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    宣城市農(nóng)民收入對消費(fèi)支出的影響

    2020-07-14 20:15:21吳海琴
    全國流通經(jīng)濟(jì) 2020年12期
    關(guān)鍵詞:誤差修正模型協(xié)整分析農(nóng)民

    摘要:本文選取2002年~2019年的年度數(shù)據(jù),運(yùn)用協(xié)整分析和誤差修正模型,實(shí)證分析宣城市農(nóng)民收入對消費(fèi)支出的影響。結(jié)果顯示,宣城市農(nóng)民人均可支配收入與宣城市農(nóng)民人均消費(fèi)支出存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,農(nóng)民人均可支配收入上升1個百分點(diǎn),農(nóng)民人均消費(fèi)支出上升1.2137的百分點(diǎn)。當(dāng)短期波動偏離長期均衡時,誤差修正項(xiàng)將以0.7750的力度做反向調(diào)整,將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。大力發(fā)展農(nóng)村生產(chǎn),加快推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè),加大農(nóng)民的非農(nóng)生產(chǎn)技能培訓(xùn),健全農(nóng)村社會保障制度,可以穩(wěn)步提升農(nóng)民消費(fèi)水平。

    關(guān)鍵詞:消費(fèi)支出;人均可支配收入;農(nóng)民;協(xié)整分析;誤差修正模型

    一、引言

    關(guān)于農(nóng)民收入對農(nóng)民消費(fèi)支出的影響,孫文凱等(2008)認(rèn)為,遲緩增長的收入以及慢慢擴(kuò)大的差距是約束農(nóng)民消費(fèi)增長的主要因素;汪旭輝等(2009)的計量分析指出,我國農(nóng)民消費(fèi)的欲望比較強(qiáng)烈,然而收入的低下卻限制了其消費(fèi)能力;陶醉等(2016)的實(shí)證研究表明,不同渠道來源的收入均正向地影響農(nóng)民消費(fèi)支出;張或澤等(2018)指出,收入是決定農(nóng)民消費(fèi)支出的最關(guān)鍵的原因;王艷等(2018)探討了收入結(jié)構(gòu)對農(nóng)民消費(fèi)支出的影響,結(jié)果說明,非農(nóng)收入比例的提高有助于促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級。

    現(xiàn)有的眾多文獻(xiàn)表明,學(xué)者們的研究大多基于全國層面的數(shù)據(jù),且研究的結(jié)果均證明農(nóng)民的消費(fèi)水平主要受其收入的影響。由于不同地區(qū)農(nóng)民收入的差距較大,因而農(nóng)民消費(fèi)支出水平亦有所不同。近年來,宣城市正在全力推進(jìn)社會主義現(xiàn)代化建設(shè),提高農(nóng)民收入,改善農(nóng)民的消費(fèi)水平至關(guān)重要。鑒于此,本文選擇安徽省宣城市作為研究對象,以Eviews9.0軟件為研究工具,選取2002年~2019年共計18年的年度數(shù)據(jù),運(yùn)用經(jīng)濟(jì)計量方法實(shí)證檢驗(yàn)宣城市農(nóng)民收入對宣城市農(nóng)民消費(fèi)支出的影響,為多渠道增加農(nóng)民收入,進(jìn)而提升農(nóng)民消費(fèi)水平貢獻(xiàn)綿薄之力。

    二、實(shí)證分析

    1.指標(biāo)與數(shù)據(jù)說明

    宣城市農(nóng)民收入指標(biāo),采用農(nóng)民人均可支配收入表示,記為PDIF。宣城市農(nóng)民消費(fèi)支出指標(biāo),采用農(nóng)民人均消費(fèi)支出表示,記為RPCE。為了減低樣本數(shù)據(jù)的波動,防止產(chǎn)生異方差,對RPCE與PDIF分別取對數(shù),相應(yīng)地,分別記為LNRPCE與LNPDIF。

