陳 麗
（重慶工商職業學院建築工程學院，重慶 ４０００５２）
摘要：以持久收入假說為基礎，利用多因素線性效用函數構建多元回歸模型，估計了中國農村居民的住房消費函數，並估算出了平均消費傾向。對農村住房平均消費傾向及其影響因素進行了實證分析。結果表明，實際收入增長率、恩格爾係數、住房面積、居民平均儲蓄傾向、消費習慣、住房面積與價值是農村住房平均消費傾向的主要影響因素。
關鍵詞 ：農村居民住房；平均消費傾向；影響因素
中圖分類號：Ｄ４２２．７；Ｆ３０３．３ 文獻標識碼：Ａ 文章編號：０４３９－８１１４（２０１５）０５－1255-05
ＤＯＩ：１０．１４０８８／ｊ．ｃｎｋｉ．ｉｓｓｎ０４３９－８１１４．２０１５．０５．０56
收稿日期：２０１４－１１－１５
基金項目：重慶市教委科研項目（１３３３１２）
作者簡介：陳 麗（１９８２－），女，重慶人，講師，碩士，主要從事工程造價等的研究，（電話）１３９９６２０７３１１（電子信箱）１２９３６１７５＠ｑｑ．ｃｏｍ。
研究中國的土地和房產管理，不能忽略中國農民的住房問題，這在建設社會主義新農村的宏觀背景下尤為重要。農村住房可以作為推進「三農」工作的切入點，不僅因為農房是農民安身立命之本，是其最有價值的固定資產，更在於改造建設農民自用住房與農村各項制度改革相關，涉及農村規劃布局方案、宅基地供給政策和社會保障制度等多方面的創新，關係到農村資源重新配置，是統籌城鄉發展建設的重要內容。因此，本研究利用實證方法通過對農村居民住房消費與收入進行討論，探討影響農村住房消費傾向變化不同因素及其影響力度，以期利用相關結論來討論農村住房改革問題，刺激住房消費需求，給努力實現全面小康社會新農村「住有所居」目標提供新思路。
１ 中國農村住房消費情況
中國幅員遼闊，人口眾多，農村人口占全國總人口的６０％。農村人口多呈散落居住，生活水平相對落後。農村地區家庭聚集的情況比較明顯，農房對農民的意義重大。農村住房具有幾大特點［１］：第一，農房既是生活資料又是生產資料，生活和生產空間並未分離；第二，農村住房建設的專業化程度不高；第三，農村居民自有住房率和人均居住支出均不斷走高。本研究通過查閱相關統計資料，對中國農村的住房消費支出情況進行分析（圖１）。從圖1可以看出，近年來特別是自２００６年以來農村居民的純收入有大幅提高，２０１２年農民純收入相較於１９９０年來說增長了約１２倍，達到１０ ０００元。與此同時，生活消費支出額隨著農村居民純收入的增加而增加，其中的住房消費支出也有顯著變化。２０１２年農村居民人均住房消費支出額達到１ ０８６元，是１９９０年的約１３倍。可以看出住房消費支出在生活消費支出中的占比有所增加，雖然增長態勢不如生活消費支出，但是年均住房消費支出總額也已經接近２ ０００元。平均住房消費傾向是反映住房消費相對水平的概念，是指住房消費支出與收入之比。由圖２可以看出，歷年來農村居民住房消費傾向數值維持在０．１０～０．１５。相對而言，平均消費傾向雖然有所走低，接近０．１０，但總體還是比較穩定的。這說明：①農村居民收入大幅增加的同時，商品消費性支出仍然在農民生活消費支出中占較大比例，農村居民的衣、食、住、行各方面都有一個較大的改變。②住房消費是生活消費的一個重要組成部分的地位並沒有發生變化。
２ 農村住房平均消費傾向的影響因素
影響中國農村住房平均消費傾向的因素主要包括實際收入增長率、恩格爾係數、住房面積與價值、消費習慣、居民平均儲蓄傾向等。
２．１ 實際收入增長率
