中國農(nóng)村居民消費影響因素分析

張志茹 張可心 郝梓旭

（長春中醫(yī)藥大學(xué)健康管理學(xué)院，吉林 長春 130117）

一、引言

我國實施出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略受到來自內(nèi)外部的種種壓力，而出口貿(mào)易本身的不穩(wěn)定性也催促著我們盡可能地將經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重心向國內(nèi)傾斜，依靠國內(nèi)需求特別是國內(nèi)消費需求的不斷擴(kuò)大來拉動經(jīng)濟(jì)增長，是實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要手段[1]。我國消費市場的形勢并不樂觀，農(nóng)村居民消費水平整體普遍偏低，農(nóng)村居民是我國最大的消費群體，如何提高農(nóng)村居民的消費水平具有十分重大的意義。本文基于影響農(nóng)村居民消費水平的兩大因素：收入[2]、國內(nèi)生產(chǎn)總值，通過單位根檢驗、協(xié)整分析、格蘭杰檢驗等計量方法對農(nóng)村居民收入、國內(nèi)生產(chǎn)總值對農(nóng)村居民消費支出的影響進(jìn)行分析。

二、模型和數(shù)據(jù)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取的全國1978-2017年的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、農(nóng)村居民家庭人均消費支出（NC）和農(nóng)村居民家庭人均純收入（NI）的時間序列數(shù)據(jù)及相關(guān)數(shù)據(jù)來自1978-2017年共四十年的《中國統(tǒng)計年鑒》，并做相關(guān)處理。為消除異方差，又不改變序列原本的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)系，本文對獲取的國內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民家庭人均消費支出和農(nóng)村居民家庭人均純收入相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)進(jìn)行了取對數(shù)處理。記作LNGDP，LNNC，LNNI。

（二）模型構(gòu)建

向量自回歸模型（VAR模型）由Christopher Sims在1980年提出，也叫作VAR模型，它擴(kuò)充了只能使用一個變量的自回歸模型，是同時分析和預(yù)測多個相關(guān)變量的比較容易的方法，因此經(jīng)常使用在多變量時間序列模型的分析上。VAR模型把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。VAR（p）模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

其中：c是n×1常數(shù)向量，Ai是n×n矩陣。et是n×1誤差向量，最優(yōu)滯后階的選取一般由赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨（SC）準(zhǔn)則確定，樣本個數(shù)為t，k×k維矩陣A1，…，Ap和c是要被估計的系數(shù)矩陣，et是k維擾動向量，它們相互之間可以同期相關(guān)，但不與自己的滯后值相關(guān)，也不與等式右邊的變量相關(guān)，假設(shè)∑是et的協(xié)方差矩陣，是一個（k×k）的正定矩陣。

（三）研究方法

本文運用ADF法對國內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）和農(nóng)村居民家庭人均消費支出（LNNC）進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，不平穩(wěn)則通過差分處理，直到使完成處理的變量存在同階單整時表明序列通過單位根檢驗；為了考察國內(nèi)生產(chǎn)總值與農(nóng)村居民家庭人均消費支出是否存在長期均衡關(guān)系，農(nóng)村居民家庭人均純收入與農(nóng)村居民家庭人均消費支出是否存在長期均衡關(guān)系，本文選用EG兩步法的協(xié)整檢驗以及誤差修正模型驗證國內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民家庭人均純收入與農(nóng)村居民家庭人均消費支出之間的短期波動和長期關(guān)系均衡關(guān)系；采取了格蘭杰檢驗法深層次的探討二者內(nèi)部確切的因果方向。

三、結(jié)果

（一）國內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民家庭人均純收入與農(nóng)村居民家庭人均消費支出的基本狀況

從1978-2017年的國內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民家庭人均純收入與農(nóng)村居民家庭人均消費支出時間序列趨勢可以明顯看到，農(nóng)村居民家庭人均消費支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民家庭人均純收入均呈現(xiàn)平穩(wěn)上升趨勢，且變化趨勢大致相同，可以猜測近四十年來農(nóng)村居民家庭人均消費支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民家庭人均純收入之間存在一定經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)。

