計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文——農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響因素分析.doc

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1、 農(nóng) 村 居 民 消 費(fèi) 水 平 影 響 因 素 分 析 摘要 中國是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)民占總?cè)丝诘拇蟛糠郑r(nóng)村居民的消費(fèi)在國民消費(fèi)總量中占有很大比重，農(nóng)村居民的消費(fèi)水平對整個(gè)國名經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有重大的作用。隨著改革開放的深入及各項(xiàng)支農(nóng)惠農(nóng)政策的實(shí)施，農(nóng)村居民的生活水平有了很大提高，面對農(nóng)村這個(gè)巨大的消費(fèi)市場，如何提高農(nóng)村居民的消費(fèi)水平就成了擴(kuò)大內(nèi)需、拉動經(jīng)濟(jì)所面對的重大問題。本文運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，就農(nóng)村居民的消費(fèi)水平的主要影響因素進(jìn)行了簡單的分析。 關(guān)

2、鍵詞：農(nóng)村居民消費(fèi)水平 計(jì)量 思考 對策 一、研究目的要求 經(jīng)濟(jì)危機(jī)以來，中國經(jīng)濟(jì)遭遇增長上的瓶頸。一直以來中國經(jīng)濟(jì)的增長主要靠投資、出口和消費(fèi)三駕馬車的拉動，而其中又以投資和出口的拉動作用最為巨大。雖然我國一直在強(qiáng)調(diào)要擴(kuò)大內(nèi)需，但經(jīng)濟(jì)危機(jī)中由于出口減少而引起的經(jīng)濟(jì)下滑還是說明國內(nèi)經(jīng)濟(jì)對出口的依賴性還是很大的。 中國幅員遼闊，是一個(gè)巨大的市場，但是為什么這么多年來中國的市場都沒有完全開發(fā)出來，可以認(rèn)為是方向沒有選擇準(zhǔn)確。中國是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)民占總?cè)丝诘拇蟛糠郑纱丝梢娭袊薮蟮南M(fèi)市場隱藏在農(nóng)村中，那么如何挖掘農(nóng)村的消費(fèi)潛力就成了至關(guān)重要的問題。 而作為農(nóng)民人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)

3、大部分的農(nóng)業(yè)大國，中國農(nóng)村居民的消費(fèi)在國民消費(fèi)總量中占很大比重，農(nóng)村居民的消費(fèi)水平對整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有重大的作用。隨著改革開放的深入及各項(xiàng)支農(nóng)惠農(nóng)政策的實(shí)施，農(nóng)村居民的生活水平有了很大的提高，面對農(nóng)村這個(gè)巨大的消費(fèi)市場，如何提高農(nóng)村居民的消費(fèi)水平就成了擴(kuò)大內(nèi)需、拉動經(jīng)濟(jì)所面對重大問題。因此研究農(nóng)村居民消費(fèi)水平的主要影響因素，對于提高農(nóng)村居民消費(fèi)水平，進(jìn)而促進(jìn)整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有重要意義。 二、模型設(shè)定 1、理論綜述 從根本上說，居民消費(fèi)取決于收入水平。 凱恩斯（Keynesian）在《通論》中提出了絕對收入假說，認(rèn)為在短期中，收入與消費(fèi)是相關(guān)的，即消費(fèi)取決于收入，消費(fèi)與收入之間的

4、關(guān)系也就是消費(fèi)傾向。同時(shí)，隨著收入的增加消費(fèi)也將增加，但消費(fèi)的增長低于收入的增長，消費(fèi)增量在收入增量中所占的比重是遞減的，也就是我們所說的邊際消費(fèi)傾向遞減。 J杜森貝利（Dusenberry 1949）提出相對收入假說，以及后來的生命收入假說、流動性結(jié)束假說等等，都間接的說明了消費(fèi)對于經(jīng)濟(jì)周期穩(wěn)定的作用。 當(dāng)然，不同理論對理性人的支出安排做出了不同的假設(shè)。我國農(nóng)村居民消費(fèi)需求也基本上遵循了上述各種假說。在影響居民消費(fèi)的各種因素中，農(nóng)村居民收入起著決定性作用。 近年來我國學(xué)術(shù)界對居民消費(fèi)尤其是農(nóng)村居民的消費(fèi)問題也做了大量研究。朱信凱（2000）在對農(nóng)村居民收入與消費(fèi)進(jìn)行函數(shù)檢驗(yàn)后，認(rèn)為我國

