農(nóng)村居民消費需求變動對經(jīng)濟增長的拉動作用分析

方 敏

（溫州商學(xué)院，浙江 溫州 325000）

目前，我國的經(jīng)濟增長模式正處于轉(zhuǎn)型階段，經(jīng)濟增長的可持續(xù)性面臨著諸多的挑戰(zhàn)。由于國內(nèi)經(jīng)濟增長依賴著發(fā)達國家的消費，同時國內(nèi)居民消費增長緩慢，出口型經(jīng)濟增長模式嚴重影響了內(nèi)需發(fā)展，勞動密集型經(jīng)濟的高速發(fā)展也使得自然環(huán)境受到了嚴重的破壞。在這種形勢下，怎樣才能正確認知我國農(nóng)村居民的消費現(xiàn)狀，并對農(nóng)村居民消費的風(fēng)險、結(jié)構(gòu)以及總量問題進行深入的剖析，是政府部門實現(xiàn)擴大內(nèi)需保增長、制定消費政策的基礎(chǔ)和前提。要實現(xiàn)我國基于內(nèi)需的開放性經(jīng)濟模式，使我國經(jīng)濟增長的內(nèi)生動力穩(wěn)步提升，這對改善經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、提高消費水平以及保持國家宏觀經(jīng)濟的可持續(xù)增長具有十分重要的意義。本次研究以XX省為例，針對該地區(qū)農(nóng)村消費需求變動對經(jīng)濟增長的拉動作用進行了分析。

1 XX省農(nóng)村居民消費需求現(xiàn)狀

近年來，XX省消費水平不平衡，城鄉(xiāng)居民的收入差距也在逐漸變大。隨著農(nóng)村社會經(jīng)濟的發(fā)展，該省農(nóng)村居民雖然在總體生活水平上得到了提高，但是不同群體間的收入不均衡也愈發(fā)明顯。采用居民消費價格總指數(shù)對該省城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民人均全年生活消費支出進行縮減，并將價格變動因素予以剔除后，得出城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民人均全年生活消費情況，長期以來XX省的城鄉(xiāng)居民生活消費差距較為明顯，并在1995～2016年間持續(xù)擴大。目前，制約XX省居民消費的因素主要為消費負擔(dān)、社會保障水平、高房價、食品安全、食品價格、消費環(huán)境、政策效應(yīng)。消除居民消費需求受到非收入因素的影響，對拉動經(jīng)濟增強消費尤為重要。2016年，XX省城鎮(zhèn)居民人均消費支出比上一年增長了7.6%。在眾多的消費支出中，主要的增長點為居?。?2.5%）、通信交通（8.38%）和食品（8.35%），拉動人均消費分別為1.0、1.6、2.6個百分點，而相對緩慢的為醫(yī)療保健、教育文化娛樂、家庭設(shè)備用品和衣著。XX省農(nóng)村居民人均消費情況，農(nóng)村居民人均生活消費支出具有生存型消費放緩、發(fā)展型消費穩(wěn)定、享受型消費普遍增長等特點。

2 經(jīng)濟增長的拉動作用評估方法

2.1 平穩(wěn)性與協(xié)整檢驗方法

通常經(jīng)濟現(xiàn)象會對時間序列進行分析，分析通常需要比較平穩(wěn)的時間序列資料，否則會導(dǎo)致“偽回歸”現(xiàn)象。因此本次研究提出了一種改進的DF統(tǒng)計方法，與ADF統(tǒng)計變量相結(jié)合，驗證模型如公式（1）所示：

公式（1）中，t表示時間趨勢項；β與γ表示系數(shù)；ε表示偏差項。該驗證方法的原假設(shè)為H1∶γ=0，其對立的假設(shè)為H0∶γ＜0。由于原始樣本無法抗拒原假設(shè)，平穩(wěn)序列和變量之間應(yīng)進行適當(dāng)?shù)霓D(zhuǎn)換，為VAR模型的創(chuàng)建提供依據(jù)。