實際收入增長率是名義收入增長率在剔除價格因素之後的收入增長率，不僅能反映居民的購買力的真實情況，而且能反映居民面臨的經濟社會環境的好壞。通常，在經濟環境較好的年份，居民對未來預期充滿信心，致使他們敢於在生活消費方面出手，消費傾向較高。根據國家統計局發布的報告，１９７６—２０１２年，在扣除通貨膨脹的因素後，全國農村居民人均純收入實際增長１０．８倍，年均實際增長７．５％。
２．２ 恩格爾係數
恩格爾係數是根據恩格爾定律得出的比例數。恩格爾定律的主要內容是指一個家庭或個人收入越少，用於購買生存性的食物的支出在家庭或個人收入中所占的比重就越大。恩格爾係數的公式表示為：恩格爾係數＝（食物支出金額／總支出金額）×１００％。恩格爾係數下降，表明居民開始由單一消費追求向多層次、多種類消費轉變，消費重心開始向穿、用、住、行等方面轉移。從總體上看，中國農村居民的生活水平變化是符合恩格爾規律的。２０世紀８０年代以前農村居民恩格爾係數一直在６０％以上；１９８２-１９９３年間，儘管各年恩格爾係數有波動，但這１０年間恩格爾係數一直在５０％～５５％；１９９４年以後，恩格爾係數一直在５０％以下。２０１２年，中國農村居民恩格爾係數首次降至４０％以下。
２．３ 消費習慣
居民的消費支出傾向不僅受到現期收入的影響，也受到消費習慣的影響。消費習慣是指消費主體在長期消費實踐中形成的對消費品的穩定性偏好的心理表現。消費習慣存在兩大效應：棘輪效應和示範效應。棘輪效應是指消費習慣形成後短期內具有不可逆性。消費者的當期消費不僅僅受到當期收入的影響，而且受到往期消費支出水平的影響。特別是消費易於向上調整而難於向下調整，即所謂的「由儉入奢易，由奢入儉難」。示範效應是指消費者的消費行為會受到周圍人的影響，會存在攀比的傾向。
根據經驗數據，中國農村居民的消費支出行為由內部習慣形成。一般將這種消費習慣對消費行為的影響用被解釋變量的滯後一期作為「習慣」的近似替代。
２．４ 居民平均儲蓄傾向
儲蓄傾向是指儲蓄總額占收入總額的比重，儲蓄傾向包括平均儲蓄傾向和邊際儲蓄傾向。平均儲蓄傾向（Ａｖｅｒａｇｅ ｐｒｏｐｅｎｓｉｔｙ ｔｏ ｓａｖｅ）是儲蓄量與可支配收入的比率。平均儲蓄傾向可正可負，一般隨著收入的增加，平均儲蓄傾向遞增。邊際儲蓄傾向（Ｍａｒｇｉｎａｌ ｐｒｏｐｅｎｓｉｔｙ ｔｏ ｓａｖｅ）是收入中儲蓄增加所占的比重。中國農村居民的住房消費支出受到儲蓄傾向的影響，二者是此消彼長的關係［２］。圖３是農村居民家庭平均儲蓄傾向時間序列圖，根據平均儲蓄傾向定義採用人均儲蓄額除以人均收入，人均儲蓄額數據來源於《中國統計年鑑》中的農村居民人均純收入與生活消費支出的差額。從圖３可以直觀地看到農村居民家庭平均儲蓄傾向較強，基本維持在０．４５上下，雖然在歷年中有所波動，但是總體上還是保持了逐年上升的趨勢。
２．５ 住房面積與價值
根據經濟學理論，居民住房需求缺乏價格彈性，需求曲線由左上向右下陡峭傾斜。而且由於房屋建造、改造以及相關材料所需費用大，很難在短時間內進行再變現，流動性較差，所以住房需求的價格彈性推動作用較弱。顯而易見，建造房屋所需勞動力材料價格越貴，房屋建造成本越高，農村居民的住房需求越小。即建造房屋價格與農村居民住房消費需求呈反向變動。因此農房的住房價格彈性為負值，住房面積與價值也是影響農村居民住房需求的重要因素。