5、農(nóng)村居民消費(fèi)存在“棘輪效應(yīng)”。 韓倩、王?。?005）主張認(rèn)為農(nóng)民收入不穩(wěn)定性的增加也在一定程度上制約了農(nóng)村消費(fèi)。 郭亞軍、鄭少鋒、李樺（2007）非收入因素以也影響農(nóng)民消費(fèi)。 綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者基本都認(rèn)為收入是影響居民消費(fèi)支出的主要因素，這些研究成果的理論借鑒及最終結(jié)論為消費(fèi)需求理論向縱深拓展提供了有利的支撐。但是，具體到我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的實(shí)際情況，不難發(fā)現(xiàn)這些研究沒有考慮農(nóng)民收入變動具有時(shí)效性，同時(shí)沒有深入分析農(nóng)村居民消費(fèi)行為與收入的變動關(guān)系。啟動農(nóng)村居民的消費(fèi)水平，必須首先要提高他們的收入水平。但并非是每一部分收入水平的邊際消費(fèi)傾向都高，這就需要掌握農(nóng)村居民消費(fèi)需求函數(shù)的影響因素和消

6、費(fèi)需求結(jié)構(gòu)的變動?？紤]到數(shù)據(jù)來源問題，文內(nèi)數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，希望能夠通過對農(nóng)村居民家庭人均純收入和商品零售價(jià)格指數(shù)的研究，得到我國更為具體的農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響因素，這將有助于提高提高農(nóng)村居民消費(fèi)水平，進(jìn)而促進(jìn)整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。 2、變量選取 為了分析各個(gè)因素對農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響，選擇“中國農(nóng)村居民消費(fèi)水平”為被解釋變量（用Y表示），選擇“農(nóng)村居民家庭人均純收入”和“商品零售價(jià)格指數(shù)”為解釋變量（分別用X1，X2表示）。表1為由《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》得到的1989—2008年的有關(guān)數(shù)據(jù)。 1989年到2008年農(nóng)村居民的消費(fèi)水平及其影響因素的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（表1） 年份 農(nóng)村

7、居民消費(fèi)水平Y(jié) 農(nóng)村居民家庭人均純收入X1 商品零售價(jià)格指數(shù)X2 1989 549 601.5 118.8 1990 560 686.3 102.1 1991 602 708.6 102.9 1992 688 784 105.4 1993 805 921.6 113.2 1994 1038 1221 121.7 1995 1313 1577.7 114.8 1996 1626 1926.1 106.1 1997 1722 2090.1 100.8 1998 1730 2162 97.4 1999 1766

8、 2210.3 97 2000 1860 2253.4 98.5 2001 1969 2366.4 99.2 2002 2062 2475.6 98.7 2003 2103 2622.2 99.9 2004 2301 4039.6 102.8 2005 2560 4631.2 100.8 2006 2847 5025.1 101 2007 3265 5791.1 103.8 2008 3756 6700.7 106.7 3、模型數(shù)學(xué)形式的確定 為分析“農(nóng)村居民消費(fèi)水平”Y與“農(nóng)村居民家庭人均純收入”X1和“商品零

9、售價(jià)格指數(shù)”X2之間的關(guān)系，做如下散點(diǎn)圖： 4、建立模型 從散點(diǎn)圖可以看出，農(nóng)村居民消費(fèi)水平（Y）和農(nóng)村居民家庭人均純收入（X1）大體呈現(xiàn)為線性關(guān)系，農(nóng)村居民消費(fèi)水平（Y）和商品零售價(jià)格指數(shù)（X2）大體呈現(xiàn)為線性關(guān)系。為分析為分析農(nóng)村居民消費(fèi)水平與農(nóng)村居民家庭人均純收入和商品零售價(jià)格指數(shù)之間的關(guān)系，可以初步建立線性回歸模型： Y=β0+β1X1+β2X2+ui β0表示在沒有任何因素影響下的農(nóng)村居民消費(fèi)水平；β1表示農(nóng)村居民家庭人均純收入對農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響；β2表示商品零售價(jià)格指數(shù)對農(nóng)村居民的消費(fèi)水平的影響；ui為隨機(jī)擾動項(xiàng)。 5、確定參數(shù)估計(jì)值范圍 因?yàn)檗r(nóng)村居民收入

