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。

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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。