胡雪梅，李慧欣

（臨沂師范學院 商學院，山東 臨沂 276000；上海商業(yè)會計學校，上海 201620）

作為一個經濟實體，我國是由城市和鄉(xiāng)村兩個部分有機構成的，城市和鄉(xiāng)村，尤其是鄉(xiāng)村必須得到其應有的發(fā)展，整個國家的經濟社會整體才能實現一體化協(xié)調發(fā)展。農民是農村地域范圍內的經濟活動的主體，他們的經濟社會活動，即生產與生活活動要消費各種生產與生活用品，分析其生產與生活消費與農村以及整個國家的經濟增長的關系，對于城鄉(xiāng)經濟社會協(xié)調發(fā)展具有重要的理論與現實意義。

1 協(xié)整與誤差修正模型

在實證研究中，多數經濟時間序列都是非平穩(wěn)的。在研究兩個或多個時間序列之間的相關關系時，傳統(tǒng)的處理辦法是先將這些變量通過差分，將其轉換為平穩(wěn)的時間序列，然后構造差分變量之間的關系。因為，若直接對這些變量之間的相關關系作分析，則可能產生偽回歸現象。此時，傳統(tǒng)的統(tǒng)計量如R2、F檢驗、t檢驗等不能再用來作為判別非平穩(wěn)時間序列之間是否存在回歸關系的依據。但將變量進行差分的研究方法只揭示了變量增長之間的關系，而不是水平變量之間的關系，忽視了水平序列所包含的有用信息。正是基于這一點，20世紀80年代格蘭杰（Granger）提出了協(xié)整的概念。協(xié)整是用來研究和描述“一組經濟變量在長期趨勢下的趨同行為”，它的基本思想是：在經濟中有這樣一類現象，多個變量都是非平穩(wěn)序列，但是這些變量之間的關系卻可以長期保持平穩(wěn)，即它們之間存在著某種均衡關系，在時間序列分析中，這種關系就成為協(xié)整關系。即若非平穩(wěn)序列經過一階差分變?yōu)槠椒€(wěn)序列，那么該序列就是一階單整序列。對一組非平穩(wěn)但具有同階單整的時間序列而言，若它們的線性組合為平穩(wěn)序列，則稱該組合序列具有協(xié)整關系。只有當兩個經濟變量的時間序列同階單整時，它們之間才可能存在協(xié)整關系。因此，協(xié)整分析的第一步就是對兩經濟變量的時間序列進行單整檢驗，通常用ADF檢驗和PP檢驗看它們單整階數是否相同。若單整階數相同，則可進行第二步的協(xié)整檢驗，常用方法是Engle-Granger檢驗，該方法首先用OLS方法建立兩變量的線性回歸模型，再檢驗模型殘差序列的單整性（即穩(wěn)定性），若殘差序列為穩(wěn)定序列，則兩變量具有協(xié)整關系，這種方法也叫做最小二乘方法，它比較適合于兩個變量之間的協(xié)整檢驗。還有一種協(xié)整分析方法，叫做最大似然方法，也就是Johansen協(xié)整檢驗，它是由Johansen發(fā)展了檢驗非平穩(wěn)的時間序列向量是否存在協(xié)整關系的方法，比較適合于多變量之間協(xié)整關系的檢驗。

誤差修正模型（ECM）是一種描述具有協(xié)整關系的兩個時間序列變量是否存在長期穩(wěn)定關系以及長期均衡與短期波動關系的一種模型。對具有協(xié)整關系的序列，我們可以計算其誤差修正項，并將誤差修正項的滯后一期看做一個解釋變量，連同其他反映短期波動關系的變量一起，建立誤差修正模型。誤差修正模型既能反映時間序列的長期均衡關系，又能反映其偏離均衡的短期調整機制。

對于變量間的因果關系研究，一般都采用格蘭杰因果關系檢驗（Granger，1969），它主要用于考察兩變量之間在時間上的先導-滯后關系。即Granger以時間序列的可預測性來定義因果關系：以時間序列Xt，Yt為例，如果利用過去的X和Y的值一起對Y進行預測比只用Y的過去值來進行預測所產生的預測誤差更小的話，則存在著從X到Y的因果關系；反過來，如果變量Yt，過去和現在的信息有助于改進對變量Xt的預測，即預測的誤差更小的話，則存在著從Y到X的因果關系。