10、一部分將用于儲蓄，并不會全部用于消費(fèi)，且當(dāng)價(jià)格指數(shù)上升的時(shí)候，居民會縮減自己的消費(fèi)，所以農(nóng)村居民消費(fèi)水平與農(nóng)村居民家庭人均純收入應(yīng)為正相關(guān)的關(guān)系，農(nóng)村居民消費(fèi)水平與商品零售價(jià)格指數(shù)應(yīng)為負(fù)相關(guān)的關(guān)系，即0＜β1＜1 ,β2＜0。 三、參數(shù)估計(jì) 利用Eviews軟件，做Y對X1、X2的回歸，回歸結(jié)果如下（表2）： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/22/10 Time: 21:34 Sample: 1989 2008 Included observations: 20 Variable Coe

11、fficient Std. Error t-Statistic Prob. C 2020.904 738.1351 2.737851 0.0140 X1 0.477598 0.027251 17.52564 0.0000 X2 -14.13053 6.818890 -2.072263 0.0538 R-squared 0.955580 Mean dependent var 1756.100 Adjusted R-squared 0.950354 S.D. dependent var 908.3138 S.E. of re

12、gression 202.3845 Akaike info criterion 13.59570 Sum squared resid 696311.6 Schwarz criterion 13.74506 Log likelihood -132.9570 F-statistic 182.8554 Durbin-Watson stat 0.569439 Prob(F-statistic) 0.000000 = 2020.904 + 0.477598X1 －14.13053X2 （738.1351） （0.

13、027251）（6.818890） t =（2.737851） （17.52564） （-2.072263） R2 = 0.955580 F = 182.8554 n = 20 四、模型檢驗(yàn)及修正 （一）經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn) 所估計(jì)的參數(shù)1 =0.477598，2 = -14.13053，且0＜β1＜1，β2＜0，符合變量參數(shù)中確定的參數(shù)范圍。說明農(nóng)村居民家庭人均純收入每增加1單位，平均說來可導(dǎo)致農(nóng)村居民消費(fèi)水平增加0.477598單位；商品零售價(jià)格指數(shù)每減少1單位，平均說來可導(dǎo)致農(nóng)村居民消費(fèi)水平增加14.13053單位。這與經(jīng)濟(jì)學(xué)中邊際消費(fèi)傾向的意義相符。 （二）統(tǒng)計(jì)意義檢驗(yàn)

14、1、擬合優(yōu)度檢驗(yàn)（R2檢驗(yàn)） 可絕系數(shù)R2=0.955580，2=0.950354，這說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好，即解釋變量 “農(nóng)村居民家庭人均純收入”和“商品零售價(jià)格指數(shù)”對被解釋變量“農(nóng)村居民消費(fèi)水平”的絕大部分差異作了解釋。 2、F檢驗(yàn) 針對H0：β1=β2=0，給定顯著性水平α=0.05，在F分布表中查出自由度為k－1＝2和n－k＝17的臨界值Fα（2,17）＝19.4，由表2中得到F＝0.955580＞Fα（2，17）＝19.4，應(yīng)拒絕原假設(shè)H0：β1=β2=0，說明回歸方程顯著，即“農(nóng)村居民家庭人均純收入”和“商品零售價(jià)格指數(shù)”等變量聯(lián)合起來確實(shí)對“農(nóng)村居民消費(fèi)水平

15、”有顯著影響。 3、t檢驗(yàn) 分別針對H0：βj＝0（j＝1,2），給定顯著性水平α＝0.05，查t分布表的自由度為n－k＝17的臨界值tα/2（n－k）＝1.740。由表2中的數(shù)據(jù)可得，與1、2對應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為17.52564、-2.072263，其絕對值均大于tα/2（n－k）＝1.740，這說明在顯著水平α＝0.05下，分別都應(yīng)拒絕H0：βj＝0（j＝1,2），也就是說，當(dāng)在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量“農(nóng)村居民家庭人均純收入”（X1）“商品零售價(jià)格指數(shù)”（X2）分別對被解釋變量“農(nóng)村居民消費(fèi)水平”Y都有顯著的影響。 （三）計(jì)量經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn) 1、多重共線性檢驗(yàn) 讓Y分別

