农村居民收支水平

农村居民收支水平（精选八篇）

农村居民收支水平 篇1

关键词：农村居民,消费水平,实证研究

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。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<β<1。参数β表示边际消费倾向。凯恩斯的这个消费函数仅仅以收入来解释消费, 被称为绝对收入假说[1]。

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:

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, α赞=72.67920>0, 0<β赞=0.714637<0, 其符号与预期的相一致, 并且其大小符合经济理论, 因此, 该模型通过了经济意义检验。

(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, R軍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:

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<5.991, 因此, 接受原假设, 即回归方程不存在异方差性。

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ρ赞。

通过EVIEWS 3.1软件, 进行普通最小二乘法 (OLS) 估计, 结果如下:

其中,

(2) 产生, 估计Ct′=α+βYt, 得到α和β的估计值。

回归结果如下:

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, 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;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.

[4]邝国良, 曾铁城.关于广东省民用汽车拥有量的计量经济学模型及其检验和预测[J].工业技术研究, 2007, (8) :138-141.

农村居民收支水平 篇2

京郊新农村建设的加快，促进了农村居民收入持续稳定增长，农民家庭的消费水平明显提高。

一、农村居民现金收入状况

1-5月份，平谷区农村居民人均现金收入 8485元，同比增长11.1%，总量及增速分别位于生态涵养发展区第五位和第二位（详见下表）。

表1 2014年1-5月份生态涵养发展区农民人均现金收入情况

计量单位：元、%

注：表中数据均由北京市统计局、国家统计局北京调查总队反馈。

1.工资性收入同比增长8.3%

1-5月份，平谷区农村居民人均工资性收入5526元，同比增长8.3%。北京市最低工资标准由1400元调整为1560元，增幅为11.4%，政策性因素带动工资性收入增长。

2.家庭经营收入同比增长12.2%

1-5月份，平谷区农村居民人均家庭经营收入1546元，同比增长12.2%。

第一产业现金收入727元，下降2.7%。其中，人均农业现金收入145元，同比下降14.5%。去冬今春气候较常年温度偏高，水果不易储存，价格和销量都有所下降，影响一产收入。人均牧业现金收入537元，同比下降6.2%。

第二产业现金收入105元，增长7.0%。其中，人均工业收入57元，同比增长32.7%，带动了第二产业收入增长；人均建筑业收入48元，同比下降13.2%。

第三产业现金收入714元，增长34.1%。其中，人均批零贸易业.饮食业收入增长38.2%，主要是由于今年春季气温较暖，农家院的接待期较去年明显提前，另外服务行业收入势头强劲，人均社会服务业收入增长约1.7倍。

3.财产性收入同比增长55.2%

1-5月份，平谷区农村居民人均财产性收入180元，同比增长55.2%，增长的主要原因：一是人均集体分配股息和红利68元，同比增长30.7%；二是人均租金收入42元，而上年同期只有6元。

4.转移性收入同比增长18.6%

1-5月份，平谷区农村居民人均转移性收入1233元，同比增长18.6%。其中：人均离退休金、养老金807元，同比增长15.6%；人均领取新型农村养老保险150元，增长80.3%。增长的原因是政策性增长，北京市今年继续提高企业退休人员基本养老金，总体幅度为人均10%。此外，全市统一调整基础养老金和福利养老金，基础养老金由每人每月390元增加到430元，福利养老金由每人每月310元增加到350元，增长幅度分别为10.3%和12.9%。

二、农村居民消费状况

1-5月份，平谷区农村居民人均消费性支出4764元，同比增长10.4%。八大类消费支出“五升三降”。

表22014年1-5月份平谷区农村居民人均生活消费现金支出情况表

1.交通和通信支出增长最为明显，同比增长近1倍。主要原因是：人均购买交通工具支出由88元上升到604元，同比增长5.8倍；人均通信工具支出51元，同比增长63.0%。

2.医疗保健增势次之，同比增长42.4%。主要是医疗保健服务消费的增长，人均支出276元，同比增长71.6%。

3.其他用品及服务支出同比增长27.7%。其中购买首饰和化妆品的支出分别增长83.5%和87.6%。

农村居民收支水平 篇3

一、当前我国农村土地制度制约农村居民消费水平

土地是农村居民获得收入的稳定来源, 来自土地的合法收入, 不仅会影响农村居民的即期收入, 而且从长远来看也会影响农村居民的即期和长期消费水平。当前我国的土地政策主要从以下两个方面影响农村居民的消费水平。

(一) 现行农地所有权主体不明晰, 农村居民的合理收益受损

作为20世纪70年代末制度创新的产物, 现行的以家庭承包经营为主要特征的农地制度, 曾取得过显著的经济和社会效益。然而随着农村经济的发展, 该制度的缺陷日益显现出来。最突出的是, 现行农地制度的产权主体不明晰, 农村居民的土地收益难以得到保障。由于全国农村集体土地分属于乡镇、村组等集体组织所有, 农村居民集体是一个抽象的概念, 如在《宪法》中, 被界定为集体所有;在《民法通则》中被界定为乡 (镇) 、村两级;而在《农业法》、《土地管理法》和《农村土地承包法》中则是乡 (镇) 、村或村内农业集体经济组织。产权主体的不明晰, 为一些乡村集体组织和乡村干部侵犯农村居民的利益提供了方便。农村居民对土地的长期投入缺乏积极性, 由此影响了农业的长期发展和农村居民增收。我国不同的法律对于土地所有权有着不同的规定, 如在《宪法》中规定农村土地归集体经济组织所有, 《民事通则》则规定土地所有权归行政村, 而《中国土地管理法》规定土地属于村民集体所有并由集体经济组织和委员会经营管理, 法律规定的不一致性导致土地究竟属于哪一级别的集体所有有着不同的解释, 模糊了农地所有权的归属。如果对土地进行承包, 按照“交够国家、留足集体、剩下都是自己的”的原则, 所有权主体概念上的模糊将会导致农村居民的很大一部分收入被无偿占有。此外, 农村居民要向土地所有权的主体缴纳租金, 由于地方政府和部门可以按照自己的意愿来进行解释, 进而致使对农村居民的乱收费之风盛行, 但通过现行的法律法规却没有办法对之进行有效的约束。

(二) 现有的土地流转制度不完善, 不利于农村居民财产性收入的提高

在土地产权制度方面, 目前农村居民拥有的只是对所承包土地的使用权或经营权, 但不拥有转让、抵押、入股等处置权以及相对应的收益权。农村土地没有真正成为可以在市场上流转和交易的生产要素。这种土地产权制度既不利于土地的合理配置和使用, 还助长了政府批地过程中的权钱交易和徇私舞弊, 使少数人中饱私囊, 广大农村居民却不能从中受益。由于土地所有权居于主导地位, 土地使用权就只能在本村, 甚至本组流动, 承包使用权的权利大打折扣。土地所有权的代理人———村组仍凭对土地的所有权不时的干预农村居民的生产经营, 许多地方经常出现强制性结构调整、强制性调整农村居民承包地等现象。广大农村还存在着“增人不增地, 减人不少地”的矛盾, 暴露出我国当前的土地流转制度的不合理之处。我国现行的相关法律规定, 农村土地承包经营权进行流转 (转让) 需要签订合同, 以转让方式流转的, 还需要向土地所有者提出申请。由于我国农村尤其是偏远地区交通不便和信息不灵, 因此关于农村土地承包经营权流转的规定会增加交易成本, 相对减少农村居民的土地收入。此外, 按照我国相关规定, 土地承包经营的转让必须在同一集体经济组织内部进行, 这虽说可以避免土地所有权发生变更, 但对于跨地区的土地经营权流转就是一个阻碍, 无法让农村居民按照自身的意愿进行土地转让, 进而在经营权转让时难以获得最大的收益。

二、进行土地产权制度改革, 增加农村居民的消费水平

收入是消费的前提, 要增强农村居民的消费能力就必须增加农村居民的收入, 土地是他们收入的稳定来源, 拥有明晰的产权是稳定来源的前提。要增加农民收入, 就必须进行土地产权制度改革。我国农村土地制度改革应该以现行土地制度为基础, 必须进一步稳定和完善农村土地公有制和以家庭承包经营为基础、统分结合的双层经营体制, 构建一种适合中国国情的新型的土地管理模式和经营组织形式。具体表现在:

(一) 明晰土地所有权, 保证农村居民的基本收入

我国现行土地产权制度主体不清晰, 虽然明确规定集体对农村土地的所有权, 但是对于这个归属的集体, 是乡、村还是其他农村居民组织, 并不十分明晰。这就造成了农村集体土地所有权主体实际上的虚位。马克思指出“土地所有权的前提是, 一些人垄断一定量的土地, 把它作为排斥其他一切人的、只服从自己个人意志的领域。”十七届三中全会通过的《中共中央关于推进农村改革发展若干重大问题的决定》指出:按照产权明晰、用途管制、节约集约、严格管理的原则, 进一步完善农村土地管理制度。从我国的国情和农村土地制度的现状出发, 明晰土地产权, 主要应从制度和体制上确立农村居民对于集体土地的所有权。另外, 土地所有权, 我国宪法虽有明确规定, 即在农村土地归集体所有, 在城市为国家所有, 这是对已经耕种, 已经利用的土地适用。对于没有耕种, 没有利用的土地, 为了避免纠纷, 应当明确规定为国家所有。