通常變量協(xié)整檢驗方法包括了極大似然法與EG兩步法，其中，在2個變量間進行檢驗時，通常應(yīng)用EG兩步法；若在2個以上的變量間進行檢驗時，應(yīng)用極大似然法與VAR模型相結(jié)合，能夠更好地發(fā)揮其作用，更好地對變量間協(xié)整關(guān)系進行預(yù)估。若存在yt為k×1的I（1）矢量序列，那么VAR模型在yt滯后的p階段，如公式（2）所示：

公式（2）的差分表達式如公式（3）所示：

2.2 脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解

VAR模型的特征主要為滯后期與內(nèi)變量當(dāng)期的隨機沖擊項，然后隨機沖擊并不具備序列，若只存在當(dāng)期特征，可由正交計算剔除變量，選取下三角矩陣代入，如公式（4）所示：

設(shè)Di=AiC，Ut-i=C-1εt-i，代入公式（4），結(jié)果如公式（5）所示：

由公式（5）可知，脈沖響應(yīng)函數(shù)是一個整體概括了滯后期和變量當(dāng)期隨機沖向組合的函數(shù)，能夠隨機對內(nèi)生變量與標(biāo)準差之間的平穩(wěn)程度進行擾動，還可以較好地反映出變量之間的交互作用。方差分解也是評價VAR模型優(yōu)劣的一種方法，主要是通過衡量相對方差貢獻率（RVC）來進行評價，并且VAR方差分解可以給出隨機信息的相對重要信息。相對方差貢獻率計算見公式（6）：

3 模型構(gòu)建與實證分析

本次研究將XX省的經(jīng)濟增長指標(biāo)選取為農(nóng)村人均生產(chǎn)總值（GDP），農(nóng)村居民消費的指標(biāo)選取為農(nóng)村人均生活消費支出（C）。對該省農(nóng)村居民人均全年消費RC和人均GDP采用對數(shù)化處理。最終確定了本次研究的變量為LRC（元）和LGDP（元/人），并選取該省1995～2016年的年度數(shù)據(jù)。變量穩(wěn)定性檢驗結(jié)果表明，LRC與LGDP的ADF檢驗值均高于顯著性水平10%臨界值，仍然存在單位根零假設(shè)的可能性，因此LRC與LGDP為非平穩(wěn)時間序列。一階差分序列D（LRC）和D（LGDP）的ADF檢驗值均小于顯著性水平5%臨界值，不存在單位根零假設(shè)的可能性，均為平穩(wěn)時間序列。所以LRC與LGDP均是一階單整變量，那么LGDPt～I（1），LRCt～I（1）。

一階單整序列LRC與LGDP在都滿足協(xié)整檢驗的前提下，檢驗2個變量的協(xié)整關(guān)系，并評估經(jīng)濟增長與消費間的短期動態(tài)與長期均衡關(guān)系。農(nóng)村居民人均消費與GDP的一階差分時間序列圖，農(nóng)村居民人均消費與GDP具有相似的變化特征，反映出2個變量存在協(xié)整關(guān)系的可能性較大。將解釋變量設(shè)為LRC，被解釋變量設(shè)為LGDP，應(yīng)用OLS進行最小二乘法估算，同時應(yīng)用ADF單位根檢驗殘差，對變量間的協(xié)整關(guān)系進行檢驗。如果變量間存在協(xié)整關(guān)系，那么OLS估算的殘差序列應(yīng)該是平穩(wěn)的，如公式（7）所示：

由表1可以看出，全部評價統(tǒng)計量均反映出的最小滯后階數(shù)為一階滯后，因此可以創(chuàng)建VAR（1）模型，并檢驗該模型的穩(wěn)定性，以使脈沖響應(yīng)函數(shù)的收斂性得到保證。VAR模型穩(wěn)定性檢驗結(jié)果可以反映出VAR模型AR根均在單位圓內(nèi)，值均＜1，該系統(tǒng)處于平穩(wěn)狀態(tài)，表明模型具有穩(wěn)定性。