從中國的實際情況［３］來看，農村居民人均住房面積有大幅增加（圖４），２０１０年人均住房面積達到最高點，為３７．００ ｍ２。２０１２年人均居住面積達３４．０８ ｍ２，相較於１９９０年的數據翻了一番。同時農村居民房屋的價值不斷提高，２０１２年達到６８１．９０元／ｍ２，約為１９９０年的１５倍。這說明農村住房質量不斷提升。農村住房保有的建築面積，２００５年磚混及以上結構的房屋是４１．１７％，２０１２年上升到６１．０３％，短短的４年時間提高了近２０個百分點。同時農村居民房屋結構也發生了巨大變化，在２０１２年新建竣工的住房，磚混結構占比達到９０.00％。農戶新建住宅內部配套設施日益齊全，功能趨於合理，住宅建築形式豐富多樣，一批符合農民生產生活需求的新式住房不斷湧現。
３ 農村住房平均消費傾向影響因素實證分析
３．１ 滯後變量模型的引入與說明
滯後變量模型是指被解釋變量受到自身或另一解釋變量的前幾期值影響的回歸模型。經濟活動中引起消費者消費滯後的原因主要有消費習慣等心理原因，產品周期等技術原因及規章制度約束原因三大類，本研究分析的正是消費習慣這一心理原因。滯後變量模型的一般表現形式是：
其中，ｓ、ｑ分別為滯後解釋變量和滯後被解釋變量的滯後期長度。滯後變量模型可以分為分布滯後模型與自回歸模型：分布滯後模型僅僅滯後解釋變量，沒有滯後被解釋變量；自回歸模型滯後被解釋變量，沒有滯後解釋變量。考慮到消費者消費習慣的滯後性，本研究的實證研究採用的是滯後一階的自回歸模型，一般形式表現為：
對於一階自回歸模型的估計採用廣義最小二乘法或工具變量法。
３．２ 指標選擇與實證模型
本研究為了對農村住房平均消費傾向及其影響因素進行實證研究［４］，選取農村住房平均消費傾向作為因變量，用ＡＰＣ表示。在上文的理論研究與分析的基礎上確定自變量，包括滯後一階的農村住房平均消費傾向，用ＡＰＣｔ-１表示，農村居民年末平均住房面積用Ａｒｅａ表示，住房價值用Ｖａｌｕｅ表示，農村恩格爾係數用Ｘ表示，農村居民平均儲蓄傾向ＡＰＳ及人均實際收入增長率用Ｇ表示。因變量農村住房平均消費傾向通過農村居民年度住房消費支出除以農村居民年度純收入計算得到；農村居民平均儲蓄傾向通過農村居民年度儲蓄額除以農村居民年度純收入計算得到；其中，農村居民年度儲蓄存款通過農村居民年度收入減去消費性支出計算得到。在以上自變量的基礎上，本研究的模型確定為：
３．３ 樣本選擇與數據來源
本研究的研究樣本為２００３—２０１３年全國農村居民住房支出，農村居民年末住房平均住房面積、住房價值、農村居民年度儲蓄額的年度數據從《中國統計年鑑（２００３—２０１３）》中獲得，農村恩格爾係數、農村居民平均儲蓄傾向及農村居民年度純收入通過國泰安資料庫下載獲得。
３．４ 實證結果與分析
本研究使用Ｅｖｅｉｗｓ ６．０軟體，進行數據的輸入–輸出，進行結果的比較，並得出相關結論進行分析。實證結果如表１所示。
模型１對住房消費品自身的屬性作為影響因素與被解釋變量農村住房平均消費傾向進行了實證回歸［５］。模型２對消費者自身的影響因素與被解釋變量農村住房平均消費傾向進行了實證回歸。模型３綜合考慮了住房消費品自身的屬性與消費者的消費習慣等因素，並與被解釋變量農村住房平均消費傾向進行了回歸。模型４在模型３的基礎上引入滯後一階的被解釋變量ＡＰＣｔ－１來再次進行了實證檢驗。通過４個模型的綜合實證結果對各影響因素對農村住房平均消費傾向的具體作用機制進行了分析。