稳定和完善家庭承包经营的核心是稳定土地承包关系。《中共中央关于推进农村改革发展若干重大问题的决定》中提出“赋予农村居民更加充分而有保障的土地承包经营权, 现有土地承包关系要保持稳定并长久不变。要切实稳定农村土地承包关系, 全面颁发农户长久拥有的具有明确法律效力的土地承包权证书, 确保农村居民不丧失土地承包经营权。为了鼓励农村居民增加投资培养土地肥力, 实行集约经营, 必须稳定农村居民的土地承包权。农村居民的土地承包权, 具体表现为农村居民对其承包的农用耕地, 在合同期内有占有权、使用权、收益权和部分处分权。

在土地流转过程中, 要保证农村居民是经营主体和受益主体。在现阶段, 不应提倡工商企业长时间、大面积租赁和经营农户承包地, 以防止出现大资本排挤小农户和大规模土地兼并现象。土地承包者有权在合同期范围内独立自主地从事经营或有偿、无偿转让给其他经营者, 实现土地的顺畅流转。稳定的土地承包权在某种程度上相当于农村居民生产的“定心丸”, 有利于农村居民提高经济效益, 从而保证其对基本生活和生产资料的消费。稳定土地承包权, 既要保证土地的承包期限又要注意政策的灵活多样性, 确保土地资源的有效配置和合理利用。

(二) 在城镇化过程中, 要保障失地农村居民和农村居民工的土地产权

在我国, 城镇化主要都是以大量征用农用土地实现的。对农民而言, 土地既是生产资料又是生活保障, 农民失去土地意味着失去生存的基础。因此, 城镇化在展现社会繁荣的同时又衍生出新的社会人群即失地农民。在城镇化进程中, 首先应当尽可能照顾失地农民的利益。在征地安置中, 必须对农民失地的损失补偿。依据国土法和国家政策规定, 对失地农民的补偿构成主要分为三个部分, 即土地补偿费和安置补助费、征地住房拆迁补偿费、土地构附着物补偿费。不能在农村居民变市民过程中, 把农村居民的土地权益剥夺走。从我国的基本国情看, 现阶段让农村居民以放弃土地为代价, 获得市民身份并享受与市民一样的待遇是不现实的。应当看到, 农村居民市民化是一个漫长的过程, 在这个过程中, 既要创造条件, 让农村居民在城市里能够住有所居、劳有所得、病有所医、老有所养, 又允许农村居民继续享有对承包地的权益, 以此作为应对不确定性及各种风险的生存保障, 让农村居民“既进得了城, 又回得了乡”、“家中有地, 进退有据”, 实现劳动力资源的合理流动, 这是保护农村居民利益的需要, 也是促进城镇化健康发展的需要。

另外, 在城镇化进程中, 要保护农村居民的耕地和宅基地的权益。在“城镇建设用地增加与农村建设用地减少挂钩”实施过程中, 要切实保护农村居民的土地承包权和宅基地权益。特别是在农村土地整理过程中, 首先要把增加优质耕地作为目标, 节省出来的建设用地, 要优先满足新农村建设的需要, 不能把增加城镇建设用地作为土地整理的主要目的。明晰了土地的所有权, 农村居民才能在城镇化进程中拥有生产和生活的稳固保障, 具备生产和经营的安全感, 有利于农村居民获得较稳定的收入, 进而有利于农村居民的消费。

(三) 健全完善土地制度, 保障农村居民的合法收入

如果想通过增加农民收入刺激消费, 提高农村居民的消费水平, 就必须先完善土地制度, 首先要明确土地是农村居民的一种权利, 是一种物权, 给农村居民提供可靠地法律保障。继《土地承包法》、《土地经营规则》和《物权法》等法律法规后, 继续完善农村土地相关法律法规, 明确农村土地所有权主体、权能等方面的模糊规定。为了保证土地资源的可持续利用, 应该把土地资源作为商品来对待, 土地资源开发应该在市场上运作, 其所有权、使用权应该明晰, 明确农民与土地的权利关系, 对农村土地所有权的明确界定和维护, 使流转工作有序进行, 只有建立科学、公正的土地使用、流转制度, 合理配置与高效利用土地资源, 才能保证农民的合法权益, 才能保证国家经济建设的持续发展。如果中国今几年想通过拉动消费需求, 尤其是农村居民的消费需求, 不想方设法为农村居民提供法律保障, 明确农村居民同土地的关系, 只注重调整或增加劳动力收入, 是无法从根本上拉动农村居民的消费的。

摘要：农村土地的财产制度和流转制度是制约农村居民消费水平的深层次因素。明晰土地产权制度, 建立顺畅的土地流转制度, 保障农村居民的合法收益和权力, 提高农村居民的财产性收入。

关键词：农村居民,土地制度,消费

参考文献

[1]马克思资本论[M]中文卷.第三卷北京:人民出版社1975:695

[2]李秉强我国居民收入增长及其影响因素研究[D]华中科技大学2007

[3]文宗渝拉动消费需求须进行土地产权制度分类改革[J]中国投资2008 (5)

[4]林燕农村居民消费增长缓慢的原因及对策[J]理论学刊2000.5 (3)

[5]邵彦敏农业人口流动与农村土地流转[J]农业经济导刊2007 (10)

农村居民收支水平 篇4

关键词：农村,居民消费支出,聚类分析,主成分分析

一、引言

农村居民消费水平[1]是指在一定社会经济条件下, 农村居民在各种消费品和劳务上消费的数量和规模, 通常用人均消费支出额来衡量, 不仅可以体现农村居民的消费质量, 更能反映一定区域、一定时期内农村居民的生活水平。近些年来, 伴随中共中央8个“一号文件”的颁布与实施, 我国农民消费水平和生活质量有了显著提高, 消费结构也相应发生了深刻的变化, 部分地区农村居民的生活水平已经实现了从传统的“温饱型”到“小康型”的全面升级。由于消费结构通常是从“食品、衣着、居住、家庭设备用品及服务、交通通讯、文教娱乐、医疗保健及服务和其他”等8个要素去考查, 并且各因素间并不是独立的, 此外中国地域辽阔, 省份较多, 因此统计数据繁多且关系复杂, 要利用此数据对消费结构进行有效分析, 基于消除相关性影响的多元统计分析方法是较为理想的方法。本文便分别选取2005年与1998年中国农村居民人均消费支出数据, 顺次运用聚类分析与主成分分析[2]两种统计方法, 旨在分别从分布和水平上探讨影响农村居民消费结构的主要因素, 提出改善农村居民消费结构、提高农村居民消费水平的对策建议。

二、我国农村居民消费情况的直观数值分析

本文以我国31个省市自治区的农村居民消费为研究对象, 引用我国常用的消费资料支出分类法, 将农村居民人均生活费支出分为食品、衣着、居住、家庭设备用品及服务、交通通讯、文教娱乐、医疗保健及服务和其他8个部分, 并将其分别记为x1, x2, …, x8。根据《中国统计年鉴》[3][4]提供的数据, 可以直观的看到, 在这8年间各地农村居民的消费支出不断上涨, 消费结构也发生了巨大变化。具体消费及其变化情况如图1所示。

从统计资料提供的信息我们可以看到, 西藏的农村居民消费相对变动最大, 高达143%, 尽管其人均消费水平较低, 但其飞快的增长速度必将引起农村经济和农民生活的极大提高;其次是甘肃、北京、浙江等地, 而相对变动较小的地区是新疆, 仅有33%, 这导致新疆的农村居民消费水平在整体上相对下降;从居民消费支出及绝对变动量的散点图 (图1) 也可以看到, 东部地区的人均消费及其变动量明显高于西部, 且部分地区间的差距有逐渐拉大的趋势, 其原因除了东西部各地区区域经济发展的不平衡、东部良好的自然环境和长期以来居民在竞争和开放的环境下形成的敢于冒险的品质, 容易接受新事物的心理素质外, 还与消费结构有着密切的关系。

对比1998年和2005年我国总体农村居民消费结构, 如表1所示。总体来讲, 食品在消费结构中的比重略有下降, 由原来的53.43%降为45.48%, 但所占比重仍为最大;发生显著变化的是医疗保健、交通运输和文化娱乐方面, 它们在消费结构中所占的比重分别由原来的4.28%、3.82%、10%变化为6.58%、9.59%、11.6%, 说明这8年间农村居民在生活水平提高的同时, 开始关注生活质量。

上述只是从消费因素的绝对变化粗略地探讨了我国农村居民消费支出的分布情况和消费因素的变化情况。为了进一步分析掌握分布情况和变化规律以及各省份农村居民消费结构的相似情况, 下面引入聚类分析。

