農(nóng)村居民的生產(chǎn)與生活消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究

胡雪梅，李慧欣

（臨沂師范學(xué)院 商學(xué)院，山東 臨沂 276000；上海商業(yè)會計學(xué)校，上海 201620）

作為一個經(jīng)濟實體，我國是由城市和鄉(xiāng)村兩個部分有機構(gòu)成的，城市和鄉(xiāng)村，尤其是鄉(xiāng)村必須得到其應(yīng)有的發(fā)展，整個國家的經(jīng)濟社會整體才能實現(xiàn)一體化協(xié)調(diào)發(fā)展。農(nóng)民是農(nóng)村地域范圍內(nèi)的經(jīng)濟活動的主體，他們的經(jīng)濟社會活動，即生產(chǎn)與生活活動要消費各種生產(chǎn)與生活用品，分析其生產(chǎn)與生活消費與農(nóng)村以及整個國家的經(jīng)濟增長的關(guān)系，對于城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的理論與現(xiàn)實意義。

1 協(xié)整與誤差修正模型

在實證研究中，多數(shù)經(jīng)濟時間序列都是非平穩(wěn)的。在研究兩個或多個時間序列之間的相關(guān)關(guān)系時，傳統(tǒng)的處理辦法是先將這些變量通過差分，將其轉(zhuǎn)換為平穩(wěn)的時間序列，然后構(gòu)造差分變量之間的關(guān)系。因為，若直接對這些變量之間的相關(guān)關(guān)系作分析，則可能產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象。此時，傳統(tǒng)的統(tǒng)計量如R2、F檢驗、t檢驗等不能再用來作為判別非平穩(wěn)時間序列之間是否存在回歸關(guān)系的依據(jù)。但將變量進行差分的研究方法只揭示了變量增長之間的關(guān)系，而不是水平變量之間的關(guān)系，忽視了水平序列所包含的有用信息。正是基于這一點，20世紀(jì)80年代格蘭杰（Granger）提出了協(xié)整的概念。協(xié)整是用來研究和描述“一組經(jīng)濟變量在長期趨勢下的趨同行為”，它的基本思想是：在經(jīng)濟中有這樣一類現(xiàn)象，多個變量都是非平穩(wěn)序列，但是這些變量之間的關(guān)系卻可以長期保持平穩(wěn)，即它們之間存在著某種均衡關(guān)系，在時間序列分析中，這種關(guān)系就成為協(xié)整關(guān)系。即若非平穩(wěn)序列經(jīng)過一階差分變?yōu)槠椒€(wěn)序列，那么該序列就是一階單整序列。對一組非平穩(wěn)但具有同階單整的時間序列而言，若它們的線性組合為平穩(wěn)序列，則稱該組合序列具有協(xié)整關(guān)系。只有當(dāng)兩個經(jīng)濟變量的時間序列同階單整時，它們之間才可能存在協(xié)整關(guān)系。因此，協(xié)整分析的第一步就是對兩經(jīng)濟變量的時間序列進行單整檢驗，通常用ADF檢驗和PP檢驗看它們單整階數(shù)是否相同。若單整階數(shù)相同，則可進行第二步的協(xié)整檢驗，常用方法是Engle-Granger檢驗，該方法首先用OLS方法建立兩變量的線性回歸模型，再檢驗?zāi)Ｐ蜌埐钚蛄械膯握裕捶€(wěn)定性），若殘差序列為穩(wěn)定序列，則兩變量具有協(xié)整關(guān)系，這種方法也叫做最小二乘方法，它比較適合于兩個變量之間的協(xié)整檢驗。還有一種協(xié)整分析方法，叫做最大似然方法，也就是Johansen協(xié)整檢驗，它是由Johansen發(fā)展了檢驗非平穩(wěn)的時間序列向量是否存在協(xié)整關(guān)系的方法，比較適合于多變量之間協(xié)整關(guān)系的檢驗。

誤差修正模型（ECM）是一種描述具有協(xié)整關(guān)系的兩個時間序列變量是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系以及長期均衡與短期波動關(guān)系的一種模型。對具有協(xié)整關(guān)系的序列，我們可以計算其誤差修正項，并將誤差修正項的滯后一期看做一個解釋變量，連同其他反映短期波動關(guān)系的變量一起，建立誤差修正模型。誤差修正模型既能反映時間序列的長期均衡關(guān)系，又能反映其偏離均衡的短期調(diào)整機制。