實證結果中，模型４的ＲＳＱ大於模型３的ＲＳＱ，表明模型４的擬合優度比模型３高，即滯後一階的農村住房平均消費傾向對被解釋變量農村住房平均消費傾向存在顯著影響。而滯後一階的農村住房平均消費傾向的係數為正，ｔ值顯著，表明消費者的消費習慣對農村居民的平均消費傾向存在正的作用力。住房價值的係數為負，ｔ值顯著，表明住房的價值越大［６］，農村居民選擇住房進行消費的傾向越小，這也符合西方經濟學中商品的供求理論的一般規律，即商品的價格越高，其銷售數量越少。住房面積這一因素在模型１與模型３中為正，且顯著，在模型４中不顯著，表明住房面積對農村居民的住房消費傾向作用不明顯，原因可能在於農村居民在進行住房消費時房屋的價值這一因素更具有決定性，在新農村的建設中不存在城市建設人口過於密集，建房用地稀少等問題，農村居住用房的建設中寬敞度得到了很好的保障。因此，住房面積對住房的平均消費傾向影響不大。恩格爾係數在模型中的回歸結果為負，且顯著，這是因為恩格爾係數越大表明農村居民在食物上的消費支出越大，相應地將減少在其他用途上的支出，即住房支出也將減少。實際收入增長率在回歸結果中顯示為為負，且顯著，表明農村居民的實際收入增長幅度加大，農村居民會相應減少住房的支出，這也是農村與城市的巨大差異的體現。在城市的投資市場中，房地產因為其增值空間大而備受投資者的親睞，收入的增加會促使城市居民加大對住房的投資。但是在農村的建設中，房地產主要作為居住的用途，並不是農村居民進行投資獲利的選擇。因此農村居民在收入增加時會加大對其養殖場、耕種土地等的投資而不是增加對住房的投資。農村居民的平均儲蓄傾向在模型２、模型３及模型４的回歸結果中均為負，且顯著，表明農村居民的儲蓄率越高，其選擇住房作為消費的傾向越低。因為農村居民更傾向於選擇將收入放入金融機構獲取利息達到保值的目的。
由以上的實證結果分析發現，滯後一階的農村住房平均消費傾向對被解釋變量農村住房平均消費傾向存在正的顯著影響，而住房價值、恩格爾係數、實際收入及平均儲蓄傾向對被解釋變量農村住房平均消費傾向存在相關性為負的顯著影響。
４ 小結與討論
經過上文的分析，可以發現農村經濟的大力發展，農村居民收入的有效增長與農民家庭能按需建房密不可分。而農村住房建設發展不僅僅是由農村居民收入的提高來大力推進，為了促進農村房地產市場的發展需要做到以下幾點。
一是推進農房宅基地的市場化進程［７］，將農房宅基地納入不動產登記的範圍內，實行城鄉統一登記和統一管理，同時合理規範農房抵押轉讓制度，加快土地要素流轉，從而增加農民財產性收入，刺激農村房地產業的發展。
二是逐步推進農村住房產業化進程，利用工業化生產的方式提高住房建設質量。住房產業化是農村住房發展的主要方向，為了推行住房產業化，首先可以選擇少數村莊作為試點［８］，對試點村莊進行成套住房設計、施工和商品房建設，使試點村莊成為模範以供其他村莊學習與借鑑。
三是在黨的《關於推進農村改革發展若干重大問題的決定》的指引下，推行相關政策與實施意見來推進農村住房的建設發展，擴大農村居民的住房需求［６］。除了傳統的增加農民財產性收入來拉動農村內需的舉措，還應考慮推行農村住房流轉試點，對農村住房流轉要補交的住房金可以予以減免，此外，由集體經濟組織提成一部分用於成員的住房保險［９］，保障失房農民的今後居住救助問題。這一系列惠民政策的實施將對農村住房市場起到巨大的推進作用。
參考文獻：
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［２］ 李承政，楊泰傑． 農村居民邊際消費傾向與其影響因素關係的實證分析［Ｊ］． 統計與決策，２０１１（２１）：１１７－１１９．
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［４］ 李 紅，劉康華． 我國農村居民消費結構變動分析［Ｊ］．新疆農墾經濟，２０１２（４）：４８－５３．
［５］ 葛學敏，孫克任．對我國不同類型居民主體儲蓄傾向的估計與分析［Ｊ］．企業經濟，２００７（３）：１２２－１２４．
