农村居民消费结构调整减贫效应的实证分析

崔晨

摘 要 立足当前社会上具有实际价值和重要的科学问题，以期通过本次研究，以相关计量分析理论为指导通过调整农村居民的消费结构进而改善农村居民贫困现状提供指导作用，从理论上通过切实研究为改善农村贫困居民的现状提供一条科学的方法途径。

关键词 农村居民；消费结构；减贫效应

中图分类号：F323.8 文献标志码：B DOI：10.19415/j.cnki.1673-890x.2018.03.044

减少和消除贫困是当今社会发展的重大课题。改革开放以来，我国在减少农村贫困方面取得了举世瞩目的成就，农村贫困人口从1978年的2.5亿下降至2015年的5 575万，同期农村贫困发生率从30.7%降至5.7%。农村贫困减少的显著成就，既得益于改革以来农村经济的快速发展，也得益于国家强有力的扶贫政策的推进。值得关注的是，农村经济结构调整作为社会经济发展的重要体现，对农村贫困减少必然产生重大影响，特别是农村居民消费结构调整尤如一把双刃剑，对农村贫困产生正反两个方面的作用，加速或弱化农村减贫进程。它如同物理杠杆，将从正反两个方面放大各项因素影响农村贫困的作用力[1]。

1 减贫效应概念

贫困的概念具有极度不确定性，多为动态演进的性质。美国经济学家、诺贝尔经济学奖获得者保罗·萨缪尔森就曾分析过贫困这一概念：贫困是一个非常难以捉摸的概念，对于不同的社会人而言，贫困所意味的也是不同的事情。随着人们对贫困的研究深入，一步步加深对贫困的认识，这一概念在不断演进中，先后经历了经济学、社会学以及政治学概念的诠释[2]。

在经济学范畴中，对贫困的定义主要是生活中所存在具体，是存在于物质层面的物质生活贫困，如资产性质的贫困、收入性质的贫困，亦或消费性质的贫困。而从社会学的范畴，贫困主要是个人自身或者社会群体在所具备能力、所掌握知识技能以及对社会改变接受程度的希缺性。从政治学范畴，则具有其他层次的含义，贫困这一概念涉及阶级理论的剥夺和公民权利的剥夺。从贫困概念的演进历程中，贫困不仅仅作为一种社会上的经济现象，也是一种伴随着社会发展，和社会、政治、文化等不同层面都具有密切关联的现象[3]。

在发展与减贫理论中，提出扶贫有利于穷人在物质属性和自然属性上的增长（pro-pool growth，简称PPG）。其实质就是一个国家贫困居民的实际生活收入增长幅度要大于在分配模式保持不变的前提条件下的贫困居民的实际生活收入增长幅度；在兼顾社会发展效率和社会公平的条件下，最大程度上减少贫困和促进经济增长[4]。

2 农村居民消费结构调整及现状

2.1 农村居民消费收入和支出现状

根据上述理论基础，为了解历年来农村居民消费结构的概况，本文以农村居民家庭平均每人消费支出作为统计指标，以食品消费、衣着消费、居住消费、家庭设备及用品消费、交通通信消費、文教娱乐消费支出、医疗保健消费以及其他消费在内8大类消费结构为统计对象[5]，进一步通过《中国统计年鉴》以及国家统计局等平台媒介，搜集1990—2012年共23年8大类农村居民家庭平均每人消费支出，整理1990—2012年，我国农村居民家庭人均食品、衣着等8大类消费总支出变化趋势，如图1所示。

结合图1可以看出，1990—2012年，我国农村居民家庭人均食品、衣着等8大类消费支出均为逐年增长的趋势，其中农村居民家庭人均食品消费支出增长趋势最为明显，也印证这“民以食为天”这句古话，其次为人均居住消费支出，人均其他消费支出增长趋势较为平缓。

为进一步分析农村居民消费结构的变化情况，以期了解1990—2012年农村居民消费结构的变化概况，整理农村居民人均8大类消费支出比例统计数据，整理各类消费支出历年变化趋势如图2所示。