三、聚类分析

聚类分析 (Clustering Analysis) [2]是根据样本的多个观测指标, 具体找出能够度量样品或指标之间相似程度的统计量, 以这些统计量为划分类型的依据, 按相似程度的大小把不同的样品聚合为几类, 形成一个由小到大的分类系统。可以对样本聚类也可以对指标进行聚类。若归为一类, 说明样本之间的总体表现水平相近以及指标向量的相似程度较大。反映到消费结构上, 样本聚为一类说明该类省份的居民总体消费水平相近, 同时也暗示这些省份之间的消费结构相似;指标聚为一类说明指标在消费结构中的作用相近。

运用SPSS11.5统计软件, 对所选样本和指标数据分别进行样本聚类和指标聚类, 结果如表2、表3所示。

地区聚类结果表明:处在第一类高消费水平的是北京、上海、浙江, 东部地区农村居民消费支出总量比中、西部地区的农村居民消费支出高。但是, 中部地区的农户生活消费支出增长较快, 其次是东部地区, 西部地区增长较慢。同时, 说明北京、上海以及浙江三省份的消费结构相似, 天津、江苏、福建和广东四省份村民消费结构相似, 贵州、西藏和甘肃三省份村民消费结构相似, 其它21个省份消费结构相似。

指标聚类结果表明:1998年居民用于食品、居住、家庭设备用品及服务、文教娱乐的消费占主导地位, 对照2005年的聚类结果, 可以发现:医疗保健、交通通讯支出上升为第一类, 而用于食品的消费略有下降, 退为第二类, 其结果与表2的结果是一致的。这都说明农村居民的消费结构正在不断优化, 逐渐向享受型、发展型结构转变。

聚类分析只能对消费水平做大致的聚类, 不能对各省份居民消费水平进行全排序的分析, 而这在实际决策中非常有必要, 如作为国家资助发展省份的依据;此外聚类分析也只能对影响消费水平因素做大致的归类, 对影响消费水平的主要因素以及影响程度是束手无策的。为此, 本文进一步引入主成分分析法来达到此目的。

四、主成分分析

主 成分分析[2] (Principal Components Analysis) 也称主分量分析, 是由Hotelling于1933年首先提出的。其主要思想是通过降维, 把多指标转化为少数几个综合指标的多元统计分析方法。农村居民消费支出指标体系共涉及8项指标31个样本, 利用SPSS11.5和Matlab6.1对其进行分析研究, 得到方差贡献率、方差累积贡献率、前两个特征值对应的特征向量及主成分因子负荷向量如表3所 示。

从表5可知, 在1998和2005年农村居民消费支出中, 前两个主成分 (不妨记为y1和y2) 对应的方差累计贡献率分别为93.424%、94.304%, 基本上提供了原始8个指标的全部信息。因此, 对两年数据进行分析, 都选取前两个主成分。由表4提供的前两个特征值对应的特征向量, 便得到主成分和原指标变量之间的线性组合关系式 (1.1) 和 (1.2) 。

(1.1) 1998:

undefined

(1.2) 2005:

undefined

由线性组合关系式 (1) 和 (1) 分析可知, 对于1998年, 第一主成分的线性组合中除了衣着变量的系数外, 其余变量系数相当, 因此它可以看成是x1, x3, x4, x5, x6, x7, x8的综合变量, 反映了农村居民对食品、居住、家庭设备用品及服务、交通通讯、文教娱乐、医疗保健及服务和其他服务的消费支出, 所占的信息总量为87.16%;第二主成分y2反映了衣着在农村居民消费中的支出;对于2005年, 第一主成y1的线性组合中, 衣着变量x2的系数仍然为最小, 但相对1998年来看, 有明显上升即农村居民用于衣着的消费逐渐上升, 食品变量x1的系数明显下降即农村居民用于食品的消费逐渐降低, 说明农村居民的生活水平确实有了很大的提高。

将正态标准化后的原始数据代入 (1.1) 式和 (1.2) 式的线性组合中得到各地区第一主成分得分、第二主成分得分, 并以各样本的两个主成分得分构建直角坐标系, 描绘出各样本主成分得分分布情况的散点图 (如图2、图3所示) 。再利用所选主成分对应的方差贡献率作为权重对其进行加权, 得到各样本的综合得分。综合得分及各项排序如表6所示。

综合主成分y1和y2, 可以说主成分y1是农村居民生活保障的最基本的要素, 它反映的信息总量:1998年为87.16%, 2005年为88.63%, 远远大于主成分y2, 因此第一主成分排序与总得分排序基本一致, 尤其是2005年更为明显 (详见表6) 。不妨对主成分y1的得分排序进行分析, 可知, 新疆的排名由16下降为22, 西藏的排名由31上升为30, 这与图1所示的绝对量的分析相一致。从总体得分来看, 我国农村居民消费水平基本呈现东、中、西三部逐次递减的趋势。再以两个主成分得分组成的二维数据为依据得到如下散点图2和图3。

从以上散点图我们可以更为直观的看到第一、第二主成分的得分分布情况:对于1998年, 分布在第一象限的是上海、广东、江苏、福建、湖南, 这5个地区的农村居民消费水平相对全国来说较好, 其中上海为最好;分布在第二象限的是北京、浙江、天津、辽宁、新疆, 由于第二象限的主要特征是第一主成分, 所反映信息量最大, 不同的只是该象限的5个地区居民在 衣着方面的消费略低, 因此这5个地区的农民消费水平也比较好;分布在第三象限和第四象限的地区我们把其归为同一类, 农村居民消费水平中等或较差。对于2005年, 分布在第一象限的地区相对1998年来说少了湖南省, 分布在第二象限的地区少了新疆, 同时山东省进入, 由此说明在这8年间, 山东省的农村居民消费结构和消费水平有了大幅的改善和提升, 而湖南和新疆地区相对略有退 步。

五、改善农村居民消费结构、提高农村居民消费水平的对策建议

根据上述统计分析, 结合我国农村经济现状, 基于影响消费结构的消费观念、地方习俗等内在因素和地理环境以及经济环境等外在因素, 在农村居民消费结构和消费水平改善方面, 作如下进一步具体分析和建议。

1.加强政府宏观调控手段, 促进东中西结合, 达到合理布局

从表2和表5分析, 可见我国东、中、西三部农村消费支出在近几年有了一定的合理性变化, 但仍明显存在较大差异。从表6可以看出, 经过8年的发展, 全国各省份的消费水平排序变化不大, 较低的仍然是西藏、贵州、甘肃、青海以及山西和河南等中西部省份。针对不同区域农村居民消费差异和特点建议:①突出东部地区的主导作用。把东部地区作为开拓农村市场的主要区域, 重点培育高层次消费热点, 提升消费层次。②发挥中部地区的增长潜力。依托当地经济、资源优势, 努力增加农村居民收入, 改善消费环境, 提高消费预期。③奠定西部地区的消费基础。着力改善消费基础设施条件, 解决制约农村居民消费的瓶颈因素, 扩大农民生活消费市场。④努力增加中西部地区低收入农村居民收入。依靠政策扶持, 加大对中西部农村的基本建设和基础教育投资, 促进中西部农村经济社会全面发展, 提供更多的就业机会和增收渠道。扩大农业经营规模, 加速农村剩余劳动力转移。

2.深化农产品流通体制改革, 培育和完善全国统一大市场, 缩小东中西差距

从图2和图3不难发现我国各地的发展水平差距较大:以2005年数据为例, 处于第一至四象限的省份数目所占比例分别为12.9%、16.1%、35.5%、35.5%, 处于消费水平较低的三四象限的省份比例达到了71%, 可见消费水平存在严重差距。因此, 东中西部之间收入差距如何随着国民经济的发展而缩小是我国在新世纪解决“三农”问题所要克服的难点之一。解决这一难点的关键是建立全国的统一大市场。[5]按照萨缪尔逊提出的“要素价格均衡理论”, 在没有交易成本的前提下, 要素禀赋结构不同、比较优势有异的地区, 如果能够按照比较优势来决定产业结构, 然后通过统一的产品市场, 进行地区间的产品交换, 那么, 各个地区间劳动者的收入就会随着经济发展而趋同, 一个地区的经济发展, 就会成为拉动另外一个地区经济发展的动力。所以, 要缩小地区收入差距, 首先必须建立全国统一的产品大市场。当然, 地区之间的产品交易还需要交通、运输、仓储、信息等成本, 因此, 也就不能完全依靠“要素价格均衡理论”的道理来使各个地区间的收入得到均等。地区收入差距的进一步缩小还有赖于要素的流动。建立全国统一大市场的第二层意义是培育和完善全国统一的要素, 尤其是劳动力的市场。东部地区随着经济的发展劳动力越来越短缺, 全国统一的劳动力市场有利于中西部地区富余的劳动力向就业机会较多的东部发达地区流动, 流动出来的劳动力可以为中西部地区的发展积累资金、信息和技术力量, 而且, 可以使留在中西部农村地区的劳动力有更多的土地资源来从事生产创造收入。这样, 东中西部地区通过产品市场和要素市场的有机结合, 东部地区的发展就会成为中西部地区经济发展的拉动力。