16、對X1、X2做回歸。 首先將Y與X1做回歸得到結(jié)果如表3： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/24/10 Time: 12:38 Sample: 1989 2008 Included observations: 20 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 500.3204 87.09007 5.744861 0.0000 X1 0.494455 0.028289 17.47869 0.0000 R-squa

17、red 0.944359 Mean dependent var 1756.100 Adjusted R-squared 0.941268 S.D. dependent var 908.3138 S.E. of regression 220.1266 Akaike info criterion 13.72092 Sum squared resid 872202.8 Schwarz criterion 13.82050 Log likelihood -135.2092 F-statistic 305.5045 Durb

18、in-Watson stat 0.367926 Prob(F-statistic) 0.000000 將Y與X2做回歸得到結(jié)果如表4： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/24/10 Time: 12:40 Sample: 1989 2008 Included observations: 20 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 6964.538 2894.609 2.406038 0.0271 X

19、2 -49.80339 27.61744 -1.803331 0.0881 R-squared 0.153021 Mean dependent var 1756.100 Adjusted R-squared 0.105967 S.D. dependent var 908.3138 S.E. of regression 858.8410 Akaike info criterion 16.44368 Sum squared resid 13276940 Schwarz criterion 16.54326 Log likel

20、ihood -162.4368 F-statistic 3.252004 Durbin-Watson stat 0.187833 Prob(F-statistic) 0.088102 計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇X1、X2的數(shù)據(jù)，得到相關(guān)系數(shù)矩陣如表5： 變量 X1 X2 X1 1.000000 -0.298504 X2 -0.298504 1.000000 由表3和表4可知，Y與X1的組合為最優(yōu)方程，雖然X2與Y的擬合度不是很好，但是由表2可以得知，引入X2后，R-squared＝0.955580，大于Y與X1回歸后得出的R-

21、squared＝0.944359，這說明X2這個(gè)解釋變量對整體模型有改善作用，且t檢驗(yàn)符合；又由相關(guān)系數(shù)矩陣（表5）可以看出，各個(gè)解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)不高，因此解釋變量X2不能舍棄，模型可認(rèn)為不存在多重共線性。 2、自相關(guān)檢驗(yàn) DW檢驗(yàn) 由表2可得Durbin-Watson stat＝0.569439。 對樣本量為20、兩個(gè)解釋變量的模型、5%顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，dL＝1.100，dU＝1.537，模型中DW＜dL，顯然消費(fèi)模型中有正自相關(guān)。 利用科克倫-奧克特迭代法對自相關(guān)檢驗(yàn)進(jìn)行處理。 ＝1－DW/2＝0.7152805 Dependent Variable

22、: Y1 Method: Least Squares Date: 12/25/10 Time: 17:26 Sample(adjusted): 1990 2008 Included observations: 19 after adjusting endpoints Convergence not achieved after 100 iterations Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 96626.85 7429669. 0.013006 0.9898 X11 0.259561

23、 0.083759 3.098900 0.0073 X12 1.258396 4.659943 0.270045 0.7908 AR(1) 0.999099 0.070569 14.15783 0.0000 R-squared 0.986717 Mean dependent var 1819.632 Adjusted R-squared 0.984061 S.D. dependent var 886.3742 S.E. of regression 111.9050 Akaike info criterion 11.8516

24、2 Sum squared resid 187840.9 Schwarz criterion 12.65667 Log likelihood -114.3495 F-statistic 371.4321 Durbin-Watson stat 0.913490 Prob(F-statistic) 0.000000 Inverted AR Roots 1.00 經(jīng)過一次迭代后，可以從表6中看出Durbin-Watson stat＝0.913490，仍然小于dL的值，由此可見一次迭代對模型的影響并不顯著。因此需進(jìn)行二次迭代，結(jié)果如下

25、表（表5） Dependent Variable: Y1 Method: Least Squares Date: 12/25/10 Time: 17:45 Sample(adjusted): 1992 2008 Included observations: 17 after adjusting endpoints Convergence achieved after 10 iterations Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 2660.276 956.8822 2.780150 0.

