河南省農(nóng)村居民生活消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整分析

王 慧

(河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 工商管理學(xué)院，河南 鄭州 450002)

隨著中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，占總?cè)丝?0%的農(nóng)村居民的購(gòu)買力正逐步增長(zhǎng)，其消費(fèi)潛力必將被激發(fā)出來(lái)，成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中最可靠、最持久的動(dòng)力源泉.因此，定量地分析農(nóng)村居民生活消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，是開拓農(nóng)村居民消費(fèi)市場(chǎng)、應(yīng)對(duì)世界經(jīng)濟(jì)危機(jī)、拉動(dòng)內(nèi)需、保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長(zhǎng)的關(guān)鍵.本文運(yùn)用協(xié)整分析方法，以1985～2008年河南省的數(shù)據(jù)為例，研究了河南省農(nóng)村居民的生活消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系.

1 協(xié)整分析模型的建立

協(xié)整理論是20世紀(jì)80年代末以來(lái)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法的重大突破，其基本思想是如果兩個(gè)或兩個(gè)以上的時(shí)間序列變量是非平穩(wěn)的,但它們的某種線性組合卻有可能是平穩(wěn)序列,則這些變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系.協(xié)整分析涉及的是一組變量,它們各自都是不平穩(wěn)的,但它們一起漂移，這種變量的共同漂移使得這些變量之間存在長(zhǎng)期的線性關(guān)系,因而人們能夠研究經(jīng)濟(jì)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系.協(xié)整的意義就在于，它揭示了一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,使協(xié)整的經(jīng)濟(jì)變量之間不能相互分離太遠(yuǎn),一次沖擊只能使它們?cè)诙虝r(shí)間內(nèi)偏離均衡位置,在長(zhǎng)期中會(huì)自動(dòng)回復(fù)到均衡位置.協(xié)整分析的經(jīng)濟(jì)意義在于,對(duì)于兩個(gè)具有各自長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律的變量,如果它們之間是協(xié)整的,則可以通過(guò)其他變量的變化來(lái)影響另一變量水平值的變化.若變量間沒(méi)有協(xié)整關(guān)系,則不存在通過(guò)其他變量來(lái)影響另一變量的基礎(chǔ).而基于協(xié)整理論為在兩個(gè)或多個(gè)非平穩(wěn)變量間尋找均衡關(guān)系的誤差修正模型,把長(zhǎng)期均衡關(guān)系引入動(dòng)態(tài)方程,用長(zhǎng)期均衡誤差作為短期波動(dòng)的修正項(xiàng),這種設(shè)定對(duì)許多經(jīng)濟(jì)模型來(lái)說(shuō)是非常合適的[1].

1.1 單位根檢驗(yàn)

檢驗(yàn)變量是否為穩(wěn)定的過(guò)程稱為單位根檢驗(yàn).本文使用ADF法檢驗(yàn)變量的穩(wěn)定性,即進(jìn)行如下回歸:

(1)

其中，β0為常數(shù)項(xiàng)，t為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，m為滯后階數(shù).

做假設(shè)檢驗(yàn)，H0∶β2=0，H1∶β2<0.如果接受假設(shè)H0,而拒絕H1,則說(shuō)明序列yt存在單位根,因而是非穩(wěn)定的；否則，說(shuō)明序列yt不存在單位根,即是穩(wěn)定的.方程(1)中加入m個(gè)滯后項(xiàng)是為了使殘差項(xiàng)為白噪聲(均值為0，方差不變)序列.對(duì)于非穩(wěn)定變量,還需檢驗(yàn)其一階差分(或增長(zhǎng)率)的穩(wěn)定性，如果變量的一階差分是穩(wěn)定的,則稱此變量是I(1)的，所有變量都一階差分穩(wěn)定是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的必要條件.

1.2 協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用Johnhansen極大似然法進(jìn)行變量間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn).Johnhansen極大似然法能判定協(xié)整方程的個(gè)數(shù),該數(shù)被稱為協(xié)整秩.協(xié)整似然比檢驗(yàn)假設(shè)為[2]

H0：至多有r個(gè)協(xié)整關(guān)系，H1：有m個(gè)協(xié)整關(guān)系(滿物)檢驗(yàn)跡統(tǒng)計(jì)量.