    采用年度數(shù)據(jù),時間跨度為2002年~2019年,其中,2002年的RPCE和PDIF的數(shù)值根據(jù)2003年數(shù)據(jù)計算得到,2003年~2019年的RPCE和PDIF的數(shù)值來自《宣城統(tǒng)計年鑒》。

    2.繪制LNRPCE與LNPDIF的序列折線圖與散點(diǎn)圖

    打開EVIEWS9.0軟件,輸入2002年~2019年宣城市農(nóng)民人均可支配收入PDIF與宣城市農(nóng)民人均消費(fèi)支出RPCE的數(shù)據(jù),利用命令LGRPCE=LOG(RPCE)以及LGPDIF=LOG(PDIF),生成對數(shù)序列LNRPCE與LNPDIF。選中LNRPCE與LNPDIF,以“as group”的方式打開序列LNRPCE與LNPDIF,在打開的一組數(shù)據(jù)LNRPCE與LNPDIF的窗口下,選擇“view”,然后選擇“graph”,再分別選擇“l(fā)ine and symbol”與“scatter”,順次繪制LNRPCE與LNPDIF的序列折線圖與散點(diǎn)圖。

    圖1為變量LNRPCE與LNPDIF的折線圖,圖2為變量LNRPCE與LNPDIF的散點(diǎn)圖。圖1顯示,隨著時間的逐步推移,LNRPCE與LNPDIF的增長趨勢都是十分的明顯,而且LNRPCE曲線與LNPDIF曲線都顯然地帶有截距項(xiàng)。圖2表明,變量LNRPCE與LNPDIF之間有著非常明顯的線性相關(guān)關(guān)系。

    3.變量的單位根檢驗(yàn)

    圖1說明,序列LNRPCE與LNPDIF都有隨時間的演變而逐漸上升的趨勢,表明LNRPCE與LNPDIF的均值都有所變化,所以都是非平穩(wěn)序列,為了防止“偽回歸”,本文對樣本時間序列采用當(dāng)前使用的最為廣泛的ADF檢驗(yàn)法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因?yàn)長NRPCE與LNPDIF皆表現(xiàn)出明顯的增長趨勢且?guī)в薪鼐?,其ADF單位根檢驗(yàn)形式亦采用“trend and intercept”,打開LNRPCE序列,在LNRPCE序列的窗口下,先選取“view”,之后選取“unit root test”,再同時選取“l(fā)evel”和“trend and intercept”,最后點(diǎn)擊右下方兩個按鈕之一的“OK”,滯后期由軟件自動決定,如此再檢驗(yàn)序列LNPDIF。EVIEWS輸出的變量LNRPCE與LNPDIF的ADF檢驗(yàn)值分別是-2.542163、-0.300770,都大于10%臨界值-3.297799,所以LNRPCE與LNPDIF都不平穩(wěn)。

    用ΔLNPDIF與ΔLNRPCE分別表示變量LNPDIF與LNRPCE的一階差分,打開LNPDIF序列,先選取“view”,然后選取“unit root test”,再同時選取“1st difference”和“trend and intercept”,滯后期也是由軟件自動決定,最后點(diǎn)擊右下方兩個按鈕中左邊的“OK”,即完成了對ΔLNRPCE序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。ΔLNPDIF與ΔLNRPCE的ADF檢驗(yàn)值分別為-4.000424與-5.376529,都小于5%臨界值-3.733200,所以變量ΔLNPDIF與ΔLNRPCE都是平穩(wěn)序列。因此,變量LNPDIF與LNRPCE都是一階單整序列,符合協(xié)整分析的條件。

    4.協(xié)整檢驗(yàn)

    Engle與Granger(1987)指出,在只有兩個變量的情況下,E-G兩步法適用于同階單整。本文考察宣城市農(nóng)民人均可支配收入LNPDIF對宣城市農(nóng)民人均消費(fèi)支出LNRPCE的影響,散點(diǎn)圖揭示LNRPCE與LNPDIF具有十分明顯的線性關(guān)系,且變量LNPDIF與LNRPCE皆是一階單整,可以選用E-G兩步法對LNRPCE與LNPDIF進(jìn)行協(xié)整分析。