2 實證分析

本文山東省臨沂市農村居民的人均生產性消費、人均生活性消費以及臨沂市的人均GDP為研究對象，選取的從1978～2008年的數據，資料來源于歷年臨沂市統(tǒng)計年簽。為消除價格變動的影響先用物價指數對人均生產性消費、人均生活性消費數據進行平減得到真實的數據；對人均GDP我們選用年鑒中以1978年為基期的數據。此外，為消除時間序列數據的異方差問題，我們對三個時間序列分別取對數。即用 Favcon,Favpro,Avgdp In和Cot表示真實的農村居民人均生活消費支出、農村居民人均生產消費支出和全市居民人均GDP，并進行對數變換，用來LnFavcon、LnFavpro，Lnavgdp表示。

2.1 單整檢驗

根據協(xié)整的定義，如果農村居民人均生活消費支出和全市居民人均GDP，農村居民人均生產消費支出和全市居民人均GDP存在協(xié)整關系，那么農村居民人均生活消費支出和全市居民人均GDP、農村居民人均生產消費支出和全市居民人均GDP必須是同階單整的，所以必須首先對農村居民人均生活消費支出和全市居民人均GDP、農村居民人均生產消費支出和全市居民人均GDP時間序列的穩(wěn)定性進行單位根檢驗。利用Eviews5.0對三個時間序列分別進行ADF檢驗，結果見表1。

先對三個時間序列進行ADF檢驗，檢驗結果如表1所示，三者的ADF值均大于顯著性水平為5%下的臨界值，故三個時間序列均為非平穩(wěn)序列。繼續(xù)對其各自的差分序列進行單位根檢驗，由表1看出，三者的一階差分序列ADF值均小于5%顯著性水平的臨界值，故不存在單位根，三個時間序列的一階差分序列為平穩(wěn)序列。即三個時間序列均為一階單整序列，若對農村居民人均生活消費支出和全市居民人均GDP、農村居民人均生產消費支出和全市居民人均GDP直接建立回歸模型，則會出現偽回歸現象，應進行協(xié)整分析。

表1 平穩(wěn)性檢驗結果

2.2 協(xié)整性檢驗

（1）農村居民人均生活消費支出和全市居民人均GDP的協(xié)整檢驗

由于時間序列變量LnFavcon和Lnavgdp、均為一階單整，故可通過協(xié)整檢驗來判斷兩者之間是否存在長期穩(wěn)定的相互關系。首先對Lnavgdp和LnFavcon兩個時間序列用E-views5.0進行普通最小二乘回歸，估計結果見表2。

表2 EG協(xié)整檢驗結果

回歸結果中的R-squared為0.8528，表明LnFavcon對Lnavgdp有較強的解釋力，并且LnFavpro的系數估計值為1.3102并且相應的t值非常顯著，但是DW值為0.2521，表明殘差項可能存在著自相關的問題，有可能不是一個穩(wěn)定的時間序列，如果殘差序列不穩(wěn)定，那么就說明Lnavgdp與Ln-Favcon之間不存在協(xié)整關系，如果殘差序列是穩(wěn)定序列那么就可以說和之間存在著協(xié)整關系，為此要對殘差序列進行單位根檢驗，檢驗結果中的ADF值為-1.0441，大于10%的顯著性水平上的臨界值-2.6210，因此，可以接受原假設，認為殘差序列是一個非穩(wěn)定的時間序列，據此可以斷言Lnavgdp和LnFavcon之間不存在協(xié)整關系。因此，我們不可以用誤差修正模型ECM來描述對兩個變量的短期波動和長期均衡關系。

（2）農村居民人均生產消費支出和全市居民人均GDP的協(xié)整檢驗

由于時間序列變量LnFavpro和Lnavgdp均為一階單整，故可通過協(xié)整檢驗來判斷兩者之間是否存在長期穩(wěn)定的相互關系。首先對Lnavgdp和LnFavpro兩個時間序列用E-views5.0進行普通最小二乘回歸，估計結果見表3。

表3 EG協(xié)整檢驗結果

對殘差序列進行單位根檢驗，ADF值為-3.1295，小于在5%的顯著性水平上的臨界值-2.9639，因此，我們拒絕原假設，認為殘差序列是一個平穩(wěn)的時間序列，因此可以斷言Lnavgdp和LnFavpro之間存在著協(xié)整關系（即長期穩(wěn)定關系）。

根據上述分析，臨沂市農村居民的生產消費與臨沂市經濟增長之間存在一種長期均衡關系（協(xié)整關系），而農村居民的生活消費與經濟增長之間不存在一種長期均衡關系（協(xié)整關系）。