其中,λi是大小排第i的特征值,T是觀測(cè)期總數(shù).這不是一個(gè)獨(dú)立的檢驗(yàn),而是對(duì)應(yīng)于r的不同取值的一系列檢驗(yàn).EViews從檢驗(yàn)不存在任何協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)開始，然后是最多一個(gè)協(xié)整關(guān)系，直到最多m-1個(gè)協(xié)整關(guān)系，共進(jìn)行m次檢驗(yàn)，備擇假設(shè)不變.

Johansen極大似然法檢驗(yàn)的協(xié)整方程也可以包含截距和確定性趨勢(shì)，方程可能會(huì)有以下5種情況：

1.3 誤差修正模型

根據(jù)Granger 定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量，它們之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系.在短期內(nèi),這些變量可以是不均衡的,擾動(dòng)項(xiàng)是均衡誤差,兩變量間的這種短期不均衡關(guān)系的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)可以由誤差修正模型(Error Correction Mode, ECM)來(lái)描述.誤差糾正就是在協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上建立一個(gè)變量之間的短期波動(dòng)模型，其中協(xié)整關(guān)系就作為一種調(diào)整變量，反映了變量在短期波動(dòng)中偏離它們長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度.模型的形式為

△Yt=滯后的(△Yp，△Yt)+λεt-1+vt，

(2)

式中，Yt～I(xiàn)(1)，Xt～I(xiàn)(1)，YpXt～CI(1)，εt=Yt-β0-β1Xt～I(xiàn)(0)，vt為白噪聲；λ為短期調(diào)節(jié)系數(shù).

1.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

如果時(shí)間序列x與時(shí)間序列y之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步檢驗(yàn).Granger Causality因果關(guān)系檢驗(yàn)法的基本思想是[3]:如果X的變化引起Y的變化,則X應(yīng)該有助于預(yù)測(cè)Y,即在Y關(guān)于Y過(guò)去值的回歸中,增加X(jué)的過(guò)去值作為獨(dú)立變量應(yīng)當(dāng)顯著地增加回歸模型的方差解釋能力.檢驗(yàn)X是否為引起Y變化的原因基本過(guò)程如下:

(1)提出原假設(shè)“X不是引起Y變化的原因”.

(2)把Y對(duì)Y的滯后值及X的滯后值進(jìn)行回歸,建立無(wú)限制條件的回歸模型：

(3)

(3)把Y只對(duì)Y的滯后值進(jìn)行回歸,建立有限制條件的回歸模型：

(4)

(4)用回歸模型的殘差平方和計(jì)算F統(tǒng)計(jì)值,檢驗(yàn)回歸系數(shù)b1，b2，…bm是否同時(shí)顯著地不為0.如果是,就拒絕“X不是引起Y變化的原因”的原假設(shè),即X是引起Y變化的原因,說(shuō)明X與Y之間存在著因果關(guān)系.

2 數(shù)據(jù)的選取與處理

農(nóng)村居民的生活消費(fèi)包括食品、衣著、居住、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、交通和通訊、文化教育娛樂(lè)用品及服務(wù)、醫(yī)療保健和其他商品及服務(wù)8個(gè)類別，為了衡量河南省農(nóng)村居民的生活消費(fèi)結(jié)構(gòu)與河南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，本部分將農(nóng)村居民生活消費(fèi)中的食品X1(元)、衣著X2(元)、居住X3(元)、家庭設(shè)備用品及服務(wù)X4(元)、交通和通訊X5(元)、文化教育娛樂(lè)用品及服務(wù)X6(元)、醫(yī)療保健X7(元)和其他商品及服務(wù)X8(元)作為解釋變量，同時(shí)仍然采用人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(人均GDP)來(lái)反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，并將人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值Y(元)作為被解釋變量，樣本區(qū)間為1985～2008年.數(shù)據(jù)來(lái)源于1986～2009年河南省統(tǒng)計(jì)年鑒[4-6]和1991年河南省農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒.考慮到價(jià)格因素對(duì)時(shí)間序列的影響，運(yùn)用居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)(1978=1.000)和農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(1978=1.000)分別對(duì)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值Y和食品X1、衣著X2、居住X3、家庭設(shè)備用品及服務(wù)X4、交通和通訊X5、文化教育娛樂(lè)用品及服務(wù)X6、醫(yī)療保健X7和其他商品及服務(wù)X8進(jìn)行換算，得到實(shí)際值.同樣，對(duì)收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行簡(jiǎn)單處理之后，還要對(duì)其進(jìn)行自然對(duì)數(shù)化處理.