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［８］ 蘇志煌．統籌背景下的農村住房改革研究——以平陽縣農村住房改革為例［Ｄ］．上海：復旦大學，２０１１．
［９］ 曾向陽．農村住房邊際消費傾向與建設模式研究——以湖北省為例［Ｄ］．武漢：華中科技大學，２００３．
（責任編輯 昌炎新）
（重慶工商職業學院建築工程學院，重慶 ４０００５２）
摘要：以持久收入假說為基礎，利用多因素線性效用函數構建多元回歸模型，估計了中國農村居民的住房消費函數，並估算出了平均消費傾向。對農村住房平均消費傾向及其影響因素進行了實證分析。結果表明，實際收入增長率、恩格爾係數、住房面積、居民平均儲蓄傾向、消費習慣、住房面積與價值是農村住房平均消費傾向的主要影響因素。
關鍵詞 ：農村居民住房；平均消費傾向；影響因素
中圖分類號：Ｄ４２２．７；Ｆ３０３．３ 文獻標識碼：Ａ 文章編號：０４３９－８１１４（２０１５）０５－1255-05
ＤＯＩ：１０．１４０８８／ｊ．ｃｎｋｉ．ｉｓｓｎ０４３９－８１１４．２０１５．０５．０56
收稿日期：２０１４－１１－１５
基金項目：重慶市教委科研項目（１３３３１２）
作者簡介：陳 麗（１９８２－），女，重慶人，講師，碩士，主要從事工程造價等的研究，（電話）１３９９６２０７３１１（電子信箱）１２９３６１７５＠ｑｑ．ｃｏｍ。
研究中國的土地和房產管理，不能忽略中國農民的住房問題，這在建設社會主義新農村的宏觀背景下尤為重要。農村住房可以作為推進「三農」工作的切入點，不僅因為農房是農民安身立命之本，是其最有價值的固定資產，更在於改造建設農民自用住房與農村各項制度改革相關，涉及農村規劃布局方案、宅基地供給政策和社會保障制度等多方面的創新，關係到農村資源重新配置，是統籌城鄉發展建設的重要內容。因此，本研究利用實證方法通過對農村居民住房消費與收入進行討論，探討影響農村住房消費傾向變化不同因素及其影響力度，以期利用相關結論來討論農村住房改革問題，刺激住房消費需求，給努力實現全面小康社會新農村「住有所居」目標提供新思路。
１ 中國農村住房消費情況
中國幅員遼闊，人口眾多，農村人口占全國總人口的６０％。農村人口多呈散落居住，生活水平相對落後。農村地區家庭聚集的情況比較明顯，農房對農民的意義重大。農村住房具有幾大特點［１］：第一，農房既是生活資料又是生產資料，生活和生產空間並未分離；第二，農村住房建設的專業化程度不高；第三，農村居民自有住房率和人均居住支出均不斷走高。本研究通過查閱相關統計資料，對中國農村的住房消費支出情況進行分析（圖１）。從圖1可以看出，近年來特別是自２００６年以來農村居民的純收入有大幅提高，２０１２年農民純收入相較於１９９０年來說增長了約１２倍，達到１０ ０００元。與此同時，生活消費支出額隨著農村居民純收入的增加而增加，其中的住房消費支出也有顯著變化。２０１２年農村居民人均住房消費支出額達到１ ０８６元，是１９９０年的約１３倍。可以看出住房消費支出在生活消費支出中的占比有所增加，雖然增長態勢不如生活消費支出，但是年均住房消費支出總額也已經接近２ ０００元。平均住房消費傾向是反映住房消費相對水平的概念，是指住房消費支出與收入之比。由圖２可以看出，歷年來農村居民住房消費傾向數值維持在０．１０～０．１５。相對而言，平均消費傾向雖然有所走低，接近０．１０，但總體還是比較穩定的。這說明：①農村居民收入大幅增加的同時，商品消費性支出仍然在農民生活消費支出中占較大比例，農村居民的衣、食、住、行各方面都有一個較大的改變。②住房消費是生活消費的一個重要組成部分的地位並沒有發生變化。