3.加大对农村基础设施投资力度, 促进农村经济发展、优化消费结构

现阶段在我国很多农村, 尤其在农忙干旱季节, 农民灌溉农田排队拥挤现象非常严重, 而且花费很高。据了解, 通常农民忙活一年, 除了种子、肥料、灌溉的费用, 农地的最终收入恰好保本, 其实相当于亏本, 因为最重要的投资—人力的投资农民一般都不计其内, 如此高额的生产成本使农民的收入如何增加?用电方面, 农村电网陈旧, 电压不稳, 电价居高不下, 在这种情况下, 农民对家电等方面的消费肯定是憋足不前。因此笔者认为急需加大对农村水、电、公路等基础设施的投资, 降低农民在用水、用电等耐用品方面的消费, 从而提高在其它方面的消费。林毅夫认为“不是收入水平, 而是基础设施不足限制着广大农村地区居民实现其消费意愿的主要原因”、“以积极的财政政策来加快农村基础设施建设是启动国内需求、消除过剩生产能力最有效的措施, 也是当前实现农村劳动力就业和农村产业结构调整, 增加农民收入, 解决“三农”问题的首要政策。”

4.建立健全农村社会的各项保障制度, 调节农村消费结构

合理的消费结构应该是一个均衡的消费结构, 既不能偏重于生活的基本消费, 也不能偏重于享受型消费。而在农村, 由于收入的限制, 绝大部分居民的消费仍然处于生活的基本消费。从本文的统计分析结果可以看到, 尽管近几年农村居民在食品上的消费有所降低, 但食品的消费仍然是全部消费中的重中之重。随着社会的发展, 农村居民的保健意识逐渐增强, 吃饱穿暖不再是他们消费的重点, 他们开始积极关注自己的身心健康。此外, 土地仍然是农民的基本生活保障, 在农村除了土地承包关系外还没有正式的农村劳动关系来保护农民的利益, 这是导致农民众多权益缺失的根本原因之一。因此急需建立全面的农村社会保障系统与合理的农村劳动关系, 实施农民的最低生活保障、医保、劳保、养老保险制度, 有效调节农村居民消费结构, 以此实现广大农村居民“生有所靠、病有所医、老有所养”的愿望。[6]目前, 国家发改委配合新型农村合作医疗制度的推广, 制定了适合农村居民消费特点的医药价格管理办法, 通过加强农村医药价格公示力度、规范医疗服务项目、改进医疗服务价格管理、调整医疗服务价格, 缓解农民看病难的问题。

5.大力发展农村教育, 提高农村的人力资本质量与存量

据统计, [7]文化总体程度高的农村家庭或地区其收入远高于文化总体程度低的家庭或地区。随着科技的进步, 广大农民已深切的感受到文化知识的重要性, 不惜财力对子女进行人力资本投资。在农民重视教育观念形成的同时, 国家应该加大对农村教育扶持的力度, 尤其是对农村师资力量配备的投资。

六、结论

本文基于1998和2005的农村居民消费统计数据, 分别利用聚类分析和主成分分析法以省市为单位进行了消费结构分布和消费水平已经主要影响因素进行了有效分析, 并进行了对应比较。同时基于研究结果提出了可行性的建议, 在方法的应用和实例的研究中都取得了良好的效果。

参考文献

〔1〕田秋生, 姚敏.中国西部农村居民消费需求的基本状况[J].开发研究, 2006, (06) .

〔2〕〔5〕〔6〕何晓群.现代统计分析方法与应用[M].北京:中国人民大学出版社, 1998.

〔3〕中国统计年鉴[M].中国统计出版社, 1999.

〔4〕中国统计年鉴[M].中国统计出版社, 2006.

〔7〕林毅夫.“三农”问题与我国农村的未来发展[J].求知, 2003, (03) .

〔8〕李泓欣, 丁孟春.我国居民消费结构存在的问题及对策[J].工业技术经济, 2003, (05) .

农村居民收支水平 篇5

由此可见,研究我国农村居民的消费,不仅有重要的现实意义,而且有深远的理论意义。

1 近20年来我国农民消费变化的规律和特征

1.1 农民收入变化与消费的关系分析

影响居民消费的因素有很多,包括收入、个人偏好、政府税收政策、预期收入、气候和风俗等等,但影响农民消费最关键的因素是收入。根据表2中数据,利用最小二乘方法(OLS)测算出收入与农民消费相关性系数达到0.9214,说明农民的生活消费水平与收入水平高度相关。下面我们从农民的收入,分析农民的消费规律和特征[1]。

资料来源:《中国统计年鉴(2008)》。

(1)平均消费倾向。平均消费倾向(Average propensity to consume,APC),又称消费倾向,是指消费在收入中所占的比例,如用公式表示则是:APC=C/Y。平均消费倾向反映了居民新增购买力的投向,一个人的收入越高,消费在其收入中比重越小,也即平均消费倾向越来越低。我国农民平均消费倾向总体上是逐年下降,这表明农民收入中用于消费支出的比重越来越少,用于储蓄和其它支出的比重越来越大。但是,从2000-2006年农民平均消费倾向呈现上升趋势,这主要是与这些年物价上涨过快尤其是医疗和教育支出增加有关(表3)。

数据根据表2计算所得。

(2)边际消费倾向。边际消费倾向(Marginal propensity of consume,MPC),是指增加的消费在增加的收入中所占比例,用公式表示就是:MPC=ΔC/ΔY。在凯恩斯的消费函数理论,把收入作为影响支出的最主要因素,并且主张边际消费倾向递减,即随着收入的增加,消费支出会增加,但增加的消费在增加的收入中的比例都在减少。但从表3中可以看出,中国农村居民的边际消费倾向在不同的年份波动较大,并不符合凯恩斯的边际消费倾向递减规律。这是因为:一方面,20%高收入者的消费已基本达到满足,而80%中低收入者感到生活有压力且没有保障,在转型期不确定因素增多,如养老、防病和子女教育等方面的开支,个人承担的部分都有扩大的趋势,迫使人们不得不往银行里存钱,以备不时之需;另一方面,由于传统文化的影响,中国人习惯于在既定收入范围内压缩消费倾向而扩大储蓄倾向,尽管这种过度偏离的倾向并不利于消费和整个经济增长,但这种文化传统上的“路径依赖”并不容易改变。

(3)需求的收入弹性。需求收入弹性(Income elasticity of demand)表示消费者对某种商品需求量的变动对收入变动的反应程度。以Em表示需求收入弹性系数,Q代表需求量,ΔQ代表需求量的变动量,Y代表收入,ΔY表收入的变动量,则需求收入弹性系数的一般表达式为:Em=(ΔQ/Q)/(ΔY/Y)。从表4可以看出,食品的收入弹性约为0.5,除了食品、衣着,其它消费支出的收入弹性都接近1,说明随着我国农村居民收入的增长会刺激各类商品和服务的增长。

数据来源:根据2005、2006年统计年鉴计算所得。

1.2 农民生活消费的结构分析

(1)消费结构变动。恩格尔系数是用来衡量家庭消费中食品消费的比重的指标。通过分析恩格尔系数的走势可以看出消费结构的变化,比较直观地刻画消费结构。恩格尔系数在60%以上是绝对贫困,50%-60%为温饱型,40%-50%为小康型,30%-40%富裕型,30%以下为最富裕型。我国农村的恩格尔系数变动状况如图1。农村恩格尔系数在1995年以前一直在58%左右居高不下,处于温饱的边缘,从1996年开始下降加快,每年下降大约2个百分点,直到2000年恩格尔系数降到49%,这表明目前我国农村居民更多的是把大部分收入都用于消费食品上,有消费其他商品的愿望却没有消费能力,才开始进入小康型[2]。

资料来源:2008年统计年鉴

(2)农民生活条件不断改善,享受型、发展型消费增长迅速。随着生活水平的提高,在人们总的消费支出中,生存型消费支出所占的比重将越来越低,对该类需求的内在消费结构也会随之发生改变(如食品支出中肉禽蛋奶的消费比例上升),投资型消费也将会上升。随着生活水平的进一步提高,享受型消费和纯投资又会进一步提高。根据我国近年消费数据判断,我国农村大部分地区应处于生存型消费比重下降,投资型消费比重上升,而享受型消费与纯投资还未跟进的初级转型阶段。第类消费边际预算份额的计算公式为:

它的经济意义是,当总消费支出增加一元时对某一类消费品消费的增加额。因此,实际上这是增量支出结构,它能反映出增加的收入和消费将用于各类消费中的比重,代表着消费的主要方面。近几年来,中国农村居民家庭的食品、居住、家庭设备、交通通讯和文教娱乐消费支出所占份额较大,但食品、居住和家庭设备份额呈现下降趋势,而交通通讯和文教娱乐却稳步上升(表5)。这一方面说明,一旦家庭收入增加,农村居民首先考虑的仍然是增加食品消费,人们的生活还处于小康生活的低阶段;另一方面也表明,随着居民生活水平的提高,交通通讯和文教娱乐将占据越来越大的消费支出比重和有更强的消费意愿,家庭生活逐渐向享受型发展。

数据来源:根据2007年统计年鉴计算所得。

总体来说,农村居民消费结构处于由生存主导型向投资主导型转型过渡阶段。

1.3 农村居民人均消费支出的地区差异

利用Panel Date模型中公式[3]:

其中βi为K*1向量,是待估参数向量;Xit为1*K向量,是K个外生变量在特定时间和地区的观测值;N是截面样本观测量;T是时期总数;uit为随即扰动项,相对独立,且满足零均值、等方差。