表1 VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)的選取

應(yīng)用脈沖響應(yīng)函數(shù)對誤差項進行分析，以得到內(nèi)生變量和標(biāo)準差之間的相互影響關(guān)系。同時需要通過經(jīng)濟理論將變量進行排序，由于消費與GDP間會相互影響，排序困難度較大。應(yīng)用廣義脈沖響應(yīng)分析法，以防止排序不當(dāng)造成模型運算結(jié)果的偏差。

經(jīng)濟增長受到消費、消費受到經(jīng)濟增長沖擊影響的響應(yīng)函數(shù)，如圖1所示。將正標(biāo)準差新息沖擊賦予農(nóng)村居民消費后，起初GDP會產(chǎn)生一定的正面影響，并在當(dāng)期達到最高值0.01216，但是隨后的第2期降為0，在第3期以后變?yōu)槌掷m(xù)的負面影響，且波動較小。這反映出XX省農(nóng)村居民消費支出不能匹配經(jīng)濟增長的速度，這也與XX省目前經(jīng)濟發(fā)展的實際情況相一致，這也是由于現(xiàn)階段地方政策和經(jīng)濟等各方面原因所導(dǎo)致的。

圖1 2個變量之間沖擊影響的響應(yīng)函數(shù)

將正標(biāo)準差新息沖擊賦予GDP后，起初居民消費持續(xù)增加，在第15期時達到最高值0.04571，隨后逐漸變?nèi)?，?0期時降至0.03415。在這個樣本區(qū)間內(nèi)，居民消費指標(biāo)始終為正，反映出XX省經(jīng)濟增長受到?jīng)_擊時，農(nóng)村居民消費會受到相同的影響，對消費支出產(chǎn)生了積極的拉動作用，并且具有較強的持續(xù)性，體現(xiàn)出XX省經(jīng)濟增長對農(nóng)村居民消費具有顯著的拉動作用。

本次研究還應(yīng)用了方差分解法對內(nèi)生變量的沖擊貢獻度進行了分析，并評價了各個內(nèi)生變量沖擊的重要性。2個變量之間的相互沖擊影響的貢獻率，如圖2所示。

由圖2（a）可知，XX省經(jīng)濟增長預(yù)測誤差受到農(nóng)村居民消費的貢獻率是持續(xù)上升的，并且能夠在今后的20年內(nèi)達到穩(wěn)定。由圖2（b）可知，XX省在第5年時，農(nóng)村居民消費受到經(jīng)濟增長的貢獻率變化最大，并且能夠在第14年時達到最大為57.09%，之后會出現(xiàn)一定程度的下降，但還是可以保持在50%左右，體現(xiàn)了XX省農(nóng)村居民消費在短期內(nèi)對經(jīng)濟增長的推動作用不明顯。

圖2 2個變量之間的相互沖擊影響的貢獻率

4 結(jié)論及建議

本次研究采用向量自回歸（VAR）模型對樣本數(shù)據(jù)進行實證分析。研究結(jié)果表明，XX省農(nóng)村居民的2個時間序列均呈現(xiàn)出一個長期穩(wěn)定且持續(xù)上升的趨勢；農(nóng)村經(jīng)濟增長和居民消費間存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系；農(nóng)村居民消費需求變動并不是拉動GDP增長的主要原因，農(nóng)村居民消費增長并未對GDP的增長產(chǎn)生明顯的推動作用；農(nóng)村居民消費支出不能匹配得上經(jīng)濟增長的速度。本研究提出幾點建議：穩(wěn)定物價，把控好通貨膨脹；調(diào)整收入分配力度；完善社會保障體系和扶貧標(biāo)準；完善勞動力就業(yè)服務(wù)體系；發(fā)展消費信貸市場；堅持農(nóng)業(yè)特色產(chǎn)業(yè)。同時，政府應(yīng)該轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，創(chuàng)建出切實有效的農(nóng)村居民消費新模式，有重點、有區(qū)別地進行市場調(diào)整，將資金投入到消費領(lǐng)域，使地方經(jīng)濟得到發(fā)展。