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摘要：

基于陜西省1978－2013年數據，運用協整檢驗方法，對陜西省農村人均消費及其影響因素的相互關系進行分析。結果表明，陜西省農村人均消費、農村居民人均收入、城鎮化率和受教育程度之間存在長期穩定的均衡關系。陜西省農村居民純收入、城鎮化率對農村人均消費增長具有長期正效應作用，而受教育程度則會抑制農村居民消費水平，此研究可為促進地區農村經濟發展提供理論依據。

關鍵詞：

消費；農村居民；抑制因素；陜西省

隨著經濟增長中投資和出口貢獻率的下降，消費正在成為轉型階段促進中國經濟持續發展的重要保障。陜西省作為關中—天水經濟帶的核心區和向西開放的重要支點，在投資的驅動下以年均10％的速度迅速增長，如圖1所示，投資對GDP影響顯著。但從2013第一季度至2015年第三季度投資和GDP增速下降趨勢較為明顯，隨著投資乘數效應的減弱，經濟下行壓力增大，加快地區經濟結構調整迫在眉睫，并將逐步由投資型經濟進入消費型經濟新階段。作為消費對經濟影響的主要指標，從對GDP貢獻率來看，2014年陜西省最終消費貢獻率為51.0％，其中占總人口45．2％的農村居民的消費對地區GDP貢獻率僅為8．5％，可見陜西省農村居民消費能力羸弱。農村居民與城鎮居民相比，未來消費潛力大。因此，有必要研究影響農村居民消費的抑制因素，為擴大內需提供參考意見。在此對陜西省1978－2013年農村居民消費面板數據進行協整分析，研究陜西省農村居民消費的影響因素，為刺激農村居民消費，縮小城鄉差距以及為政府制定相關政策提供相關建議。

1數據來源

研究數據來源于《陜西統計年鑒》，采集1978—2013年36年的年度數據，以陜西省農村人均消費（C）、農村人均純收入（NI）、城鎮化率（UR）、受教育程度（ED）為變量指標。其中，陜西省農村人均消費反映陜西省農村居民的平均消費水平；農村人均純收入反映陜西省農村居民的平均收入水平；城鎮化率采用人口城鎮化率指標，反映人口的城鎮化程度；受教育程度來源于農村高等院校在校學生人數，反映農村居民接受高等教育的程度［1］。

2研究方法

研究運用協整檢驗理論，在確定變量數據是否具有平穩性的基礎上，剔除調整過程中因數據丟失產生的問題，進一步分析非平穩數據之間的長期均衡性。通過協整檢驗理論，將陜西省農村人均消費與農村人均純收入、城鎮化率、受教育程度三個自變量自改革開放后36年的短期動態和長期均衡結合起來，探討四個變量之間的影響及對農村居民消費的整體影響［2］。

3實證分析

3．1協整檢驗分析在不影響數據屬性的基礎上對各因素數據通過取對數，使數據相對平穩以便于分析。利用Eviews6．0軟件將處理后數據進行單位根檢驗（表1），結果得出變量結果均小于ADF臨界值，變量序列經過二階差分后是平穩的，通過平穩性檢驗且具有常數項。其中，c／t／n分別表示含有常數項；包含常數項、趨勢項；無常數項，含有趨勢項。p表示滯后階數，由AIC和SC來確定。***、**、*分別表示1％、5％和10％的顯著性水平下的臨界值［6］。由于采取多變量分析，變量間是否存在長期穩定均衡關系需要進一步采用多重協整檢驗法。在此，選取有截距無趨勢假設檢驗情況。結合AIC（－3．544992）和SC（－2．903733）取值最小化原則，最優滯后階數為3，得到表2。從Johansen檢驗結果可以看到變量間存在一個協整關系，再對模型進行VECM分析，使變量間聯系在長期具有較好穩定性，向量修正模型矩陣。VECM系數取值為負，符合模型檢驗反向修正的基本要求，對VECM系數序列進行單位根檢驗，發現在5％顯著水平上是平穩序列，通過檢驗，協整關系正確［7］。因此，根據VECM估計檢驗結果，可以看出模型具有很好的擬合度。

3．2Granger因果關系檢驗基于已建立的向量誤差修正模型，為了能夠更好觀察陜西省農村人均消費、農村人均純收入、城鎮化率、受教育程度變量間的因果關系，再次進行Granger因果關系檢驗，根據AIC和SC最小化原則，經多次試驗得到Granger因果檢驗滯后期為3。檢驗結果如表3所示。從Granger因果關系檢驗結果可以看出，在10％的置信度下，①陜西省農村人均消費與農村人均純收入、受教育程度有存在顯著的單向影響關系，而與城鎮化率水平關系并不顯著。可見陜西省農村居民的生產性消費水平對其農村人均純收入和受教育程度影響顯著。②城鎮化率水平越高對居民農村人均純收入影響越大，說明陜西省城鎮化建設對農村地區經濟輻射帶動作用較強，同時，農村居民農村人均純收入對受教育程度影響顯著。③陜西省農村居民消費與城鎮化率、城鎮化率與受教育程度并無影響關系，說明陜西省農村居民在人均純收入提高過程中并未顯著增加消費，一方面由于農村人均純收入增長緩慢，另一方面由于農村居民社會保障水平低于城鎮居民，導致其需要提高儲蓄水平以解決醫療、養老等長期問題。城鎮化率與農村居民的受教育程度關系可以看出中國城鄉二元結構下，社會資源分配不均導致農村地區居民難以得到充分的教育資源，農村地區人力資源開發不足。