计算农村居民消费结构的地区因素结果见表6。该模型相对于单纯的截面数据模型和单纯的时间序列模型的优点在于:(1)提高了模型参数估计精度,同时多重共线性的影响被降低;(2)降低了估计误差,增加样本容量,同时比通常研究使用的描述统计等简单分析方法更能揭示数据的本质特征。

在总支出方面,我国东部地区农村居民的购买动机,要大大高于中西部地区。除食品支出外,其他各种支出东部地区农村居民的消费动机都明显高于中西部地区,这正好说明了东部地区大部分农村已经实现了小康水平,不再拘泥于仅对食品的要求,对于其他衣着、居住、娱乐、医疗保险等都有了一定层次的要求。而广大中、西部地区由于经济发展相对落后,基本仍处于温饱阶段,因此对于食品的支出动机相对较大。此外,除了医疗保险与文教娱乐支出外,中部地区的购买动机也普遍高于西部地区,这也体现了我国当前由东至西经济发展的不平衡现状(表6)。

数据来源:根据2007年统计年鉴计算所得。

2 影响农民消费增长的因素分析

改革开放以来,中国农民的生活水平有了质的变化,但是与中国经济发展水平相比,尤其是与城镇居民生活水平相比中国农民的生活水平还存在很大的差距。影响中国农民消费的因素除了收入以外,还有以几个比较突出的原因。

2.1 收入的不平衡性对农村居民消费需求的影响

(1)农村居民内部收入差距的影响。城乡居民收入差距不断扩大的问题已经引起了广泛关注。实际上,我国收入分配中农村居民内部收入差距问题更加突出。农村居民内部不同群体间的收入水平差异悬殊。2004年,占农村人口20%的低收入户人均纯收入只有1007元,约相当于当年全国农民人均纯收入平均水平的1/3;按照1978年不变价格计算约为202元,农村低收入农户人均纯收入只相当于80年代初期全国农民人均纯收入的平均水平,意味着全国农村中约有1/5的农民经济状况没有多少改善;农村20%高收入户人均纯收入水平为6931元,相当于低收入户组人均纯收入的7倍。农村高、低收入组人均纯收入的差异明显超过城镇居民。在1978年的时候基尼系数在农村是0.21,到了2004年上升到0.37,上升将近18倍。

(2)农村居民与城市居民间收入差距的影响。改革开放以来,我国个人收入水平有了很大提高。1978—2007年,农村居民家庭人均收入由134元增长到4140元,增长了30.90倍;城镇居民人均可支配收入从343元增长到13786元,增长了40.19倍。扣除物价上涨因素后,城乡收入差距由1978年的2.56倍扩大到2007的3.32倍,从绝对数来看,2007年差距达到9646元。中国城乡统算的基尼系数早在2000年就超出了国际公认的警戒线0.40,目前则已经超过0.47。因此,城乡收入差距的存在必然会导致消费行为的差异[4]。

2.2 农民的预期收入不稳定抑制农民消费

收入不确定即农产品生产价格指数对农村居民消费具有负面影响。首先,农民的经营性收入具有较大的不确定性。在我国,一方面,由于农民收入水平增长缓慢,存在增产不增收的现状;另一方面,农业生产成本增加,工农业产品价格剪刀差扩大。两方面的因素导致了农民对未来经营性收入缺乏稳定的预期。其次,农民工资性收入没有保障。农民工用工体制不健全,农民工进城务工,一般带有盲目性,在进城和实际就业之间会有一段较长的寻找和等待的过程。农民工的工资没有保障,经常会出现拖欠工资的现象。由于农民的家庭经营性收入和工资性收入都具有很大的不确定性,这种收入的不确定性,限制了农民的消费。

2.3 未来消费的不确定性影响农民消费

我国农村地区医疗、住房和教育等服务设施严重缺乏,医疗保障和社会保障体制非常不健全,这使得农村居民在面对这些服务价格大幅度上升的情况下,产生的预防性动机越加强烈,农村居民消费信心逐渐降低。近年来,随着教育产业化的推进,高等教育的学费逐年攀升,农民对子女教育的支出的不确定性增强。城市居民的社会保障体系正在不断的健全和完善,然而在农村,社会保障制度还相当薄弱,社会保障水平低,不健全,不完善。占中国绝大多数人口的农村人口,基本上只能依靠土地和家庭养老,仍游离于社会化和共济性的社会保障体系之外。新型农村合作医疗参保率虽较高,2007年已达85.96%,但新型合作医疗保障水平低,人均只有30元左右。由于社会保障水平低,使得农村居民不得不谨慎花钱,养儿防老逐渐变为存钱养老防病,并成为农户的头等大事。这些方面的支出具有很强的不确定性,这必然会增强农民的储蓄动机,尽量减少现期消费。

2.4 消费环境和农民的消费观念制约着农民消费

许多地方的农村消费观念存在自给性、封闭性和非理性。在日常生活消费中,他们存在一些消费误区。如在重点节日时过度消费,他们把全年平时省吃俭用的积蓄在中秋、过年等重大节日尽情消费,更有甚者讲排场,摆阔气,不惜举债大操大办,形成了“日常节俭克制、重要节日过度消费”的恶性消费循环。农村还存在着严重的人情消费、非科学消费现象。在送人情、敬鬼神上,他们会很大方,甚至举债操办,使本来消费水平不高的农民希望尽快改善生活水平的愿望难以实现。

农村市场流通网络不健全,程度低、市场秩序差,影响了农村市场的发展。农村消费主要是以集贸市场和附近小城镇为主。而当前我国的集市还是比较松散,市场秩序也极为混乱,经营、竞争等都没有合理的体制。虽然总体上来说我国农村消费品市场规模比较大,农村放开搞活,个体、私营经济发展迅速,对发展农村经济和搞活流通起了积极作用,但由于农民户均购买力水平低,需求分散,消费层次复杂,影响了农村市场流通网络的高效运转。”此外,消费市场环境也是普通比较差,突出表现在市场秩序不好,假冒伪劣产品在农村很常见,使得农民购买上特别是耐用消费品心有余悸,消费者的合法权益得不到保障,即使购买了也受损较重。

3 拓展农村消费的对策与建议

农民消费需求的增长决定于收入增长速度的快慢,农民属于消费倾向高、消费潜力大的群体,一旦收入大幅增长,消费必然快速增长,特别是低收入群体。从长远看,农村居民需求的不断增加,依赖于农民收入长期稳定的增长。因此,开拓农村市场,增加农民需求,必须要采取多种措施,把提高农民收入作为发展农村经济的首要目标,同时要加快农村社会保障体系建设,增强农民对预期收入的信心。

3.1 稳定农村居民的增收渠道,全面提高农民的购买力

一般来讲,收入决定消费水平、消费层次和消费结构,决定个人消费的方向和实现的程度,因此,农村购买力的大小,主要取决于农民的收入水平,增加农民收入特别是提高农民货币性收入是拓展农村消费的关键。具体要做到以下几点:(1)调整优化农业产业结构,促进农业产业化经营。这将有助于解决农业和农村经济面临的深层次矛盾,有助于促进农业的“两个根本性转变”,从根本上改变我国农业的面貌。(2)提高农业科技创新和转化能力。加快农业科技进步是科学发展观在农业农村工作中的具体运用和落实,是促进粮食稳定发展、农民持续增收的根本途径,是实现农业农村经济可持续发展的必由之路,是提高我国农业国际竞争力的关键举措。(3)以工补农,以商补农。给农民群众提供各种生产、生活服务,集体积累、农民收入不断增加,农民的物质生活、文化生活水平逐年提高。(4)大力发展民营经济,鼓励农民自主创业。积极实施以创业带动就业战略,促进农民自主创业,对于大力发展民营经济,扩大就业容量,拓宽农民增收渠道,推进社会主义新农村建设必将产生至关重要的推动作用。(5)促进农村劳动力转移。农村富余劳动力转移开辟了农民增收的新途径,为农村发展注入了活力,形成多一个人就业,社会就多一分稳定,个人就多一分收入,市场就多一分购买力理念,为农村贫困人口的脱贫及农村经济的繁荣起到了一定的推动作用。(6)保持农产品价格的相对稳定。农业收入仍是农民收入的主要部分,要实现农民收入的稳定增长,必须制定合理的价格政策,坚持和完善粮食购销政策,切实保护农民的积极性。(7)增加农村信贷资金,使农民能够真正得到金融服务。无论调整农业结构还是增加农民收入,都需要金融的支持。应充分发挥农村信用社在农村金融中的主力军和联系农民的金融纽带作用,加强对农村金融服务机构的改革和规范,积极探索建立适应农村经济发展要求的农村金融体系、经营机制、管理体制和服务方式。