    第一步,先后而且同時選中LNRPCE與LNPDIF,點(diǎn)擊鼠標(biāo)右鍵選取“as equation”,窗口中出現(xiàn)“LNRPCE LNPDIF C”,不改變默認(rèn)的最小二乘法,點(diǎn)擊最下方左側(cè)的“確定”,估計回歸方程如下:

    顯然,回歸方程(1)的擬合程度很好;F值也很大,回歸方程(1)通過整體性檢驗(yàn)。

    第二步,在回歸方程(1)的界面下,選取“quick”,下拉菜單中選取“

    generate series...”,在“enter equation”一欄下鍵入“e1=resid”,殘差項(xiàng)e1如此生成。序列LNRPCE與LNPDIF存在協(xié)整關(guān)系的前提條件是殘差項(xiàng)e1的水平序列平穩(wěn),由于e1是回歸方程(1)的殘差,它的總和為零,所以在單位根檢驗(yàn)形式上不應(yīng)包含截距項(xiàng),也不應(yīng)帶有時間趨勢項(xiàng),因而選擇“none”,AIC與SIC最小原則選擇最佳滯后期為0,e1的ADF檢驗(yàn)值-3.290060,臨界值-2.708094,伴隨概率0.0026。所以e1在1%的顯著性水平下平穩(wěn),表明LNPDIF與LNRPCE之間具有長期均衡的協(xié)整關(guān)系,且LNPDIF與LNRPCE之間呈現(xiàn)出正向關(guān)系,即宣城市農(nóng)民人均可支配收入LNPDIF越大,宣城市農(nóng)民人均消費(fèi)支出LNRPCE越高,當(dāng)宣城市農(nóng)民人均可支配收入LNPDIF增長1%,宣城市農(nóng)民人均消費(fèi)支出LNRPCE上升1.213742%。

    5.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

    變量LNRPCE與LNPDIF具有協(xié)整關(guān)系,那么它們之間是否具有因果關(guān)系呢?為了進(jìn)一步分析宣城市農(nóng)民人均可支配收入LNPDIF對宣城市農(nóng)民人均消費(fèi)支出LNRPCE的影響,執(zhí)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

    依然先后并同時選中LNRPCE與LNPDIF,在打開的一組數(shù)據(jù)LNRPCE與LNPDIF的窗口下,先選擇“view”,然后選擇“Granger causality”,選取最佳滯后期,原假設(shè)“LNPDIF does not Granger Cause LNRPCE”的概率為0.0498,小于5%,因此拒絕原假設(shè)是以判定:在5%的顯著性水平下,LNPDIF是LNRPCE 的格蘭杰原因。同理,也能判定LNRPCE 是LNPDIF的格蘭杰原因。所以,LNRPCE 與LNPDIF互為格蘭杰原因。

    6.誤差修正模型

    長期來看,宣城市農(nóng)民人均可支配收入LNPDIF與宣城市農(nóng)民人均消費(fèi)支出LNRPCE之間具有均衡關(guān)系。但是,短期內(nèi)LNPDIF與LNRPCE之間的關(guān)系也許會失衡,本文將e1看作均衡誤差,使用EVIEWS9.0軟件,多次實(shí)驗(yàn),嘗試建立LNRPCE與LNPDIF的誤差修正模型,選擇“quick”,然后選擇“estimate equation”,默認(rèn)界面下輸入“d(lnrpce)d(lnpdif)e1(-1)c”,最后點(diǎn)擊底部左側(cè)的“確定”,模型的估計結(jié)果為:

    由方程(2)可以看出,短期內(nèi)宣城市農(nóng)民人均可支配收入LNPDIF的波動,將會引起宣城市農(nóng)民人均消費(fèi)支出LNRPCE的同方向變化,如果宣城市農(nóng)民人均可支配收入LNPDIF波動1%,將引起宣城市農(nóng)民人均消費(fèi)支出LNRPCE波動1.2537%。