26、0156 X11 0.433150 0.031665 13.67895 0.0000 X12 -18.56683 9.154426 -2.028181 0.0635 AR(1) 1.039001 0.186789 5.562426 0.0001 AR(2) -0.500703 0.191418 -2.615760 0.0214 R-squared 0.988030 Mean dependent var 1889.611 Adjusted R-squared 0.984348 S.D. dependent var 856.3

27、618 S.E. of regression 107.1392 Akaike info criterion 12.41627 Sum squared resid 149224.6 Schwarz criterion 12.76937 Log likelihood -106.7464 F-statistic 31.47822 Durbin-Watson stat 2.302138 Prob(F-statistic) 0.000000 經(jīng)過二次迭代后收斂，ρ1、ρ2的估計(jì)值分別為1.039001、-0.500703，并且t檢驗(yàn)顯著，

28、這說明原模型確實(shí)存在一階和二階的自相關(guān)性。其中因?yàn)镈urbin-Watson stat＝2.302138，n＝18，k＝2，查德賓-沃森d統(tǒng)計(jì)量表可得dL＝1.05，dU＝1.53，由此可知DW＝2.302138＞dU，這表明模型已經(jīng)不存在一階自相關(guān)性。接著進(jìn)行便相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)和B-G檢驗(yàn)，也表明不存在高階自相關(guān)性。 因此可以得出結(jié)論：模型已經(jīng)消除了自相關(guān)性的影響。模型的回歸方程為： Yt=2660.276 +0.433150X1-18.56683X2 [AR(1)=1.039001 AR(2)=-0.500703] t =（2.780150）（0.031665）（9.154426）

29、t =（0.18678） 2=0.988030 DW=2.302138 五、模型應(yīng)用分析 （一）問題思考 在擴(kuò)大內(nèi)需得進(jìn)程中，農(nóng)村這個(gè)巨大的市場是不能忽略的。本文就農(nóng)村居民家庭人均收入和商品零售價(jià)格指數(shù)對農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響進(jìn)行了簡要的分析，但是在現(xiàn)實(shí)生活中，農(nóng)村居民消費(fèi)水平是受多方面的影響的，不僅包括經(jīng)濟(jì)層面的還包括社會層面的。這其中經(jīng)濟(jì)層面主要包括收入、儲蓄、商品價(jià)格、通貨膨脹率等等，這些方面基本上都是可以計(jì)量的；但是居民的消費(fèi)水平還很大程度上受到社會層面的影響，例如居住地區(qū)、醫(yī)療社會保障程度、家庭人口狀況、受教育程度等等，這些因素好多都是難以計(jì)量的，但它們對于消費(fèi)水平的

30、影響又是不能低估的。 但總的來說，制約我國農(nóng)村居民消費(fèi)水平的因素主要有： 1、農(nóng)民收入水平低 ⑴農(nóng)業(yè)科技含量低 農(nóng)業(yè)與工業(yè)及其他的產(chǎn)業(yè)相比，其勞動力生產(chǎn)率低，因而農(nóng)產(chǎn)品的附加值較其他產(chǎn)業(yè)而言是極其小，同時(shí)農(nóng)業(yè)抵御自然災(zāi)害的能力較差，農(nóng)民在很大的層度上是靠天吃飯，自然環(huán)境好的情況下能有很好的收成，否則，則可能會顆粒無收。因此，農(nóng)民的收入得不到很好的保證，這使得農(nóng)民基本上形成了存儲消費(fèi)能力的習(xí)慣，這極大的制約了農(nóng)民的消費(fèi)意愿。 ⑵農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理 大多數(shù)農(nóng)村地區(qū)的種植都沒有形成規(guī)?；纳a(chǎn)，這就顯露出極大的結(jié)構(gòu)性矛盾：首先，農(nóng)產(chǎn)品中一般性產(chǎn)品多而經(jīng)濟(jì)型作物偏少；其次，農(nóng)產(chǎn)品大多數(shù)都直接出