3 實(shí)證分析

3.1 序列的單位根檢驗(yàn)

采用Dickey-Fuller的ADF檢驗(yàn)方法,對(duì)LNPY、LNPX1、LNPX2、LNPX3、LNPX4、LNPX5、LNPX6、LNPX7、LNPX8及它們的一階差分變量△LNPY、△LNPX1、△LNPX2、△LNPX3、△LNPX4、△LNPX5、△LNPX6、△LNPX7、△LNPX8進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表1.

表1 單位根檢驗(yàn)Tab.1 Unit root test

注:①檢驗(yàn)形式中的c和t表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng),k表示滯后階數(shù);
②滯后期k的選擇標(biāo)準(zhǔn)是以AIC和SC值最小為準(zhǔn)則.

由表1可知，LNPX5、LNPX8是平穩(wěn)序列，而雖然時(shí)間序列變量LNPY、LNPX1、LNPX2、LNPX3、LNPX4、LNPX6、LNPX7是非平穩(wěn)的，但它們的一階差分變量△LNPY、△LNPX1、△LNPX2、△LNPX3、△LNPX4、△LNPX6、△LNPX7是平穩(wěn)序列.

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

LNPY、LNPX1、LNPX2、LNPX3、LNPX4、LNPX6和LNPX7均為一階單整，故用OLS方法對(duì)△LNPY、△LNPX1、△LNPC2、△LNPX3、△LNPX4、△LNPX6和△LNPX7進(jìn)行協(xié)整回歸，估計(jì)這些序列的長(zhǎng)期線性均衡關(guān)系.如果回歸殘差是平穩(wěn)的，那么LNPY、LNPX1、LNPX2、LNPX3、LNPX4、LNPX6和LNPX7是協(xié)整的，也就是說(shuō)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和農(nóng)村居民的生活消費(fèi)變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系.

表2 協(xié)整方程計(jì)算過(guò)程Tab.2 Cointegration equation process

由表2可知，回歸方程如下：

Y=0.884 8LNPX1+0.277 1LNPX6+0.409 3LNPX7，

(5)

R2=0.971 2,DW=0.514 7,T=24.

由回歸方程各參數(shù)可知，方程擬合的效果比較好，但是DW值比較低，根據(jù)DW判別規(guī)則，認(rèn)為誤差項(xiàng)存在一階正自相關(guān)，殘差圖見圖1.

圖1 誤差殘差圖 圖2 修正后誤差殘差圖Fig.1 Error of residual plots Fig.2 Modified error of residual plots

GDLNPYt=LNPYt-0.742 7LNPYt-1，GDLNPXt=LNPXt-0.742 7LNPXt-1，

以GDLNPYt、GDLNPXt1986～2008年的數(shù)據(jù)為樣本再次回歸.

表3 修正后協(xié)整方程計(jì)算過(guò)程Tab.3 Modified cointegration equation process

由表3可知，GDLNPX6和GDLNPX7的系數(shù)在5%水平下均顯著，GDLNPX1的系數(shù)在10%水平下顯著，常數(shù)項(xiàng)不顯著，故略去常數(shù)項(xiàng).回歸方程如下：

GDLNPY=0.673GDLNPX1+0.438 1GDLNPX6+0.394GDLNPX7，

(6)

R2=0.857 2,DW=2.052 6,T=23(1986～2008).

回歸方程擬合的效果仍然比較好，DW=2.052 6，根據(jù)DW判別規(guī)則，認(rèn)為誤差項(xiàng)非自相關(guān)，其殘差圖見圖2.從圖2可以看出，修正后的誤差殘差集中分布在0的周圍.