3．3脈沖響應分析在VECM模型基礎上，運用脈沖響應函數來進一步分析各種變量的具體影響過程和作用方向，即變量長期的動態關系，如圖2所示。1）在給陜西省農村人均消費一個正的沖擊后，城鎮化率迅速增長并長期保持增長趨勢，可見釋放農村居民消費對促進陜西省城鎮化建設具有重要的推動作用；農村人均純收入變化并不明顯，說明陜西省農村居民農業生產積極性長期處于低位，農業投入不足。受教育程度長期為負值，說明教育投入抑制了農村居民消費。2）在給城鎮化率一個正的沖擊后，農村居民人均消費增長明顯，但受教育程度和農村人均純收入并未有顯著變化。說明城鎮化對促進陜西省農村地區經濟發展以及刺激消費方面具有積極的現實意義，但受制于二元經濟結構影響，農村人均純收入增長緩慢，受教育程度依舊偏低。3）在給農村人均純收入一個正的沖擊后，農村人均消費和城鎮化率水平均快速增長，但受教育程度依舊是呈現負向影響，可見教育投入對農村居民帶來了較大的生活壓力，高額的教育費用成為長期抑制農村居民消費的重要因素。4）在給受教育程度一個正的沖擊后，城鎮化率與農村居民人均消費呈負向影響，與上述結果一致，但農村人均純收入水平并沒有顯著改變，可見教育對提高農村人均純收入需要進一步分析其內在機制，例如就業市場結構、教育資源的二元配置、就業歧視、過度教育等影響因素，而該問題正成為我國未來時期社會結構、城鄉二元經濟格局要深入研究的基本內容之一。

4結論與建議

從上述分析結果可以看出，“二元”經濟格局依然是制約農村居民消費的主要障礙，保障性制度缺失和社會資源分配不均導致農村居民消費水平持續偏低，盡管隨著城鎮化建設不斷推進帶動了農村居民消費絕對量的增長，但影響微弱。農村居民短期內難以充分享受到城鎮化建設的溢出效應對其自身福利水平的有效改善。農村居民的教育投入成為消費負擔，而這種人力資本的投入并未在長期顯著提高其收入水平，這揭示出就業市場和社會結構正在發生新的轉變，并正在成為未來“二元”經濟的新特征。鑒于以上結論，應該加快社會保障制度的全面覆蓋，均衡教育資源發展和繼續推進城鎮化建設等優化農村居民收入結構，提高消費水平。對此，提出以下幾點建議。1）通過政策和技術引導激發農村居民生產積極性。建議政府積極引進先進農業技術和機械，發展新型農業形態，逐步實現農業現代化，增加農業收入；并根據市場需求趨勢鼓勵農村居民開展專業技術培訓，以優化農業發展水平和產出結構，增加經營性收入。此外，適時加大財政轉移力度，提高農村居民的轉移性收入，實現農村居民收入的長效增長［8］。2）繼續加大農村地區教育，尤其是基礎教育的投入［9］。應積極鼓勵各類資金投入，例如可在政府引導下由地方企業、個人共同出資的方式設立農村教育基金，將對農村教育資金支持的不確定性逐步轉為確定性和特定性、專項性。通過多元化籌資渠道，確保教育資金投入能夠到位，提高農村人力資本質量，增強農村居民消費信心。3）穩步推進新型城鎮化建設，發揮城鎮經濟的輻射作用，帶動周邊農村經濟增長，吸引農村人口進城就業，優化其收入結構，轉變農民收入觀念，持續提高農民的收入水平。

參考文獻：

［1］陜西省統計局．陜西省統計年鑒［M］．北京：中國統計出版社，2014．

［2］王昱，郭菊娥，席酉民．基于協整和脈沖響應的中國能源與經濟增長動態關系測算研究［J］．中國人口•資源與環境，2008，18（4）：56－61．

［3］張英．關中－天水經濟區經濟增長對區域農業發展的影響分析［J］．經濟研究導刊，2014（18）：87－88．

［4］楊軍．居民收入與消費均衡關系的協整分析［J］．統計與決策，2008（20）：101－103．

［5］何永秀，趙四化，李瑩，等．浙江電力工業與各產業的經濟關系［J］．統計與決策，2005（10X）：67－69．

［6］李國年．財政分權、地方政府行為對就業的影響［J］．金融與經濟，2014（2）：19－25．

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［8］于海琳．從收入來源看浙江農民消費行為的演變［J］．安徽農業科學，2013，41（4）：1782－1784．

［9］林秀清．農村居民收入來源及其對消費的影響分析———以福建省為例［J］．科技和產業，2012，12（4）：49－54．

［10］陳巧玲，李蹊．農村教育與經濟發展探究［J］．安徽農業科學，2011，39（2）：1258－1260．

［11］沈國琴．寧夏新型城鎮化發展道路之“新”［J］．中共銀川市委黨校學報，2014（5）：38－41.

作者：張榮斌 張英 高晶晶 單位：西安翻譯學院 經濟管理學院 科研處