分别为0.001 27、-0.014 00、-0.026 10、0029 20。其中，农业机械总动力（lnAMP）和农作物总播种面积（lnSA）对农民消费支出的影响效应为负向的，这说明虽然农业机械化程度的提高和农作物播种面积的扩大在一定程度上有助于农村居民增收，进而实现消费支出水平的提高，但也可能会存在农村居民增产不增收的问题，因为农村居民依靠农作物生产来提高收入与消费不仅仅与农作物的播种面积和机械化程度有关，而且还会受到当年农作物产量和农作物销售价格以及政府政策等多方面因素的影响。乡村人口总数（lnP）、农林牧渔业总产值（lnV）、农村商品零售价格总指数（PI）和农民消费价格总指数（CI）的固定效应模型结果分别为 -0.006 72、-0.003 15、-0.000 47、0.000 15，数值很小且不显著。说明乡村人口总数（P）、农林牧渔业总产值（V）、农村商品零售价格总指数（PI）和农民消费价格总指数（CI）这几个因素单独对农村居民消费支出可能产生的影响很小，与其他因素的影响效应相比，几乎可以忽略不计。 4.5 变量Pearson相关系数检验
Person相关系数检验是判断2个变量之间相关性时使用最普遍的方法，其计算公式为ρ=Cov（X，Y）Var（X）Var（Y）。式中：Cov（X，Y）是变量X与Y的协方差;Var（X）是变量X的方差;Var（Y）是变量Y的方差。Person相关系数的绝对值越大，则代表这2个变量之间的相关性越强[17]（表4）。
为了进一步验证数据模型的合理性和数据分析结果的准确性，选取了农民人均纯收入（lnX）、农民食品性消费支出（lnFC）、农民人均消费的恩格尔系数（EC）、农民平均消费倾向（APC）和农民边际消费倾向（MPC）等5个关键变量进行Pearson相关系数检验[18]，检验结果见表5。
从表5可以看出，被解释变量lnY与解释变量lnX和lnFC的相关系数分别为0.982、0.972，相关程度很高，且在1%的水平上显著，表明农村居民收入和食品性消费支出的变化会对农村居民总体消费支出产生明显影响;与解释变量EC的相关系数为-0.749，且在1%水平上显著，表明农村居民消费恩格尔系数提高时，农村居民人均消费支出可能反而会减少。Pearson相关系数检验的结果与“4.4”节中固定效应模型检验的结果基本一致，验证了数据分析结果的准确性。
4.6 加入年度虚拟变量
考虑到本研究选取的数据样本为2000—2017年我国省域面板数据，其中涉及到2006年我国全面取消农业税等相关农村税制这一政策变化，因此，在模型中加入以2006年为节点的年度虚拟变量。
一直以来，各种农业税都是农村居民的巨大负担之一，严重影响了我国农村居民的收入与消费支出水平，也是阻碍我国农村农业发展的一个关键因素。进入21世纪以来，我国政府不断加强在农村税制方面的探索与改革，到2006年国家正式全面取消农业税，这一重大政策变化在很大程度上减轻了我国农村居民的负担，在解决“三农”问题的道路上前进了一大步。
在模型中引入年度虚拟变量time，2006年以前变量取值为0，2006年及以后变量取值为1。对虚拟变量time及其互动项进行联合显著性检验，P为0.001 3，即认为农村居民消费支出函数在2006年发生了结构性变动。在Stata 13中对加入年度虚拟变量后不同条件下被解释变量lnY的统计特征进行分析，描述性统计结果见表6。
从表6可以看出，期望值E（lnY|time=0）=7.563 451，E（lnY|time=1）=8.640 989，得出农村居民人均消费支出在2006年以前明显低于2006年之后，验证了全面取消农业税这一重大政策的出台和实施给农村居民收入与消费支出水平的提高带来了显著的正向影响效应。
5 结论与建议
5.1 结论
由以上分析和建立的固定效应模型可以得出以下结论，从我国31个省（市）农村总体发展现状来看，影响农村居民消费水平的因素错综复杂。其中，农村居民总体消费支出水平受农村居民收入及农村居民在食品方面消费支出的影响最为显著。其次，国家关于“三农”问题重要政策的出台和实施也会对农村居民收入与消费支出产生重要影响，农村居民根据国家政策调整来优化农村产业结构可以为提高农村居民生活水平注入更多的活力。
5.2 建议
发展农村经济，有效地促进农村居民收入增长是提高农村居民消费能力、助推農村居民消费升级的核心。根据本研究结果，对乡村振兴背景下如何提高农村居民消费水平、推动农村消费市场发展，从政府和农村居民2个角度提出如下可行性建议。
5.2.1 政府角度
在贯彻落实乡村振兴战略的大环境下，政府部门要着力解决农村消费市场的突出问题，帮助推动农民消费水平提升。针对不同区域发展现状，提出针对性政策，因地制宜，在乡村振兴道路上坚定地走好每一步，为农民实现收入增加、消费水平提升保驾护航，切实促进农村经济的发展。主要可从以下几个方面着手：
（1）本研究结果表明，第一产业增加值占地区生产总值比重的增加仅在很微小的程度上对农民收入与消费支出产生影响，表明必须要加强农村产业结构的调整。因此，政府部门有必要加大在农村产业结构调整方向的投资和支持力度，引进农业关键核心技术，提高农业生产效率，为农产品保驾护航，为农民实现增产增收拓宽渠道，进而促进农民消费水平的提升。
（2）针对农村消费市场存在的不完善之处，政府部门应着力深化农业供给侧结构性改革，完善农村消费市场机制，优化农村居民消费结构，实现农村居民消费健康发展，进而保证农村居民生活水平得到有效提升。
（3）加强在农村互联网等基础设施建设方面的投资力度，加快农业农村现代化建设步伐。当前我国互联网经济发展迅速，而我国很多农村地区还达不到互联网全覆盖，互联网普及率与城市相比仍处于较低水平。因此，通过完善农村网络宽带等建设来提高农村互联网普及率、给农村居民创造学习互联网知识和提升互联网技能的条件、推动互联网与农业产业的结合是促进农民消费水平提升的有利举措之一，也是解决“三农”问题的一项重要任务。
5.2.2 农村居民角度
农村居民是农村社会活动的主体，要想提升农村居民收入与消费支出水平，实现真正意义上的改善农村居民生活，充分发挥农村居民的主观能动性是最必要也是最首要的条件。积极探索新型农业经营方式、优化农业产业生产结构、将农业生产与现代化科技发展深入结合，将有助于实现农业产业增产、农民增收的目标。
其次，在互联网经济高速发展的今天，很多农村地区的居民互联网意识还相当薄弱，不了解甚至不接受网购等形式的互联网消费，这是当前农村互联网消费市场发展的一个重要限制性因素。因此，农村居民必须认识到当前消费市场发展的大环境，主动了解并接受新生事物，学习互联网知识、提高互联网意识、增强互联网技能，从而将互联网发展的优势与农业现代化生产有机结合，促进传统农业向“互联网 ”农业的转型，最终实现农村经济的转型发展，带动农村居民收入与消费水平的提升。