則原模型的廣義最小二乘估計(jì)結(jié)果如下：

LNPY=0.673LNPX1+0.438 1LNPX6+0.394LNPX7.

(7)

對(duì)上面的模型進(jìn)行殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表4.

表4 殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)Tab.4 Residual stability test

由表4可知，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值-4.846 810小于置信水平1%的臨界值-2.674 290，說(shuō)明該殘差序列為平穩(wěn)序列，證明河南省農(nóng)村居民的消費(fèi)支出和人均GDP之間是協(xié)整的，兩者存在長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，這意味著雖然它們都有自己的變動(dòng)規(guī)律，短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)村居民的生活消費(fèi)可能表現(xiàn)出非一致性，但長(zhǎng)期看來(lái)兩者卻存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系.從協(xié)整方程(3)可以看出,農(nóng)村居民的人均食品消費(fèi)支出每增加1%，人均GDP相應(yīng)增加約0.673 1%；農(nóng)村人均文化、教育、娛樂(lè)用品及服務(wù)支出每增加1%，人均GDP相應(yīng)增加約0.438 1%；農(nóng)村人均醫(yī)療保健支出每增加1%，人均GDP相應(yīng)增加約0.394%,這表明河南省農(nóng)村居民的人均食品消費(fèi)支出對(duì)河南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用較文教娛樂(lè)、醫(yī)療保健更大.

3.3 Granger Causality 因果關(guān)系檢驗(yàn)

從表5可以看出，在滯后期為1年、2年和3年時(shí)，農(nóng)村居民家庭的人均食品支出變化構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的Granger原因并不顯著；在滯后期為4年和5年時(shí)，在10%的顯著水平下，農(nóng)村居民家庭的人均食品支出變化構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因顯著；在滯后期為1年、2年和3年時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)村居民家庭人均食品支出變化之間的Granger原因并不顯著；在滯后期為4年和5年時(shí)，在10%的顯著水平下，人均GDP增長(zhǎng)構(gòu)成農(nóng)村居民家庭人均食品支出變化的Granger原因.因此，在滯后期為4年和5年時(shí)，河南省人均GDP增長(zhǎng)與農(nóng)村居民家庭的人均食品支出變化構(gòu)成雙向因果關(guān)系.

表5 1985～2008年LNPY與LNPX1的因果關(guān)系檢驗(yàn)Tab.5 Causality test on LNPY and LNPX1 from 1985 to 2008

表6 1985～2008年LNPY與LNPX6的因果關(guān)系檢驗(yàn)Tab.6 Causality test on LNPY and LNPX6 from 1985 to 2008

從表6可以看出，在滯后期為1年、2年、3年、4年和5年時(shí)，農(nóng)村居民家庭的人均文化、教育、娛樂(lè)用品及服務(wù)支出變化構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因并不顯著；在滯后期為2年、3年、4年和5年時(shí)，河南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)構(gòu)成農(nóng)村居民家庭人均文化、教育、娛樂(lè)用品及服務(wù)變化的Granger原因并不顯著；在滯后期為1年時(shí)，在10%的顯著水平下，人均GDP的增長(zhǎng)構(gòu)成農(nóng)村居民家庭人均文化、教育、娛樂(lè)用品及服務(wù)支出變化的Granger原因.因此，在滯后期為1年時(shí)，河南省人均GDP的增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村居民家庭文化、教育、娛樂(lè)用品及服務(wù)的支出變化構(gòu)成單向因果關(guān)系.

表7 1985～2008年LNPY與LNPX7的因果關(guān)系檢驗(yàn)Tab.7 Causality test on LNPY and LNPX7 from 1985 to 2008

從表7可以看出，在滯后期為1年、2年、3年、4年和5年時(shí)，農(nóng)村居民家庭的人均醫(yī)療保健支出變化構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的Granger原因并不顯著；在滯后期為2年、3年、4年和5年時(shí)，河南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)構(gòu)成農(nóng)村居民家庭人均醫(yī)療保健支出變化的Granger原因并不顯著;在滯后期為1年時(shí)，在10%的顯著水平下，人均GDP的增長(zhǎng)構(gòu)成農(nóng)村居民家庭人均醫(yī)療保健支出變化的Granger原因.因此，在滯后期為1年時(shí)，河南省人均GDP的增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村居民家庭醫(yī)療保健支出變化構(gòu)成單向因果關(guān)系.