3.2 调整乡镇企业发展战略,发挥小城镇的聚集效应

现在乡镇企业发展面临的制度环境和市场环境已发生了根本性的变化,在新的环境下,引导乡镇企业发展与小城镇建设相结合,是今后解决农村剩余劳动力就业问题的重要途径。当前,小城镇规模过小,城镇功能不健全、不完善,基础设施投资成本偏高、使用效率低下,小城镇第三产业发展受阻、就业门路狭窄。促进小城镇健康发展,应在统一规划下,以现有的县城为骨干,同时选择部分条件好的建制镇重点加以发展。必须尽快消除各种体制障碍,使小城镇在户籍、建设用地、投融资、财政、行政管理体制等方面进行深入改革,为小城镇发展提供持久的动力。金融机构要拓宽服务领域,积极参与和支持小城镇建设。国家应在农村电网改造、公路、广播电视、通讯等基础设施建设方面给予支持。

3.3 建立和完善农村社会保障体系

社会经济预期与经济安全是制约人们现期消费的重要因素,要改善经济预期,关键在于完善社会保障制度,增强农民的安全感,从而降低其预防性储蓄,激发农民的即期消费欲望。为此,要着重解决以下问题:(1)加快推进新型农村合作医疗制度建设,逐步提高社会应负担比例,使农村居民彻底摆脱“小病不用看,大病看不起,重病只等死”的状况。(2)建立农村养老保险制度,使农村居民老有所养,解决后顾之忧。(3)完善贫困地区最低生活保障制度,使扶贫规范化和制度化。

3.4 完善市场流通体系,改善农村消费环境

开拓农村市场,一个必须的条件是要尽快实现农民与市场的对接。在农村现代流通体系与农村经济发展的多维关系中,加强农村市场流通体系建设,建议从以下三个方面入手:(1)健全农村市场流通网络。围绕建立统一开放竞争有序的大市场,构建城乡之间、国内市场与国际市场、工业品与农产品之间的双向流通网络。(2)积极培育和重点扶持专业性的农资经营企业,鼓励和帮助他们采取连锁经营的形式扩大经营网络,为广大农民提供规范化、专业化的农业生产服务。(3)加强农产品信息化建设。围绕发挥市场机制配置农业资源,建立农产品信息系统,改变农村市场信息不对称的问题,避免农业生产大起大落和农产品“买难卖难”的问题。

参考文献

[1]王仲建.消费波动实证分析及扩张途径研究[J].当代财经,2000(2):15-19.

[2]李佐军.中国新农村建设报告[M].北京,社会科学文献出版社,2006.

[3]陈立杰、易丹辉.中国城镇居民消费的地区差异研究[J].消费经济,2002(3):3-5.

农村居民收支水平 篇6

消费函数的确定在西方一直是颇具争议的, 不同的经济学派对消费函数的理论具有不同的看法。其中凯恩斯的绝对收入假说认为, 影响消费的因素有很多, 但这些因素中具有决定意义的是家庭收入, 为此可从诸多因素中抽出这一因素单独分析。而关于收入和消费的关系, 凯恩斯认为, 存在一条基本的心理规律:随着收入的增加, 消费也会增加。但是消费的增加不及收入的增加, 消费和收入的这种关系称作消费函数或消费倾向, 而且随着收入的增加, 增加的消费与增加的收入之比即边际消费倾向会逐渐递减。J.S.Duesenberry提出的相对收入理论则认为, 消费者会受到自己过去的消费习惯以及周围消费水准的影响来决定消费, 从而消费是相对决定的。该理论认为, 消费与所得在长时间维持固定比率, 故长时间消费函数是从原点出发的直线, 但短期消费函数则为有正截距的曲线。同时这一理论的另一方面的内容是指消费者的消费行为要受到周围人们消费水准影响, 这就是所谓的示范效应。F.Modigliani的生命周期理论认为, 人们会在更长的时间范围内计划他们的生活消费开支, 以达到整个生命周期内消费的最佳配置。M.Friedman的永久收入理论认为, 消费者的消费支出主要不是由他的现期收入决定, 而是由他的永久收入决定。

在研究影响全国农村居民消费水平的因素时, 我国学者大多都只是截取了极个别因素, 然后对该因素进行分析, 提出相应的对策。杨中昭 (2010) 在论文中采用历年的农村居民人均纯收入、人均消费支出以及恩格尔系数这些面板数据进行研究, 认为农村居民的收入水平是首要的、基本的因素, 限制农民收入增加的因素都会影响到农村居民消费需求的增加。此外, 农业生产性投资占农民收入的比重、农民收支预期、农村消费环境等因素都在一定程度上限制了农村居民的消费需求[1]。王文平 (2009) 对1983—2007年我国农村财政支出与农村居民消费之间关系的研究发现, 在短期内农村财政支出对农村居民消费具有“挤入效应”, 但在长期中农村财政支出对农村居民消费具有“挤出效应”, 而且农村居民的可支配收入是影响农村居民消费的最重要因素[2]。郝君妮 (2012) 把影响农村居民消费的因素分为三大类:收入、制度的供给以及农村居民消费环境。论文中提出三个观点:农民收入增长缓慢阻碍了农民的消费倾向, 制度供给的缺位制约了农民的消费行为, 消费环境差限制了农民的消费行为。因此, 论文中提出如果要促进农村居民消费则必须从这三方面着手, 改变城乡收入差距, 调整城乡收入结构, 鼓励农民消费, 健全农村消费市场[3]。王淑梅 (2010) 论证了社会保障制度对消费的影响:社会保障支付标准偏低, 农村社会保障制度改革滞后于城市, 政府责任不到位, 抑制个人消费, 制约消费结构的升级[4]。此外还有一些学者从其他诸如农村基础设施和金融市场体系等角度论证农村居民消费不足的原因。从总体上看, 现有的关于消费需求的研究基本上是以城镇居民为对象, 占全国总人口50.3%的农村居民人均消费则尚有空白, 巨大的提升空间成为刺激我国消费增长和实现经济结构转型的落脚点。

2 江西省农村居民消费水平的影响因素分析

2.1 数据来源

本文分析的是江西省农村居民消费的影响因素, 选择变量分别为:江西省农村居民人均消费量;江西省农村居民人均收入量;江西省农村居民人均永久性收入;江西省农村居民人均短暂性收入;江西省城镇居民人均支出量;商品零售价格指数以及历年央行发布的存款利率 (一年期) 。选择的时间为2000—2013年, 所有的数据均来源于江西省统计年鉴。

为了得到更加准确的分析结果, 笔者对其中的数据进行了一定的处理。江西省农村居民人均消费量、江西省农村居民人均收入量、江西省城镇居民人均支出量都是实际变量而不是名义变量 (实际量=名义量/通胀指数) , 通胀指数的基期选择的是2000年, 即2000年的通胀指数为100%。同样的, 商品零售价格指数的基期选择的也是2000年, 之所以选择2000年是因为本文研究的时序数列的初始年是2000年。其次是关于存款利率数据的选择, 由于有的年份在一年之中有几个不同的存款利率, 因此在选择哪一个数据代表这一整年的利率的问题上存在争议, 而本文选择年初的利率代表整年的利率。因为江西省农村居民的存款行为大多都是集中在上半年, 在年中和年末存款较少, 所以年初的利率更能够影响农村居民的存款行为, 以至于影响农村居民消费。

2.2 分析过程

2.2.1 农村居民消费与现期收入之间的关系

利用2000—2013年的数据和Eviews软件作出江西省农村居民收入与江西省农村居民消费支出的散点图, 发现农村居民消费和农村居民收入之间的相关系数为0.96938, 显示收入与消费之间可能存在着线性回归关系。函数中, Y为江西省农村居民消费量, X1为江西省农村居民现期收入, 函数模型如下:

由式 (1) 可知该模型拟合参数通过检验, 总体拟合效果非常好。江西省农村居民的收入能够影响江西省农村居民的消费, 而且农村居民消费和农村居民收入之间的相关系数为0.96938, 因此可以认为收入是影响消费的最主要的因素。

2.2.2 根据永久收入理论分析农村居民消费特征

M.Friedman的永久收入理论认为, 收入可以分为永久性收入和暂时性收入, 影响消费的收入是永久性收入而非暂时性收入, 在永久收入理论中如何确定永久性收入和暂时性收入是一个重要的问题, 一定时期的永久性收入应该由前一时期的永久性收入和现期收入决定。由此提出的针对发展中国家的永久性收入的估算公式为:

式 (2) 中, Y为永久性收入;Y1为现期收入;Y2、Y3分别为滞后一期和滞后二期收入。本文根据该公式计算2000—2013年的农村居民的永久性收入, 对农村居民消费、永久性收入和短暂性收入作线性回归分析, 最终得到以下模型:

式 (3) 中, Y为农村居民消费水平;X2为永久性收入;X3为短暂性性收入。利用Eviews软件对上组数据进行回归分析得:

该模型的整体拟合效果虽然较高, 但是X3的T统计值太小没有通过检验, 所以可以认为江西省农村居民消费与短期收入之间的相关关系不明显, 农村居民消费主要取决于收入而且是永久性收入, 这与M.Friedman的永久收入理论相吻合。从回归结果上可知, 想要提高农村居民的消费水平, 应该从提高农村居民的永久性收入方面着手, 而不是仅仅提高农村居民的暂时性收入。