结合图2可以看出，1990—2012年我国农村家庭居民人均食品消费支出比例在轻微波动中逐年降低。其他各类消费支出比例曲线变化趋势可以看出，除食品消费支出比例外，交通通信消费支出比例在逐年递增，呈一定的上涨趋势。从1990年统计农村居民人均交通通信消费支出比例为0.014 4；到2006年交通信消费支出比例正式突破0.1大关，统计为0.102 1；随后继续上涨，到2012年该比例达到0.110 5；此外，农村家庭居民人均医疗保健消费支出比例从整体趋势来看，呈缓慢增长。

2.2 农村居民消费结构度

本文以上述统计食品消费等在内5大类消费为所有消费类型，即m=5；以统计数据1990—2012年平均每2年为所确定期限（如1990年消费结构变化度为期初1990到期末1991），即n=1；结合公式（1）整理1990—2012年各年农村居民消费结构变动度，农村居民消费结构变动度变化趋势如图3所示。

居民消费结构的测量指标计算公式如（1）所示。

式中：DCSC为消费结构指标；m为消费类别总数；N为统计变量个数；Pi1、Pi0分为统计年第i类消费前后比例的统计量。

结合图3可以看出，1990—2012年，23年时期内的农村居民消费结构变动情况一直处于不停地波动起伏中，其中以1999年的统计1999—2000年的农村居民消费结构变动为最大的一次变动幅度，而1994年的统计1994—1995年的农村居民消费结构变动为最小的一次变动幅度。

3 农村居民消费结构调整减贫杠杆效应的实证分析

3.1 变量确定

根据上述理论基础，结合我国现有规定，农村居民的消费支出可以划分为食品消费等8项，各项支出之间的计算比重就是农村居民家庭消费结构。为深入分析农村居民家庭的消费结构和减贫效应的关系，本文选取农村居民贫困发生率HCR（HeadCountratio）作为农村居民减贫效应的代理变量；选取农村居民消费结构变动度（DCSC），农村居民的恩格尔系数（EC）作为农村居民消费结构的代理变量；农村居民家庭每人纯收入以10为底的对数（L_RGDP）作为农村居民经济发展的代理变量；另根据国家统计局发布官方数据，搜集1990—2012年历年农村居民消费价格指数（CPI），农村居民消费水平以10为底的对数（L_CL），农村居民消费水平指数（CLI）作为农村居民消费的代理变量。endprint

上述所有变量数据的单位时间均为1年，且本文实证分析所用数据分别均源于国家统计局发布数据和国家官方发布刊物《中国统计年鉴》。后续模型检验和模型回归的过程均借助于计量经济学软件Eviews 8完成本次研究。样本数据见表1。

3.2 模型设定

本次关于农村居民家庭消费结构和减贫效应的研究选择通过构建非结构性VAR模型考察上述各变量之间存在的关系，以及在给定相关单位变化的条件下，验证各变量系统内的相互影响，即变量系统间的综合动态反应。在确定相关代理变量的基础上，本文选取农村居民贫困发生率HCR、农村居民消费结构变动度（DCSC）等7个代理变量为内生变量，根据一般定义将常数项作为外生变量。

模型的具体形式为：

式中：yt=（HCRt，DCSCt，ECt，L_RGDPt，CPIt，L_CLt，CLIt）T为内生变量向量；Aj为带估计的参数矩阵；c为常数项；p为自回归滞后的阶数；ej为随机的扰动项，在t相同是可以相关，但不能存在自相关，且不能与模型右侧的变量存在相关。

3.3 实证分析

3.3.1 平稳性检验

本文在使用协整理论对所确定时间序列进行分析之前，第一步相对各内生变量时间序列进行单文根检验，验证各内生变量时间序列是否平稳，进一步避免出现伪回归。本文采用EViews中ADF（Augmented Dickey-Fuller）方法对内生变量HCR、DCSC、EC、L_RGDP、CPI、L_CL、CLI进行平稳性检验，所验证时间序列中存在序列在验证过程中p值小于所确定置信水平，非平稳；则进一步对该序列继续求得一阶二阶差分，对差分结果继续进行平稳性检验，直至本次研究所生成序列均平稳后再进行下一步数据之间关系的分析。整理Eviews8分析结果见表2。