２ 農村住房平均消費傾向的影響因素
影響中國農村住房平均消費傾向的因素主要包括實際收入增長率、恩格爾係數、住房面積與價值、消費習慣、居民平均儲蓄傾向等。
２．１ 實際收入增長率
實際收入增長率是名義收入增長率在剔除價格因素之後的收入增長率，不僅能反映居民的購買力的真實情況，而且能反映居民面臨的經濟社會環境的好壞。通常，在經濟環境較好的年份，居民對未來預期充滿信心，致使他們敢於在生活消費方面出手，消費傾向較高。根據國家統計局發布的報告，１９７６—２０１２年，在扣除通貨膨脹的因素後，全國農村居民人均純收入實際增長１０．８倍，年均實際增長７．５％。
２．２ 恩格爾係數
恩格爾係數是根據恩格爾定律得出的比例數。恩格爾定律的主要內容是指一個家庭或個人收入越少，用於購買生存性的食物的支出在家庭或個人收入中所占的比重就越大。恩格爾係數的公式表示為：恩格爾係數＝（食物支出金額／總支出金額）×１００％。恩格爾係數下降，表明居民開始由單一消費追求向多層次、多種類消費轉變，消費重心開始向穿、用、住、行等方面轉移。從總體上看，中國農村居民的生活水平變化是符合恩格爾規律的。２０世紀８０年代以前農村居民恩格爾係數一直在６０％以上；１９８２-１９９３年間，儘管各年恩格爾係數有波動，但這１０年間恩格爾係數一直在５０％～５５％；１９９４年以後，恩格爾係數一直在５０％以下。２０１２年，中國農村居民恩格爾係數首次降至４０％以下。
２．３ 消費習慣
居民的消費支出傾向不僅受到現期收入的影響，也受到消費習慣的影響。消費習慣是指消費主體在長期消費實踐中形成的對消費品的穩定性偏好的心理表現。消費習慣存在兩大效應：棘輪效應和示範效應。棘輪效應是指消費習慣形成後短期內具有不可逆性。消費者的當期消費不僅僅受到當期收入的影響，而且受到往期消費支出水平的影響。特別是消費易於向上調整而難於向下調整，即所謂的「由儉入奢易，由奢入儉難」。示範效應是指消費者的消費行為會受到周圍人的影響，會存在攀比的傾向。
根據經驗數據，中國農村居民的消費支出行為由內部習慣形成。一般將這種消費習慣對消費行為的影響用被解釋變量的滯後一期作為「習慣」的近似替代。
２．４ 居民平均儲蓄傾向
儲蓄傾向是指儲蓄總額占收入總額的比重，儲蓄傾向包括平均儲蓄傾向和邊際儲蓄傾向。平均儲蓄傾向（Ａｖｅｒａｇｅ ｐｒｏｐｅｎｓｉｔｙ ｔｏ ｓａｖｅ）是儲蓄量與可支配收入的比率。平均儲蓄傾向可正可負，一般隨著收入的增加，平均儲蓄傾向遞增。邊際儲蓄傾向（Ｍａｒｇｉｎａｌ ｐｒｏｐｅｎｓｉｔｙ ｔｏ ｓａｖｅ）是收入中儲蓄增加所占的比重。中國農村居民的住房消費支出受到儲蓄傾向的影響，二者是此消彼長的關係［２］。圖３是農村居民家庭平均儲蓄傾向時間序列圖，根據平均儲蓄傾向定義採用人均儲蓄額除以人均收入，人均儲蓄額數據來源於《中國統計年鑑》中的農村居民人均純收入與生活消費支出的差額。從圖３可以直觀地看到農村居民家庭平均儲蓄傾向較強，基本維持在０．４５上下，雖然在歷年中有所波動，但是總體上還是保持了逐年上升的趨勢。
２．５ 住房面積與價值
根據經濟學理論，居民住房需求缺乏價格彈性，需求曲線由左上向右下陡峭傾斜。而且由於房屋建造、改造以及相關材料所需費用大，很難在短時間內進行再變現，流動性較差，所以住房需求的價格彈性推動作用較弱。顯而易見，建造房屋所需勞動力材料價格越貴，房屋建造成本越高，農村居民的住房需求越小。即建造房屋價格與農村居民住房消費需求呈反向變動。因此農房的住房價格彈性為負值，住房面積與價值也是影響農村居民住房需求的重要因素。