2.2.3 根据相对收入理论分析农村居民消费特征

江西省农村居民消费是否会受“示范效应”的影响, 即在永久性收入是影响江西省农村居民消费最主要因素的前提下, 江西省农村居民消费是否会受江西省城镇居民消费的影响。根据J.S.Duesenberry的理论分析可以得出消费函数“示范效应”模型为:

式 (5) 中, Y为江西省农村居民消费水平;X2为江西省农村居民的永久性收入;X4为城镇居民消费水平;C为常数项, 即当城镇居民消费为0时, 农村居民的消费量。利用Eviews软件对数据处理后的消费函数的实证模型为:

如上可知, 参数的T统计值都偏小, 参数都没有通过检验, 整个方程拟合效果不佳。因此可以认为, 相对收入理论不适合江西省农村居民消费, 即江西省农村居民消费不具有“示范效应”。

2.2.4 影响农村居民消费水平其他因素的实证分析

制约农村居民消费的主要原因是居民收入水平, 但是还有其他一些宏观因素也会影响农村居民消费水平。江西省农村居民的消费与收入之间的关系已经作了详尽的分析, 本节在收入是影响居民消费的主要因素的基础上, 分析其他因素对农村居民消费水平的影响。其他因素主要包括商品零售价格指数和存款利率。模型设定为:

式 (7) 中, Y为农村居民人均消费量;C为常量;X2为农村居民永久性收入;X5为商品零售价格指数;X6为存款利率;a、b、c为未知参数。

初步回归结果如下:

观察上面几个参数可知, 它们都通过了检验且整个方程拟合效果非常好。所以在影响农村居民消费的其他因素中, 这两个因素都很显著, 回归效果较好。

3 研究结论

(1) 影响江西省农村居民消费的主要因素是收入, 而且是收入中的永久性收入, 而不是暂时性收入。除了收入外, 一些宏观因素比如存款利率和商品零售价格指数也能够影响江西省农村居民消费水平。最适合江西省农村居民消费的函数是:

(2) 通过分析M.Friedman的永久收入理论, 笔者发现, 永久性收入对农村居民消费影响较大, 而暂时性收入对农村居民消费的影响则相对小一点。因为江西省农村居民的收入水平不高, 并且面对着各种气候的不确定因素, 故农村居民收入也不稳定。然而负担的各种压力却着实不轻, 在养老、医疗、教育等一系列问题没有得到彻底解决之前, 农村居民的消费都会偏于保守, 所以即使有短暂的收入增加, 农村居民消费也会较为谨慎, 从而其短暂收入的边际消费倾向会偏低。但如果是永久性的收入增加, 即农村居民知道自己将永久性的持续得到一部分收入的增加, 那么就会唤起农村居民的消费欲望, 农村居民将会根据自己的预算, 有计划的增加一部分的消费支出, 因此永久性收入的边际消费倾向会偏高。

(3) 通过分析J.S.Duesenberry的相对收入理论不难发现, 目前江西省农村居民不存在“攀比效应”, 也就是说江西省农村居民不会将自己与城镇居民进行攀比。这可能是随着改革开放的深入, 农村居民消费思想的逐渐成熟, 消费观念逐渐改变, 农村居民的攀比心理逐渐减弱, 更加注重实际消费, 更重视消费数量和质量的结果。

(4) 通过分析影响江西省农村居民消费水平的其他因素, 笔者发现, 消费者零售价格指数和存款利率都会影响农村居民消费, 其中商品零售价格指数的影响系数为正, 这可能是因为商品零售价格上升时, 农村居民用于消费的现金会增多。其次存款利率对农村居民消费之间是负相关关系, 即存款利率下降时农村居民的消费会上涨。存款利率对居民消费会产生收入效应和替代效应。所以当利率变化时, 消费量的变化如何, 就要看替代效应和收入效应的强度如何了。而本文的研究结果是存款利率与农村居民消费反方向变动, 所以对江西省农村居民而言, 是替代效应大于收入效应。因此在目前状况下, 江西省如果要考虑促进农村居民消费, 除了要考虑促进农村居民的收入外, 还需要考虑其他因素。

4 政策建议

针对本文的研究结论, 笔者从以下几个方面提出相应的建议:

首先, 江西省农村居民的消费函数符合M.Friedman的永久收入理论, 受永久性收入的影响较大, 受暂时性收入的影响较小。故在增加农村居民收入的时候, 不应该只考虑农村居民的暂时性收入, 而更应该着重考虑农村居民的永久性收入。因此可以从以下几个方面着手:

(1) 加快农业产业结构的战略性调整步伐, 促进农村居民的增收、稳收。现在江西省农村居民的主要收入来源于农业种植的收入, 而农业种植容易受气候的影响, 使得农村居民的收入不稳定, 降低了农村居民的消费意愿, 所以江西省农村居民应该走一条特色的农业道路。江西省地大物博, 山水资源都非常丰富, 宜林宜果宜牧宜渔的荒山荒水都很多, 农业战略性调整的潜力和空间大。江西省农业战略性调整的重点:一是因地制宜, 根据当地的特色, 充分发挥当地本土的优势进行农业调整;二是加大常规农业的优化和更新力度, 提高农产品的产量, 稳固农产品在市场中的占有份额。

(2) 建立完善的农村居民保障制度。农村居民之所以对短暂收入的反映灵敏度不高, 是因为农村居民的社保制度不够完善, 使得农村居民有后顾之忧, 不敢消费。江西省应该尽快建立一个完善的社保制度, 使得江西省农村居民幼有所养、生有所靠、病有所治、老有所终。当然江西省是一个不算发达的省市, 所以在建立农村社保体系时, 应充分考虑江西省的财政收入, 量入为出, 争取建立一个以保障农村居民最低生活水平为目的的、多样性的社保制度。

(3) 稳定农产品价格。农产品价格被视为“百价之基”, 基本上每次商品价格大幅度的变化都以农产品价格的变动为先, 而农产品的价格直接与农民的收入有关, 每次伤害最深的都是农民。故应稳定农产品价格, 保持农产品价格在一个合理的范围内波动, 完善最低收购价格制度, 为农民增收、稳收提供一个合理的保障。

其次, 江西省农村居民的消费函数还与宏观环境有关, 所以江西省应该健全农村市场, 优化消费环境。农村居民的消费不仅与收入有关, 还与商品零售价格指数和存款利率有关, 故应该完善农村实物消费市场, 创新农村金融体制, 改善农村信贷市场。同时为了农村经济的健康快速发展, 农民收入水平的稳步提高, 以及农村居消费水平的逐渐提高, 应加快改革和创新农村金融体制, 建立完善的金融体系, 为“三农”提供有效地资金保障。

参考文献

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农村居民收支水平 篇7

居民的消费水平是指居民在物质产品和劳务的消费过程中,对满足人们需求生存、发展和享受需求方面所达到的程度,一般通过消费的物质产品和劳务的数量和质量反映出来。消费在国民经济中占了相当大的比重,消费问题一直是经济学界研究的重点和热点。而农村居民消费是整个国内消费的重要组成部分,农村消费市场的繁荣发展, 会直接影响整个国家经济的健康运行。

根据 《中国统计年鉴2014》数据显示,2013年我国农村人口总数仍有62961万人,占总人口的比重达到46. 27% ; 农村居民家庭 平均每人 全年消费 现金支出6625. 5元,仅为城镇居民消费水平的36. 76% ; 城镇居民家庭恩格 尔系数为35. 0% ,农村居民 恩格尔系 数为37. 7% 。由此看来,对农村居民消费水平的研究和分析, 并探索其中的规律,就显得更为迫切。

2模型的建立

2.1多元线性回归分析原理

多元回归分析预测法,是指通过对2个或2个以上的自变量与1个因变量的相关分析,建立预测模型进行预测的方法。在市场的经济活动中,当某一经济现象的发展和变化取决于几个因素,就可以依照变量之间的关系建立多元线性回归方程,根据因变量和各个自变量之间的相关性系数确定因变量的多个影响因素的主次,只留下影响力较大的因素。然后,输入未来时间的各个自变量得到因变量的估计值。

即: 设随机变量y与一般变量x1,x2,…,xp的线性回归模型为

其中,β0,β1,…,βp是p + 1个未知数,β0称为回归常数,β1,…,βp称为回归系数。y称为被解释变量 ( 因变量) ,而x1,x2,…,xp是p个可以精确测量并可控制的一般变量,称为解释变量 ( 自变量) 。

2.2模型的变量选取及建立

从 《中国统计年鉴2014》中选取1991—2010年这20年的数据,以当年农村居民人均生活消费支出为被解释变量Y,农村居民家庭人均纯收入为解释变量X1,农村居民消费价格指数为解释变量X2,前一年农村居民人均生活消费支出为解释变量X3。建立模型:

用SPSS软件对统计到的数据进行回归分析,整理后得到如表1所示。

判定系数R2= 0. 997 ,即自变量可以解释因变量的99. 7% 的变异。

3模型的检验

3.1多重共线性检验

由表1的分析结果可知,回归模型的拟合优度R2= 0. 997较高,F统计量为2070. 414也高度显著。但是自变量X3的t值为1. 106 ( 小于2. 12) ,p值为0. 324,表明此解释变量不显著。初步判断存在多重共线性。