31、售，而未經(jīng)過加工或深加工，這使得農(nóng)產(chǎn)品的附加值低，農(nóng)民的收入少；同時(shí)，農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)由于沒有經(jīng)過合理的規(guī)劃，很容易就形成了扎堆種植，這樣的現(xiàn)象在各個(gè)地方都很常見，常常是一種農(nóng)產(chǎn)品前一年的價(jià)格可觀的話，則在下一年就會有大量的農(nóng)戶選擇此種作物，而遭受到由于供大于而帶來的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格下降，從而影響了農(nóng)民收入的提高。 2、消費(fèi)環(huán)境差 ⑴基礎(chǔ)設(shè)施落后 近幾年來，擴(kuò)大內(nèi)需的重點(diǎn)主要是在擴(kuò)大廣大農(nóng)村居民的消費(fèi)需求，這使得對于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的財(cái)政投入資金增加很快，農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施在一定曾度上得到了改善，近年來村村通公路的政策為農(nóng)村道路的暢通提供了政策保證，但對農(nóng)村交通、水利、教育、衛(wèi)生等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)項(xiàng)目來說，資

32、金的投入量還遠(yuǎn)遠(yuǎn)滿足不了建設(shè)的發(fā)展需要，甚至還有許多農(nóng)村地區(qū)的供水、供電問題根本還沒提到日程上來，這相應(yīng)的抑制了家電的消費(fèi)需求。 ⑵市場環(huán)境差 農(nóng)村商業(yè)網(wǎng)點(diǎn)少，并且規(guī)模小，品種少，這使得農(nóng)民可選擇的商品不多，極大的打消了農(nóng)民的購買欲望。同時(shí)農(nóng)村市場上充斥著假冒偽劣商品，而農(nóng)民又都得不到很好的信息來指導(dǎo)自身的消費(fèi)，這也就嚴(yán)重的打擊了消費(fèi)者的購買積極性。 3、農(nóng)村居民的消費(fèi)觀念落后 農(nóng)村居民由于受我國傳統(tǒng)文化的熏陶崇尚節(jié)儉，提倡“量入為出”的消費(fèi)方式餓強(qiáng)調(diào)儲蓄，并且這樣的現(xiàn)象在農(nóng)村尤為突出，這一方面也是由于農(nóng)村居民的收入得不到保障，因而農(nóng)民需要不今天的錢存儲起來以備不時(shí)之需。這樣的消費(fèi)觀念

33、，極大的阻礙了農(nóng)村居民的當(dāng)前消費(fèi)。 4、政府支農(nóng)惠農(nóng)力度不夠 2009年，政府大幅度增加了農(nóng)機(jī)具購置補(bǔ)貼規(guī)模，擴(kuò)大了良種補(bǔ)貼范圍和品種，并且繼續(xù)實(shí)施種糧直補(bǔ)、農(nóng)資綜合補(bǔ)貼、漁業(yè)柴油補(bǔ)貼，中央財(cái)政四補(bǔ)貼規(guī)模為1230億元，比2008年增長了19.4%。但仍沒有達(dá)到農(nóng)村的需求水平，使農(nóng)村中公共品供給沒有得到很好的滿足，現(xiàn)今，除了部分經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)外，大多數(shù)農(nóng)村仍然沒有享受到完善公共服務(wù)。 政府政策在確定了以擴(kuò)大內(nèi)需來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的方略之后，各項(xiàng)惠農(nóng)工程得以逐漸制定并實(shí)施，并有了多項(xiàng)免稅、糧食補(bǔ)貼政策，但是這樣的補(bǔ)貼規(guī)模并不能真正的改善農(nóng)民的消費(fèi)狀況，并沒有實(shí)際的轉(zhuǎn)化為消費(fèi)力，因而政府政策應(yīng)