從中國的實際情況［３］來看，農村居民人均住房面積有大幅增加（圖４），２０１０年人均住房面積達到最高點，為３７．００ ｍ２。２０１２年人均居住面積達３４．０８ ｍ２，相較於１９９０年的數據翻了一番。同時農村居民房屋的價值不斷提高，２０１２年達到６８１．９０元／ｍ２，約為１９９０年的１５倍。這說明農村住房質量不斷提升。農村住房保有的建築面積，２００５年磚混及以上結構的房屋是４１．１７％，２０１２年上升到６１．０３％，短短的４年時間提高了近２０個百分點。同時農村居民房屋結構也發生了巨大變化，在２０１２年新建竣工的住房，磚混結構占比達到９０.00％。農戶新建住宅內部配套設施日益齊全，功能趨於合理，住宅建築形式豐富多樣，一批符合農民生產生活需求的新式住房不斷湧現。
３ 農村住房平均消費傾向影響因素實證分析
３．１ 滯後變量模型的引入與說明
滯後變量模型是指被解釋變量受到自身或另一解釋變量的前幾期值影響的回歸模型。經濟活動中引起消費者消費滯後的原因主要有消費習慣等心理原因，產品周期等技術原因及規章制度約束原因三大類，本研究分析的正是消費習慣這一心理原因。滯後變量模型的一般表現形式是：
其中，ｓ、ｑ分別為滯後解釋變量和滯後被解釋變量的滯後期長度。滯後變量模型可以分為分布滯後模型與自回歸模型：分布滯後模型僅僅滯後解釋變量，沒有滯後被解釋變量；自回歸模型滯後被解釋變量，沒有滯後解釋變量。考慮到消費者消費習慣的滯後性，本研究的實證研究採用的是滯後一階的自回歸模型，一般形式表現為：
對於一階自回歸模型的估計採用廣義最小二乘法或工具變量法。
３．２ 指標選擇與實證模型
本研究為了對農村住房平均消費傾向及其影響因素進行實證研究［４］，選取農村住房平均消費傾向作為因變量，用ＡＰＣ表示。在上文的理論研究與分析的基礎上確定自變量，包括滯後一階的農村住房平均消費傾向，用ＡＰＣｔ-１表示，農村居民年末平均住房面積用Ａｒｅａ表示，住房價值用Ｖａｌｕｅ表示，農村恩格爾係數用Ｘ表示，農村居民平均儲蓄傾向ＡＰＳ及人均實際收入增長率用Ｇ表示。因變量農村住房平均消費傾向通過農村居民年度住房消費支出除以農村居民年度純收入計算得到；農村居民平均儲蓄傾向通過農村居民年度儲蓄額除以農村居民年度純收入計算得到；其中，農村居民年度儲蓄存款通過農村居民年度收入減去消費性支出計算得到。在以上自變量的基礎上，本研究的模型確定為：
３．３ 樣本選擇與數據來源
本研究的研究樣本為２００３—２０１３年全國農村居民住房支出，農村居民年末住房平均住房面積、住房價值、農村居民年度儲蓄額的年度數據從《中國統計年鑑（２００３—２０１３）》中獲得，農村恩格爾係數、農村居民平均儲蓄傾向及農村居民年度純收入通過國泰安資料庫下載獲得。
３．４ 實證結果與分析
本研究使用Ｅｖｅｉｗｓ ６．０軟體，進行數據的輸入–輸出，進行結果的比較，並得出相關結論進行分析。實證結果如表１所示。
模型１對住房消費品自身的屬性作為影響因素與被解釋變量農村住房平均消費傾向進行了實證回歸［５］。模型２對消費者自身的影響因素與被解釋變量農村住房平均消費傾向進行了實證回歸。模型３綜合考慮了住房消費品自身的屬性與消費者的消費習慣等因素，並與被解釋變量農村住房平均消費傾向進行了回歸。模型４在模型３的基礎上引入滯後一階的被解釋變量ＡＰＣｔ－１來再次進行了實證檢驗。通過４個模型的綜合實證結果對各影響因素對農村住房平均消費傾向的具體作用機制進行了分析。