對于變量間的因果關(guān)系研究，一般都采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗（Granger，1969），它主要用于考察兩變量之間在時間上的先導(dǎo)-滯后關(guān)系。即Granger以時間序列的可預(yù)測性來定義因果關(guān)系：以時間序列Xt，Yt為例，如果利用過去的X和Y的值一起對Y進行預(yù)測比只用Y的過去值來進行預(yù)測所產(chǎn)生的預(yù)測誤差更小的話，則存在著從X到Y(jié)的因果關(guān)系；反過來，如果變量Yt，過去和現(xiàn)在的信息有助于改進對變量Xt的預(yù)測，即預(yù)測的誤差更小的話，則存在著從Y到X的因果關(guān)系。

2 實證分析

本文山東省臨沂市農(nóng)村居民的人均生產(chǎn)性消費、人均生活性消費以及臨沂市的人均GDP為研究對象，選取的從1978～2008年的數(shù)據(jù)，資料來源于歷年臨沂市統(tǒng)計年簽。為消除價格變動的影響先用物價指數(shù)對人均生產(chǎn)性消費、人均生活性消費數(shù)據(jù)進行平減得到真實的數(shù)據(jù)；對人均GDP我們選用年鑒中以1978年為基期的數(shù)據(jù)。此外，為消除時間序列數(shù)據(jù)的異方差問題，我們對三個時間序列分別取對數(shù)。即用 Favcon,Favpro,Avgdp In和Cot表示真實的農(nóng)村居民人均生活消費支出、農(nóng)村居民人均生產(chǎn)消費支出和全市居民人均GDP，并進行對數(shù)變換，用來LnFavcon、LnFavpro，Lnavgdp表示。

2.1 單整檢驗

根據(jù)協(xié)整的定義，如果農(nóng)村居民人均生活消費支出和全市居民人均GDP，農(nóng)村居民人均生產(chǎn)消費支出和全市居民人均GDP存在協(xié)整關(guān)系，那么農(nóng)村居民人均生活消費支出和全市居民人均GDP、農(nóng)村居民人均生產(chǎn)消費支出和全市居民人均GDP必須是同階單整的，所以必須首先對農(nóng)村居民人均生活消費支出和全市居民人均GDP、農(nóng)村居民人均生產(chǎn)消費支出和全市居民人均GDP時間序列的穩(wěn)定性進行單位根檢驗。利用Eviews5.0對三個時間序列分別進行ADF檢驗，結(jié)果見表1。

先對三個時間序列進行ADF檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示，三者的ADF值均大于顯著性水平為5%下的臨界值，故三個時間序列均為非平穩(wěn)序列。繼續(xù)對其各自的差分序列進行單位根檢驗，由表1看出，三者的一階差分序列ADF值均小于5%顯著性水平的臨界值，故不存在單位根，三個時間序列的一階差分序列為平穩(wěn)序列。即三個時間序列均為一階單整序列，若對農(nóng)村居民人均生活消費支出和全市居民人均GDP、農(nóng)村居民人均生產(chǎn)消費支出和全市居民人均GDP直接建立回歸模型，則會出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，應(yīng)進行協(xié)整分析。

表1 平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

2.2 協(xié)整性檢驗

（1）農(nóng)村居民人均生活消費支出和全市居民人均GDP的協(xié)整檢驗

由于時間序列變量LnFavcon和Lnavgdp、均為一階單整，故可通過協(xié)整檢驗來判斷兩者之間是否存在長期穩(wěn)定的相互關(guān)系。首先對Lnavgdp和LnFavcon兩個時間序列用E-views5.0進行普通最小二乘回歸，估計結(jié)果見表2。

表2 EG協(xié)整檢驗結(jié)果

回歸結(jié)果中的R-squared為0.8528，表明LnFavcon對Lnavgdp有較強的解釋力，并且LnFavpro的系數(shù)估計值為1.3102并且相應(yīng)的t值非常顯著，但是DW值為0.2521，表明殘差項可能存在著自相關(guān)的問題，有可能不是一個穩(wěn)定的時間序列，如果殘差序列不穩(wěn)定，那么就說明Lnavgdp與Ln-Favcon之間不存在協(xié)整關(guān)系，如果殘差序列是穩(wěn)定序列那么就可以說和之間存在著協(xié)整關(guān)系，為此要對殘差序列進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果中的ADF值為-1.0441，大于10%的顯著性水平上的臨界值-2.6210，因此，可以接受原假設(shè)，認(rèn)為殘差序列是一個非穩(wěn)定的時間序列，據(jù)此可以斷言Lnavgdp和LnFavcon之間不存在協(xié)整關(guān)系。因此，我們不可以用誤差修正模型ECM來描述對兩個變量的短期波動和長期均衡關(guān)系。