34、該在深度和寬度上加大投入力度，使得各項(xiàng)政策能夠切實(shí)的服務(wù)于民。 （二）政策建議 1、切實(shí)可行的增加農(nóng)民收入。 增加收入是擴(kuò)大消費(fèi)的最重要因素，提高農(nóng)村居民收入是擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)需求的根本前提，我國耕地的保有量目標(biāo)是18億畝，我國農(nóng)戶總數(shù)約為2.4億戶，平均每戶耕作面積大約為7畝。[3]如果每戶農(nóng)民都能采用高科技來生產(chǎn)，則能夠帶來相當(dāng)可觀的收入，一些發(fā)達(dá)國家的農(nóng)業(yè)正是以高科技為依托來發(fā)展并走向全世界的。 在增加農(nóng)民收入的環(huán)節(jié)中，農(nóng)產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)有很大的影響。美國等一些發(fā)達(dá)國家在選擇農(nóng)產(chǎn)品的種類時(shí)，是以大力發(fā)展優(yōu)質(zhì)高產(chǎn)農(nóng)業(yè)為基礎(chǔ)，美國的農(nóng)業(yè)經(jīng)過多年的發(fā)展，人力畜力逐漸被機(jī)械所取代，優(yōu)良動植

35、物品種正在不斷的引進(jìn)中。同時(shí)隨著科學(xué)技術(shù)的發(fā)展，農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式不斷得到優(yōu)化，農(nóng)、林、牧、漁得到更全面的發(fā)展，這也使得美國理所當(dāng)然的成為了世界上第一農(nóng)業(yè)大國。我國農(nóng)業(yè)在發(fā)展的過程中，應(yīng)該盡快的擺脫盲目、小規(guī)模的生產(chǎn)，而是應(yīng)當(dāng)在掌握了新的技術(shù)、新的市場信息之后快速的做出反應(yīng)，選擇一種市場前景好、能夠確實(shí)帶來收益的品種來進(jìn)行生產(chǎn)，從而能給農(nóng)民帶來更大的收益，也就能更進(jìn)一步的擴(kuò)大農(nóng)民消費(fèi)需求。 2、改善農(nóng)村市場消費(fèi)環(huán)境，為農(nóng)民消費(fèi)創(chuàng)造良好的氛圍。 在加大對基礎(chǔ)設(shè)施的投入的基礎(chǔ)上做好相應(yīng)的建設(shè)規(guī)劃，要高度重視統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，要從適應(yīng)勞動力轉(zhuǎn)移、城鎮(zhèn)化發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的趨勢出發(fā)來全面考慮；同時(shí)要認(rèn)清現(xiàn)在

36、農(nóng)村的發(fā)展形勢，在結(jié)合現(xiàn)實(shí)政策和發(fā)展需要的基礎(chǔ)上，以長遠(yuǎn)發(fā)展的眼光來編制相應(yīng)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)計(jì)劃。 解決農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的問題還只是為擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)創(chuàng)造了一個(gè)最基本的條件，現(xiàn)今，農(nóng)村市場局面混亂，大量假冒偽劣、過期霉變、三無食品充斥著農(nóng)村消費(fèi)品市場，這大大的打擊了農(nóng)村居民的消費(fèi)熱情，因而在解決基礎(chǔ)設(shè)施的問題之后整頓農(nóng)村市場環(huán)境則是另外一個(gè)艱巨的任務(wù)，此時(shí)則需要各級工商行政管理部門切實(shí)履行職責(zé)并加大查處力度，嚴(yán)格執(zhí)法、狠抓落實(shí)，對城鄉(xiāng)結(jié)合部、邊遠(yuǎn)農(nóng)村的集市、臨時(shí)性農(nóng)副產(chǎn)品市場開展專項(xiàng)檢查，嚴(yán)格把好質(zhì)量關(guān)，從而增加農(nóng)村居民的消費(fèi)信心，并且農(nóng)村居民只有在此此基礎(chǔ)上才會擴(kuò)大自身的消費(fèi)需要，才能更加放心大