實證結果中，模型４的ＲＳＱ大於模型３的ＲＳＱ，表明模型４的擬合優度比模型３高，即滯後一階的農村住房平均消費傾向對被解釋變量農村住房平均消費傾向存在顯著影響。而滯後一階的農村住房平均消費傾向的係數為正，ｔ值顯著，表明消費者的消費習慣對農村居民的平均消費傾向存在正的作用力。住房價值的係數為負，ｔ值顯著，表明住房的價值越大［６］，農村居民選擇住房進行消費的傾向越小，這也符合西方經濟學中商品的供求理論的一般規律，即商品的價格越高，其銷售數量越少。住房面積這一因素在模型１與模型３中為正，且顯著，在模型４中不顯著，表明住房面積對農村居民的住房消費傾向作用不明顯，原因可能在於農村居民在進行住房消費時房屋的價值這一因素更具有決定性，在新農村的建設中不存在城市建設人口過於密集，建房用地稀少等問題，農村居住用房的建設中寬敞度得到了很好的保障。因此，住房面積對住房的平均消費傾向影響不大。恩格爾係數在模型中的回歸結果為負，且顯著，這是因為恩格爾係數越大表明農村居民在食物上的消費支出越大，相應地將減少在其他用途上的支出，即住房支出也將減少。實際收入增長率在回歸結果中顯示為為負，且顯著，表明農村居民的實際收入增長幅度加大，農村居民會相應減少住房的支出，這也是農村與城市的巨大差異的體現。在城市的投資市場中，房地產因為其增值空間大而備受投資者的親睞，收入的增加會促使城市居民加大對住房的投資。但是在農村的建設中，房地產主要作為居住的用途，並不是農村居民進行投資獲利的選擇。因此農村居民在收入增加時會加大對其養殖場、耕種土地等的投資而不是增加對住房的投資。農村居民的平均儲蓄傾向在模型２、模型３及模型４的回歸結果中均為負，且顯著，表明農村居民的儲蓄率越高，其選擇住房作為消費的傾向越低。因為農村居民更傾向於選擇將收入放入金融機構獲取利息達到保值的目的。
由以上的實證結果分析發現，滯後一階的農村住房平均消費傾向對被解釋變量農村住房平均消費傾向存在正的顯著影響，而住房價值、恩格爾係數、實際收入及平均儲蓄傾向對被解釋變量農村住房平均消費傾向存在相關性為負的顯著影響。
４ 小結與討論
經過上文的分析，可以發現農村經濟的大力發展，農村居民收入的有效增長與農民家庭能按需建房密不可分。而農村住房建設發展不僅僅是由農村居民收入的提高來大力推進，為了促進農村房地產市場的發展需要做到以下幾點。
一是推進農房宅基地的市場化進程［７］，將農房宅基地納入不動產登記的範圍內，實行城鄉統一登記和統一管理，同時合理規範農房抵押轉讓制度，加快土地要素流轉，從而增加農民財產性收入，刺激農村房地產業的發展。
二是逐步推進農村住房產業化進程，利用工業化生產的方式提高住房建設質量。住房產業化是農村住房發展的主要方向，為了推行住房產業化，首先可以選擇少數村莊作為試點［８］，對試點村莊進行成套住房設計、施工和商品房建設，使試點村莊成為模範以供其他村莊學習與借鑑。
三是在黨的《關於推進農村改革發展若干重大問題的決定》的指引下，推行相關政策與實施意見來推進農村住房的建設發展，擴大農村居民的住房需求［６］。除了傳統的增加農民財產性收入來拉動農村內需的舉措，還應考慮推行農村住房流轉試點，對農村住房流轉要補交的住房金可以予以減免，此外，由集體經濟組織提成一部分用於成員的住房保險［９］，保障失房農民的今後居住救助問題。這一系列惠民政策的實施將對農村住房市場起到巨大的推進作用。
參考文獻：
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（責任編輯 昌炎新）
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