    方程(2)表達(dá)的經(jīng)濟(jì)含義是:人均消費(fèi)支出的變化率不但受到人均可支配收入的變化率的影響,并且受到上一期的消費(fèi)支出對均衡水平的偏離的影響,上一期偏離的越多,誤差修正項(xiàng)系數(shù)-0.775028對本期的反向調(diào)整則越多,系統(tǒng)具備誤差修正機(jī)制。

    三、結(jié)論與建議

    序列圖與單位根檢驗(yàn)均說明,在樣本區(qū)間內(nèi)的2002~2019年,宣城市農(nóng)民人均可支配收入LNPDIF與宣城市農(nóng)民人均消費(fèi)支出LNRPCE都是非平穩(wěn)的,短期內(nèi)呈現(xiàn)非一致性。協(xié)整分析顯示,LNPDIF與LNRPCE存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,宣城市農(nóng)民人均可支配收入LNPDIF增長1%,宣城市農(nóng)民人均消費(fèi)支出LNRPCE上升1.213742%。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)說明,滯后1期,LNRPCE與LNPDIF互為格蘭杰因果關(guān)系。誤差修正模型表明,宣城市農(nóng)民人均可支配收入LNPDIF增長1%,將引起宣城市農(nóng)民人均消費(fèi)支出LNRPCE增長1.253728%,當(dāng)短期變化偏離長期均衡,誤差修正機(jī)制以0.775028的較大力度作出反向修正,使得非均衡狀態(tài)返回均衡狀態(tài)。

    由此可見,提升農(nóng)民消費(fèi)水平,主要的途徑是提高農(nóng)民收入。首先,大力發(fā)展農(nóng)村生產(chǎn)。擴(kuò)大農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資,扶助農(nóng)村龍頭企業(yè),推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化經(jīng)營,培育地方特色農(nóng)業(yè),提高農(nóng)村生產(chǎn)效率。其次,加快新型城鎮(zhèn)化建設(shè),積極開展區(qū)域特色城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì),努力增加非農(nóng)就業(yè)崗位,轉(zhuǎn)移農(nóng)村富余勞動力,提升農(nóng)民勞動收入。再次,加大農(nóng)民的非農(nóng)生產(chǎn)知識培訓(xùn),增強(qiáng)農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)能力,擴(kuò)展農(nóng)民非農(nóng)收入渠道,改善農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)。最后,健全農(nóng)村社會保障制度,提高農(nóng)村合作醫(yī)療保險的政府補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn),構(gòu)建完善的農(nóng)村養(yǎng)老體系,增加對農(nóng)村低收入群體的轉(zhuǎn)移支付,可以提升農(nóng)民的消費(fèi)預(yù)期。

    參考文獻(xiàn):

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    [3]陶醉,易發(fā)云.不同來源收入對農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響分析[J].統(tǒng)計與決策,2016,(7):112~113.

    [4]張彧澤,趙新泉.收入不確定性對農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響分析[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究,2018,(16):40~44.

    [5]王艷,郝叢卉,盧虹好.收入結(jié)構(gòu)、財政支出影響農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的實(shí)證分析[J].西安理工大學(xué)學(xué)報,2018,34(3):364~370.

    [6]杜江,李恒,賈文.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)及其應(yīng)用[M].北京:機(jī)械工業(yè)出版社,2016.

    [7]王軍虎,劉苗.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)綜合實(shí)驗(yàn)[M].北京:機(jī)械工業(yè)出版社,2016.

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    [9]張鳳云,鮑步云,朱曉俊.安徽省農(nóng)村居民收入與消費(fèi)結(jié)構(gòu)的灰色關(guān)聯(lián)分析:基于不同來源視角[J].宿州學(xué)院學(xué)報,2018,(8):14~19.

    作者簡介:

    吳海琴,宣城職業(yè)技術(shù)學(xué)院教育與管理學(xué)院講師。

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