本次显著性水平均选取0.05，临界值为0.05显著性水平下的临界值。

结合表2中各内生变量序列ADF的检验结果可知，原始序列中：DCSC、L_RGDP、CPI和CLI各内生变量序列，其ADF检验值均小于5%显著性水平下的临界值；而EC经过一阶差分变换后，其ADF检验值均小于5%显著性水平下的临界值；HCR和L_CL内生变量序列经过二阶差分变换后，二者的ADF检验值均小于5%显著性水平下的临界值；因此拒绝单位根的原假设。

3.3.2 最优滞后阶数确定

在上述分析的基础上，继续借助Eviews8分析工具，整理相关输出结果见表3。

本次研究中0-1阶VAR模型的LR统计量，最終预测所得误差FPE以及三种信息准则，即AIC信息准则、SC施瓦兹准则和HQ信息准则的验证结果。根据表中数据可知：以“*”对依据相应准则所选出最佳准则的最优滞后阶数进行标记。表3中输出结果显示，LR统计量，最终预测所得误差FPE以及AIC信息准则，SC施瓦兹准则和HQ信息准则均在一阶时标注“*”。因此，本次研究确定VAR模型的最佳滞后阶数为1阶。

3.3.3 Granger因果检验

本文在上述确定VAR模型最佳滞后阶数为2的基础上，对VAR模型最佳滞后阶数为2情况下的因果关系进行Granger因果关系检验。以变量位HCR为例，整理内生变量的Granger因果关系检验见表4。

由表4输出结果可知，内生变量DCSC在0.05的显著性水平上能引起变量HCR的变化，内生变量DCSC到变量HCR存在单向的格兰杰因果关系，即拒绝原假设；内生变量EC在0.05的显著性水平上能引起变量HCR的变化，内生变量EC到变量HCR存在单向的格兰杰因果关系，即拒绝原假设；内生变量L_RGDP在0.05的显著性水平上能引起变量HCR的变化，内生变量RGDP到变量HCR存在单向的格兰杰因果关系，即拒绝原假设；内生变量CPI在0.05的显著性水平上能引起变量HCR的变化，内生变量CPI到变量HCR存在单向的格兰杰因果关系，即拒绝原假设；内生变量L_CL在0.05的显著性水平上能引起变量HCR的变化，内生变量L_CL到变量HCR存在单向的格兰杰因果关系，即拒绝原假设；内生变量CLI在0.05的显著性水平上能引起变量HCR的变化，内生变量CLI到变量HCR存在单向的格兰杰因果关系，即拒绝原假设。

4 结语

农村居民消费结构变动度（DCSC）、农村居民的恩格尔系数（EC）、农村居民经济发展的代理变量、农村居民消费价格指数（CPI）、农村居民消费水平等因素均能对农村居民贫困发生造成影响。随着经济发展，农村居民生活水平的提高，农村局面的消费结构也在随时间逐步发生着改变。农村居民消费结构的改变对经济发展方式有着一定的作用和影响；而反过来经济发展方式对农村居民消费结构的改变对也存在着一定的作用和影响。

参考文献：

[1] 万广华.流动性约束、不确定性与中国居民消费[J].经济研究，2001（11）：124-131.

[2] 方松海，王为农，黄汉权.增加农民收入与扩大农村消费研究[J].管理世界，2011（5）：1183-1193.

[3] 范剑平，刘国燕.我国农村消费结构和需求热点变动趋势研究[J].农业经济问题，2001（1）：58-60.

[4] 李立清，李燕凌.农村居民消费结构的多层次性灰度关联分析[J].农业技术经济，2003（6）：101-105.

[5] 赵志坚，胡小娟.我国城乡居民消费结构比较分析[J].消费经济，2007（10）：75-78.

（责任编辑：刘昀）endprint