（2）農(nóng)村居民人均生產(chǎn)消費支出和全市居民人均GDP的協(xié)整檢驗

由于時間序列變量LnFavpro和Lnavgdp均為一階單整，故可通過協(xié)整檢驗來判斷兩者之間是否存在長期穩(wěn)定的相互關(guān)系。首先對Lnavgdp和LnFavpro兩個時間序列用E-views5.0進行普通最小二乘回歸，估計結(jié)果見表3。

表3 EG協(xié)整檢驗結(jié)果

對殘差序列進行單位根檢驗，ADF值為-3.1295，小于在5%的顯著性水平上的臨界值-2.9639，因此，我們拒絕原假設(shè)，認(rèn)為殘差序列是一個平穩(wěn)的時間序列，因此可以斷言Lnavgdp和LnFavpro之間存在著協(xié)整關(guān)系（即長期穩(wěn)定關(guān)系）。

根據(jù)上述分析，臨沂市農(nóng)村居民的生產(chǎn)消費與臨沂市經(jīng)濟增長之間存在一種長期均衡關(guān)系（協(xié)整關(guān)系），而農(nóng)村居民的生活消費與經(jīng)濟增長之間不存在一種長期均衡關(guān)系（協(xié)整關(guān)系）。

2.3 誤差修正模型

根據(jù)上述的協(xié)整關(guān)系，我們設(shè)置的誤差修正項為：

以ΔLnavgdp為被解釋變量，以ΔLnFavprot和EMC為解釋變量，我們建立的誤差修正模型如下：

對上述誤差修正模型利用OLS方法進行估計，估計結(jié)果顯示僅常數(shù)項的估計系數(shù)顯著，而兩個解釋變量的估計系數(shù)均不顯著；我們?nèi)サ舫?shù)項后，得到如下回歸結(jié)果：

在上面的誤差修正模型中，差分項ΔLnavgdpt反映了經(jīng)濟增長的波動，ΔLnFavprot反映了農(nóng)民生產(chǎn)消費的波動，ECMt-1是誤差修正項。從模型來看，經(jīng)濟增長的短期波動可以分解為兩部分，一部分是農(nóng)民生產(chǎn)消費波動的影響，一部分是偏離長期均衡的影響。誤差修正項的系數(shù)估計值的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。從系數(shù)估計值來看，農(nóng)民的生產(chǎn)消費波動1%，經(jīng)濟增長將波動0.76%；誤差調(diào)整項的系數(shù)也叫做修正系數(shù)為-0.1151，反映了對偏離變量間長期均衡關(guān)系的調(diào)整力度，該系數(shù)為負(fù)值表明，當(dāng)Lnavgdpt的值高于與LnFavprot相對應(yīng)的均衡值時，即t-1期的非均衡誤差為正時，由于誤差修正項的系數(shù)為負(fù)，必然對t期的值有反向調(diào)整作用，從而導(dǎo)致t期的Lnavgdpt值回落；同而當(dāng)Lnavgdpt的值低于均衡點時，誤差修正機制將導(dǎo)致Lnavgdpt值增大，通過對前一期的非均衡誤差的調(diào)節(jié)，總會使得臨沂市農(nóng)村居民的生產(chǎn)消費和該市的人均GDP的增長保持在一個大體平衡的軌跡上。

2.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗結(jié)果能告訴我們變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系，但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進一步驗證。我們利用格蘭杰 （Granger）因果關(guān)系檢驗來分別考察Lnavgdp與LnFavcon、Lnavgdp和LnFavpro之間的格蘭杰因果關(guān)系。由于格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗僅適應(yīng)于平穩(wěn)的時間序列，而前面我們通過單位根檢驗已經(jīng)確定三個經(jīng)濟變量的水平時間序列均為非平穩(wěn)的事件間序列，而三者的差分序列則都為平穩(wěn)序列。故為了滿足模型中對變量平穩(wěn)性的要求,只能從它們的增長效應(yīng)來進行分析,即ΔLnavgdp和Ln-Favcon、ΔLnavgdp和ΔLnFavpro之間是否具有因果關(guān)系。檢驗結(jié)果見表4。

表4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

從檢驗結(jié)果可以看出，在1%的置信水平上，接受ΔLnavgdp does not Granger Cause ΔLnFavpro， 拒絕 ΔLn-Favpro does not Granger Cause ΔLnavgdp， 即 ΔLnavgdp 是ΔLnFavpro的Granger原因，這表明經(jīng)濟增長對農(nóng)民的生產(chǎn)消費的影響不明顯，但農(nóng)民的生產(chǎn)消費對經(jīng)濟增長的影響顯著。農(nóng)民的生產(chǎn)消費與經(jīng)濟增長之間只有單向因果關(guān)系，并不存在互為因果的反饋性聯(lián)系。