采用逐步回归法进行处理。分别对Y与X1,X2,X3建立一元回归模型,运用最小二乘法进行统计检验。根据所得统计结果,整理见表2。

由表2可知,引入X1后的拟合优度R2最大,因此模型应该首先引入X1。在有自变量X1的基础上,再分别引入X2,X3建立二元回归模型,运用最小二乘法进行统计检验。

在SPSS软件上,运用逐步回归分析,处理多重共线性。得到结果见表3。

可知,前期农村居民人均生活消费支出 ( X3) 与其他变量存在多重共线性,不应该引入,剔除掉这个变量。 最终得到含有Y与X1,X2建立的二元回归模型。再接着对这个模型进行检验。

3.2异方差检验

在SPSS回归分析时,选择将标准化残差保存到当前数据中,回归后得到残差数据。选择标准化残差图输出, 得到下图。

由此可见,Y与X1,X2的回归模型中不存在异方差。

4最终模型分析及预测

4. 1最终模型及解释

通过上述的检验后,得到最终模型为:

这个模型表示,在假定其他变量不变的情况下,农村居民家庭人均纯收入每增加1元,当期农村居民人均生活消费支出就增加0. 751元; 在假定其他变量不变的情况下,农村居民消费价格指数每增加1,当期农村居民人均生活消费支出就增加5. 821元。

4. 2模型的预测及有效性检验

从 《中国统计年鉴2014》选取2011—2013年的相应数据,用模型 ( 3) 进行事后预测,来验证模型的有效性。预测出2011—2013年的农村居民人均生活消费支出, 并计算出相应的误差百分比。其中:

整理的结果见表4。

比较可以看出,模型 ( 3) 的预测结果与实际消费支出误差非常小,均小于5% ,说明模型具有初步的预测价值,可以用来对农村居民消费水平进行初步的预测。

5结论

本文以农村居民消费水平为因变量,以农村居民收入、农村居民消费价格指数为自变量对20年的数据进行了回归分析。得出了三者之间具体数学模型,并对回归模型进行了检验。预测结果比较准确,与实际消费支出误差百分比均小于3% ,表明该模型可以初步用来对农村居民消费水平进行预测。政府可以根据此模型来制定相应的政策,以调控宏观经济的整体运作,提高农村居民的消费水平和生活水平。

摘要：选取了1991—2010年这20年的统计数据,运用回归方法分析了农村居民消费水平。用SPSS软件求解,得到了农村居民收入、农村居民消费价格指数两个变量和农村居民消费水平之间具体的数学模型。并用该数学模型,对2011—2013年的农村居民消费水平进行了预测,预测结果与实际消费支出相差很小,表明该模型具有一定的使用价值。

农村居民收支水平 篇8

一、相关理论基础

本部分着重分析消费相关理论和股票市场表现可能影响农民消费水平的原因。从西方经济学文献中看, 实际财富存量受物价水平影响而变动, 从而影响消费和投资。在消费函数方面, 凯恩斯 (J.Keynes, 1936) 的消费函数理论考虑的是当前收入对消费支出的影响。在凯恩斯研究基础上, 弗里德曼 (Friedman, 1957) 提出了持久收入假说, 莫迪利安尼 (Modigliani, 1966) 提出了“生命周期假说”, 考察了财富变量对于消费的影响。

股票市场可能影响农村居民消费水平的原因则有三点。首先, 不少农林渔牧行业与农民生产直接相关的上市公司以及如依靠农业作为上游产业的上市公司通过在二级市场筹措资金然后投入到实际生产中, 对于农村居民的收入和消费水平也会具有相当的影响。其次, 股市的变动反映着中国经济长期发展的态势, 持续的牛市配合良好的宏观经济状况, 必然也会提振农村居民的消费信心, 并且会提高居民的收入预期。再次, 随着时代发展, 已经出现部分农民进入股市。他们或者逐渐精通现代金融通过常规中介进入股市, 或者由于相关公司由于占地占田需要给农民以原始股作价等形式获得股票。

二、实证分析

本部分采用ADF检验检测相关数据的平稳性, 并利用协整检验检验相关变量之间的长期协整关系, 再利用误差修正模型研究中国股票市场表现与农村居民消费水平是否具有相关关系。最后结合中国国情分析实证检验结果, 给出合理解释。

(一) 理论模型

基于以上分析和国内外学者的研究结论, 笔者提出自己的假设来探究中国股票市场表现与农村居民消费水平相关关系。模型设计:

被解释变量为农民消费额, 用县以下消费品销售总额取自然对数 (lnc) 。解释变量为股市财富, 用沪市A股指数取自然对数 (lnw) 表。控制变量为农民收入, 用农村居民现金收入取对数 (lny) 。农村物价, 农村居民消费价格指数取对数 (lnp) 。研究的基本数据来自wind数据库宏观数据专题报表和证券市场指数数据库以及中国国家统计局官方数据库。

(二) 实证分析过程

1.ADF 检验

在进行分析之前, 必须首先检验被分析时间序列变量是否具有单位根, 也就是ADF检验, 为了检验被分析时间序列变量是否平稳。

经过检验发现lnc、lnw、lny、lnp的初始值都不平稳, 而其一阶差分后的值则都是平稳的, 所以他们都是I (1) 的单位根过程。

2. 协整关系检验

考虑到他们都是具有相同的一阶单整阶数的时间序列, 并且有多个解释变量, 因此使用Johansen检验方法进行协整关系检验。接下来对农村居民消费水平与上述另外三个变量进行Johansen检验。经检验可知, 无论采用迹检验还是最大特征值检验, 均可拒绝不存在协整向量的零假设, 并且都指出在5% 显著性水平下只有一个协整向量。

3. 误差修正模型 (ECM)

由上文可知, 农村消费水平与上述解释变量中的一个具有长期的协整关系, 亦即长期变动的同动关系。接下来采用误差修正模型来研究这一关系。首先利用未差分的原始数据估计出可能存在的协整方程, 获得残差项序列, 用ecm (t) 表示。

然后对残差项序列进行单位根检验, p值为0.011, 由此可见变量之间的确存在长期协整关系, 但是只有lny的系数是显著的, lnw和lnp的系数都是不显著的。最后以残差项序列为基础, 误差修正项ecm (t-1) 和上文中数据的差分项来建立误差修正模型, 研究其短期动态关系, 得到如下方程, R-squared=0.783.

从变量显著性检验上来看, 农村居民现金收入取ln值后的项的差分项以及残差修正项均通过了t检验。由此可知, 农村居民现金收入的变化将引起农村居民消费水平的同向变化。

lnc与lny的短期弹性为0.4546, 即短期内农村居民现金收入变动1%, 将引起农村居民消费额同方向变化0.4546%。而误差修正项则反映了对偏离长期均衡的调整力度, ecm (t-1) 系数为 -2.0247, 意味着上年非均衡误差以2.0247% 的比率对本年的农村居民消费额做出反向修正。而股市变现以及农村物价水平对于农村居民消费水平都没有较好的解释力度。

(三) 实证结果分析

长期的协整模型说明, 在长期内, 我国股市表现对农村居民消费没有显著影响, 同样, 农村物价水平对于农村居民消费也没有显著影响。而农村居民现金收入对于农村居民消费影响显著。出现这种结果的分析如下。

首先, 进入股市的农民仍属少数而且投资额较少。其次, 2001到2009年股市经历了巨幅波动, 农村居民对于股市收入无法形成持久收入的预期。再次, 股市的变动可能对于农村居民的消费具有挤出效应。由于中国股市尚处发展阶段, 投机市的特点还十分明显。然后, 中国农村居民乃至全民的中庸保守导致了强烈的风险厌恶情绪, 大多数农村居民在刚开始获利时便卖出了结或者在刚亏损时便出货清仓, 从而也影响了应有的消费变动。最后, 中国股市中的获利者绝大多数是机构投资者和巨额资金持有者, 农村居民作为散户难以和看不见的庄家们博弈, 消费因此而呈现出不顾股票市场涨跌而持续下跌的情况。

三、政策建议

由以上可知中国股市对农村居民消费水平的影响作用不显著。因此本文认为我国可以采取多种途径去改善中国股市, 吸引越来越多的农村居民进入股市, 使更多的农民朋友能从股市的蓬勃发展和中国经济的腾飞中分羹并反过来促进实体经济的发展。首先, 完善中国股市的各项规章制度, 使股票市场更加稳定, 逐渐消除政策市、投机市的出现, 使农村居民能够从股票市场的稳定发展中获得稳定收益, 形成稳定的收入预期。其次, 普及现代金融知识, 利用优惠政策, 吸引更多农村居民进入股票市场, 共同享受经济发展的果实。再次, 对于申请上市的公司严格审查, 形成良好的投资环境。

总的说来, 为了达成股市刺激农村居民的消费水平、促进实体经济增长的目的, 我国应该注重民生, 把藏富于民和股市结合起来, 更加注重农村居民的参与力度, 促成农村居民共同分享经济增长、股票市场繁荣所带来的成果, 形成股票市场与实体经济增长良性互动的局面。而且应该逐步完善股票市场制度, 稳定而可持续发展的股票市场才能影响到城镇乃至农村居民的消费水平, 进而推动实体经济稳步增长。

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