37、膽的消費(fèi)。 同時(shí)，加快農(nóng)村銷售網(wǎng)點(diǎn)的布局，從而為解決農(nóng)村市場環(huán)境差的局面提高更進(jìn)一步的幫助，并可以為農(nóng)村居民提供適銷對路的產(chǎn)品，來更好的開拓農(nóng)村市場。即要，建立健全農(nóng)村市場的流通網(wǎng)絡(luò)，把超市的零售模式推向農(nóng)村，鼓勵(lì)企業(yè)到農(nóng)村去開設(shè)網(wǎng)點(diǎn)。在健全的流通體系下，優(yōu)質(zhì)、低價(jià)的產(chǎn)品能夠便捷的進(jìn)入到農(nóng)村消費(fèi)品市場，農(nóng)村居民會在自身的知識水平范圍內(nèi)選擇更加好的產(chǎn)品來滿足自身的需要，從而使得假冒偽劣產(chǎn)品無處藏身，這樣來很好的凈化農(nóng)村市場環(huán)境。 3、加大農(nóng)民社會保障的投入力度，建立健全農(nóng)村醫(yī)療保障體系，改變農(nóng)村居民的消費(fèi)觀念，提高農(nóng)民的生活質(zhì)量。 2009年啟動實(shí)施了新農(nóng)保試點(diǎn)工作，全國27個(gè)省區(qū)320個(gè)

38、新農(nóng)保首批試點(diǎn)縣和4個(gè)直轄市的試點(diǎn)方案已經(jīng)全面啟動。[4]這一試點(diǎn)工作得以順利的開展將是一項(xiàng)大的惠民工程，現(xiàn)今農(nóng)村居民之所以有量入為出的傳統(tǒng)消費(fèi)觀念，最主要的原因就是未來的消費(fèi)是無法預(yù)知的，所以在此種情況下大多數(shù)人都選擇了謹(jǐn)慎消費(fèi)。此種情況下則需要政府加大農(nóng)村社會保障的投入，加大對農(nóng)村養(yǎng)老保障、醫(yī)療保障等的投入，并在2009年新農(nóng)保試點(diǎn)工作的基礎(chǔ)上加大范圍和投入力度，從而減少農(nóng)民消費(fèi)時(shí)的后顧之憂，來達(dá)到增加農(nóng)民消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)目的。 同時(shí)，解決消費(fèi)觀念的另外一個(gè)方面，則需要采取不同的方式，首先是要進(jìn)行教育，加強(qiáng)農(nóng)民的文化知識水平，來更新傳統(tǒng)的消費(fèi)觀念，即以自身效用最大化的經(jīng)濟(jì)原則來進(jìn)行消費(fèi)選擇，恰

39、當(dāng)?shù)陌才湃粘ＯM(fèi)和非常規(guī)消費(fèi)，引導(dǎo)農(nóng)民進(jìn)行科學(xué)、合理的消費(fèi)；其次是通過報(bào)刊、廣播等媒介來引導(dǎo)農(nóng)民的消費(fèi)與城鎮(zhèn)消費(fèi)接軌；第三是要政府制定相應(yīng)的政策，來實(shí)施政策導(dǎo)向的作用，使農(nóng)村居民在政策的引導(dǎo)下，改變消費(fèi)觀念，接受新的消費(fèi)理念，從而創(chuàng)造出更大的消費(fèi)需求。 4、政府繼續(xù)加大對農(nóng)業(yè)的投入。 中央及地方財(cái)政要繼續(xù)加大對農(nóng)業(yè)的投入力度，特別是要加大對農(nóng)田水利及基礎(chǔ)設(shè)施的投入，來改善農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)條件和農(nóng)戶的生活條件，在農(nóng)民增收的同時(shí)擴(kuò)大消費(fèi)支出；同時(shí)政府應(yīng)在研究當(dāng)前經(jīng)濟(jì)的形式下創(chuàng)新出更好的惠農(nóng)工程，像是家電下鄉(xiāng)這樣的工程就能極大的開拓農(nóng)村市場，也能給商家龐大的生產(chǎn)力找到出路。 參考文獻(xiàn)： 張瑞清.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］北京：中國農(nóng)業(yè)出版社2007.08 中國統(tǒng)計(jì)年鑒［Y］ 李新文 王建.微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］北京：中國農(nóng)業(yè)出版社2005.08 高鴻業(yè) 宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］北京：中國人民大學(xué)出版社2007.03 中華人民共和國統(tǒng)計(jì)局［EB/OL］ 高鐵生，郭東樂.擴(kuò)大農(nóng)村消費(fèi)問題研究[M] 北京：中國社會出版社 2007.10