（二）實證結(jié)果分析

1.變量序列平穩(wěn)性檢驗

本文所用數(shù)據(jù)為時間序列，為此我們需要驗證國內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）、農(nóng)村居民家庭人均消費支出（LNNC）序列平穩(wěn)而進(jìn)行單位根檢驗，防止出現(xiàn)“偽回歸”。我們選用了最廣泛使用的Augument Dickey-Fuller test，也就是ADF檢驗對時間變量進(jìn)行單位根的檢驗，此方法彌補(bǔ)了DF檢驗法的不足[3]。運行軟件Eviews9.0對變量國內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）、農(nóng)村居民家庭人均消費支出（LNNC）時間序列進(jìn)行單位根的平穩(wěn)檢驗，在未達(dá)到協(xié)整分析所要求的標(biāo)準(zhǔn)之前我們可以對變量進(jìn)行差分處理，國內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）、農(nóng)村居民家庭人均消費支出（LNNC）的ADF值在各顯著水平下存在單位根，需要對變量進(jìn)行差分處理，一次差分后ΔLNGDP、ΔLNNI、ΔLNNC的ADF值分別在5%、10%、5%的顯著水平下通過了驗證，此時，國內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）、農(nóng)村居民家庭人均消費支出（LNNC）為一階單整，滿足了協(xié)整分析的首要條件之后，下一步我們可以進(jìn)行協(xié)整檢驗，分析國內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）、農(nóng)村居民家庭人均消費支出（LNNC）是否存在長期均衡關(guān)系。

2.協(xié)整分析

本文得到國內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）、農(nóng)村居民家庭人均消費支出（LNNC）為一階單整，這時可以實施協(xié)整，運用Eviews9.0的計算結(jié)果，并得出了如下估計方程模型：

根據(jù)估計方程（2）（3），可得到回歸殘差et1、et2。而協(xié)整分析中有一個重要假設(shè)就是殘差et必須維持平穩(wěn)，判斷平穩(wěn)性我們?nèi)匀徊捎肁DF檢驗法。如果此時殘差et1、et2通過檢驗展現(xiàn)平穩(wěn)就說明農(nóng)村居民家庭人均消費支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值和農(nóng)村居民家庭人均純收入存在著協(xié)整的關(guān)系，運行Eviews9.0得到的結(jié)果如表1所示，殘差et1、et2存在平穩(wěn)，也就證明了國內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民家庭人均純收入與農(nóng)村居民家庭人均消費支出具有協(xié)整關(guān)系。

表1 殘差et的ADF檢驗

從方程（2）可見，國內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）的系數(shù)估計值是0.504，說明國內(nèi)生產(chǎn)總值上漲1%時，可帶動農(nóng)村居民家庭人均消費支出（LNNC）提高0.504%?？梢妵鴥?nèi)生產(chǎn)總值增加對農(nóng)村居民家庭消費支出有積極的拉動作用，同時說明農(nóng)村居民的消費潛力巨大。從方程（3）可見，農(nóng)村居民家庭人均收入（LNNI）的系數(shù)估計值是0.940，說明農(nóng)村居民家庭人均純收入上漲1%時，可帶動農(nóng)村居民消費支出提高0.940%，可家庭收入增加對帶動農(nóng)村居民家庭消費支出有積極作用。

四、結(jié)論

本文對國內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民家庭人均純收入與農(nóng)村居民家庭人均消費支出關(guān)系的研究分析得到：單位根檢驗表明國內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）與農(nóng)村居民家庭人均消費支出（LNNC）存在一階單整的平穩(wěn)關(guān)系；協(xié)整檢驗表明國內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）與農(nóng)村居民家庭人均消費支出（LNNC）短期相關(guān)系數(shù)為0.348；農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）與農(nóng)村居民家庭人均消費支出（LNNC）短期相關(guān)系數(shù)為0.932。誤差修正分析中得出國內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）長期內(nèi)以0.638的速度對二者之間的非均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整；農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）長期內(nèi)以0.863的速度對二者之間的非均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整。由Granger檢驗可知，國內(nèi)生產(chǎn)總值能夠引起農(nóng)村居民家庭人均消費支出的變化，對其發(fā)展有積極影響，農(nóng)村居民家庭人均純收入能夠引起農(nóng)村居民家庭人均消費支出的變化，對其有積極影響。通過以上檢驗分析，得出國內(nèi)生產(chǎn)總值的提高對農(nóng)村居民消費支出有積極作用，但由于一些原因這種積極作用較小，這也說明農(nóng)村居民消費市場潛力巨大；農(nóng)村居民收入與農(nóng)村居民消費支出極大相關(guān)。