4 結(jié)論與建議

從實(shí)證分析可以得出以下結(jié)論：河南省農(nóng)村居民生活消費(fèi)和人均GDP之間是協(xié)整的，兩者存在長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系.(1)農(nóng)村居民的人均食品消費(fèi)支出每增加1%，人均GDP相應(yīng)增加約0.673 1%；農(nóng)村人均文化、教育、娛樂(lè)用品及服務(wù)支出每增加1%，人均GDP相應(yīng)增加約0.438 1%；農(nóng)村人均醫(yī)療保健支出每增加1%，人均GDP相應(yīng)增加約0.394%,這表明河南省農(nóng)村居民的人均食品消費(fèi)支出對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用較文教娛樂(lè)、醫(yī)療保健更大.(2)在滯后期為4年和5年時(shí)，人均GDP的增長(zhǎng)與農(nóng)村居民家庭的人均食品支出變化構(gòu)成雙向因果關(guān)系.(3)在滯后期為1年時(shí)，人均GDP的增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村居民家庭文化、教育、娛樂(lè)用品及服務(wù)的支出以及農(nóng)村居民家庭的醫(yī)療保健支出變化構(gòu)成單向因果關(guān)系.

農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)啟而未動(dòng)，最根本的原因在于農(nóng)民的收入水平偏低，并且未來(lái)的預(yù)期收入也不高.因此，提高農(nóng)民的收入水平、推動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)應(yīng)采取以下措施：

(1)政府出臺(tái)一些支農(nóng)惠農(nóng)政策，提高農(nóng)民的收入水平.一方面，政府應(yīng)該引導(dǎo)民營(yíng)企業(yè)，根據(jù)區(qū)域的特性，有效利用比較優(yōu)勢(shì)，發(fā)展當(dāng)?shù)氐膬?yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，不斷做大做強(qiáng)龍頭企業(yè)，形成一批特色支柱產(chǎn)業(yè)和知名品牌,例如新鄭的大棗、信陽(yáng)的毛尖等；另一方面，知識(shí)和技術(shù)在價(jià)值創(chuàng)造過(guò)程中將發(fā)揮越來(lái)越重要的地位，所以要有意識(shí)地培養(yǎng)高新技術(shù)企業(yè)的發(fā)展，以現(xiàn)有的高新技術(shù)企業(yè)為龍頭,延伸產(chǎn)業(yè)鏈，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，從根本上促進(jìn)農(nóng)民增收.

(2)應(yīng)健全農(nóng)村的社會(huì)保障體系，進(jìn)一步健全和完善農(nóng)村在養(yǎng)老、醫(yī)療等方面的保障體系，使更多的農(nóng)民從傳統(tǒng)的儲(chǔ)蓄養(yǎng)老、家庭養(yǎng)老的方式中解脫出來(lái).

(3)加快民營(yíng)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展，增加農(nóng)民的就業(yè)機(jī)會(huì)，拓寬農(nóng)村居民的增收渠道.一方面，政府應(yīng)該給農(nóng)民提供創(chuàng)業(yè)的平臺(tái)，另一方面，需要社會(huì)給予農(nóng)村的優(yōu)秀民營(yíng)企業(yè)投資，解決融資難的問(wèn)題.

(4)企業(yè)和政府應(yīng)出臺(tái)一些惠農(nóng)政策，調(diào)整消費(fèi)品的供給結(jié)構(gòu),如“家電下鄉(xiāng)”、“汽車下鄉(xiāng)”及“家電產(chǎn)品以舊換新”等擴(kuò)大消費(fèi)需求的有力措施，使農(nóng)民享受到讓利的實(shí)惠，也進(jìn)一步拉動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)的升級(jí).

參考文獻(xiàn):

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[5] 河南省統(tǒng)計(jì)局.2008年河南統(tǒng)計(jì)年鑒[M].北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社,2008.

[6] 河南省統(tǒng)計(jì)局.2009年河南統(tǒng)計(jì)年鑒[M].北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社,2009.

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