同樣，在10%的置信水平上，拒絕ΔLnFavcon does not Granger Cause ΔLnavgdp，接受 ΔLnavgdp does not Granger Cause ΔLnFavcon， 即 ΔLnavgdp 是 ΔLnFavcon的 Granger原因，這表明經(jīng)濟增長對農(nóng)民的生活消費的影響不明顯，但農(nóng)民的生活消費對經(jīng)濟增長的影響顯著。農(nóng)民的生活消費與經(jīng)濟增長之間只有單向因果關(guān)系，并不存在互為因果的反饋性聯(lián)系。

3 結(jié)論與政策建議

(1)1978～2008年間臨沂市農(nóng)村居民生產(chǎn)消費與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。這符合經(jīng)濟理論，眾所周知，農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟的基礎(chǔ)，使農(nóng)業(yè)為國民經(jīng)濟其他部門的發(fā)展提供了食品、原料、勞動力等生產(chǎn)要素，因此農(nóng)村居民作為整個國家經(jīng)濟體的成員，其生產(chǎn)經(jīng)營活動與整個經(jīng)濟的增長之間必然存在一種長期均衡的協(xié)整關(guān)系。若不存在協(xié)整關(guān)系，整個經(jīng)濟的增長就失去了基礎(chǔ)，其他行業(yè)的發(fā)展將是無米之炊，這是不可能的。這說明農(nóng)民的生產(chǎn)消費是制約經(jīng)濟增長的重要因素，二者之間存在長期共同增長的協(xié)整關(guān)系，若要實現(xiàn)整個經(jīng)濟體的經(jīng)濟增長，必須考慮提高農(nóng)村居民的生產(chǎn)消費，只有農(nóng)民生產(chǎn)消費的增長才能帶動和維持經(jīng)濟體的持續(xù)增長。

(2)1978～2008年間臨沂市農(nóng)民的生活消費與經(jīng)濟增長之間不存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。從經(jīng)濟理論上來講，生產(chǎn)者生產(chǎn)出來的產(chǎn)品和服務(wù)最終都將用于消費，生產(chǎn)與消費必須均衡，整個經(jīng)濟才能協(xié)調(diào)發(fā)展。作為社會成員之一，農(nóng)村居民的消費與整個經(jīng)濟體的增長之間也應(yīng)存在一種長期均衡的協(xié)整關(guān)系，否則，整個經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展就會受到影響。這一研究結(jié)論與我國當(dāng)前的經(jīng)濟社會發(fā)展現(xiàn)實相吻合，可能是由于醫(yī)療、子女上學(xué)等方面的預(yù)期支出過高，農(nóng)民過于壓制當(dāng)前的生活消費，使得農(nóng)民的生活消費與經(jīng)濟增長之間難以形成長期均衡的穩(wěn)定關(guān)系。就臨沂的研究來看，由于臨沂市以農(nóng)業(yè)大市，要使農(nóng)民的生活消費與經(jīng)濟增長之間達(dá)到一種長期均衡，恐怕政府一方面在刺激農(nóng)民消費的力度應(yīng)該更大一些，才會有效，另一方面需要對那些消費支出較高的方面，采取一些有針對性的措施，比如建立農(nóng)村居民養(yǎng)老醫(yī)療保險，增加農(nóng)村教育投資等降低農(nóng)民的未來預(yù)期支出，使農(nóng)民當(dāng)前敢于消費。

(3)Granger因果關(guān)系檢驗表明1978～2008年間臨沂市的經(jīng)濟增長對農(nóng)民的生產(chǎn)、生活消費的影響不明顯，但農(nóng)民的生產(chǎn)、生活消費對經(jīng)濟增長的影響顯著。農(nóng)民的生產(chǎn)、生活消費與經(jīng)濟增長之間只有單向因果關(guān)系，并不存在互為因果的反饋性聯(lián)系。這說明臨沂市農(nóng)村居民的生產(chǎn)、生活消費的增長可以帶動經(jīng)濟的快速增長，但經(jīng)濟增長對促進農(nóng)民的生產(chǎn)、生活消費增長的作用較弱。這一研究結(jié)論為當(dāng)前我國政府采取的一系列刺激農(nóng)民生活消費的政策措施進一步提供了理論依據(jù)；但是應(yīng)當(dāng)看到，農(nóng)民的生產(chǎn)消費對臨沂市經(jīng)濟增長的影響也是顯著的，從促進經(jīng)濟全面增長的角度看，除了采取一些促進農(nóng)民生活消費的政策措施之外，還應(yīng)該有一些采取一些促使農(nóng)民增加生產(chǎn)消費的措施，比如，增加農(nóng)業(yè)基本建設(shè)投資、優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品品種開發(fā)投資，等等。

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