2.3 誤差修正模型

根據上述的協(xié)整關系，我們設置的誤差修正項為：

以ΔLnavgdp為被解釋變量，以ΔLnFavprot和EMC為解釋變量，我們建立的誤差修正模型如下：

對上述誤差修正模型利用OLS方法進行估計，估計結果顯示僅常數項的估計系數顯著，而兩個解釋變量的估計系數均不顯著；我們去掉常數項后，得到如下回歸結果：

在上面的誤差修正模型中，差分項ΔLnavgdpt反映了經濟增長的波動，ΔLnFavprot反映了農民生產消費的波動，ECMt-1是誤差修正項。從模型來看，經濟增長的短期波動可以分解為兩部分，一部分是農民生產消費波動的影響，一部分是偏離長期均衡的影響。誤差修正項的系數估計值的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度。從系數估計值來看，農民的生產消費波動1%，經濟增長將波動0.76%；誤差調整項的系數也叫做修正系數為-0.1151，反映了對偏離變量間長期均衡關系的調整力度，該系數為負值表明，當Lnavgdpt的值高于與LnFavprot相對應的均衡值時，即t-1期的非均衡誤差為正時，由于誤差修正項的系數為負，必然對t期的值有反向調整作用，從而導致t期的Lnavgdpt值回落；同而當Lnavgdpt的值低于均衡點時，誤差修正機制將導致Lnavgdpt值增大，通過對前一期的非均衡誤差的調節(jié)，總會使得臨沂市農村居民的生產消費和該市的人均GDP的增長保持在一個大體平衡的軌跡上。

2.4 格蘭杰因果關系檢驗

協(xié)整檢驗結果能告訴我們變量之間是否存在長期的均衡關系，但是這種關系是否構成因果關系還需要進一步驗證。我們利用格蘭杰 （Granger）因果關系檢驗來分別考察Lnavgdp與LnFavcon、Lnavgdp和LnFavpro之間的格蘭杰因果關系。由于格蘭杰（Granger）因果關系檢驗僅適應于平穩(wěn)的時間序列，而前面我們通過單位根檢驗已經確定三個經濟變量的水平時間序列均為非平穩(wěn)的事件間序列，而三者的差分序列則都為平穩(wěn)序列。故為了滿足模型中對變量平穩(wěn)性的要求,只能從它們的增長效應來進行分析,即ΔLnavgdp和Ln-Favcon、ΔLnavgdp和ΔLnFavpro之間是否具有因果關系。檢驗結果見表4。

表4 格蘭杰因果關系檢驗

從檢驗結果可以看出，在1%的置信水平上，接受ΔLnavgdp does not Granger Cause ΔLnFavpro， 拒絕 ΔLn-Favpro does not Granger Cause ΔLnavgdp， 即 ΔLnavgdp 是ΔLnFavpro的Granger原因，這表明經濟增長對農民的生產消費的影響不明顯，但農民的生產消費對經濟增長的影響顯著。農民的生產消費與經濟增長之間只有單向因果關系，并不存在互為因果的反饋性聯系。

同樣，在10%的置信水平上，拒絕ΔLnFavcon does not Granger Cause ΔLnavgdp，接受 ΔLnavgdp does not Granger Cause ΔLnFavcon， 即 ΔLnavgdp 是 ΔLnFavcon的 Granger原因，這表明經濟增長對農民的生活消費的影響不明顯，但農民的生活消費對經濟增長的影響顯著。農民的生活消費與經濟增長之間只有單向因果關系，并不存在互為因果的反饋性聯系。

3 結論與政策建議

(1)1978～2008年間臨沂市農村居民生產消費與經濟增長之間存在長期均衡的協(xié)整關系。這符合經濟理論，眾所周知，農業(yè)是國民經濟的基礎，使農業(yè)為國民經濟其他部門的發(fā)展提供了食品、原料、勞動力等生產要素，因此農村居民作為整個國家經濟體的成員，其生產經營活動與整個經濟的增長之間必然存在一種長期均衡的協(xié)整關系。若不存在協(xié)整關系，整個經濟的增長就失去了基礎，其他行業(yè)的發(fā)展將是無米之炊，這是不可能的。這說明農民的生產消費是制約經濟增長的重要因素，二者之間存在長期共同增長的協(xié)整關系，若要實現整個經濟體的經濟增長，必須考慮提高農村居民的生產消費，只有農民生產消費的增長才能帶動和維持經濟體的持續(xù)增長。

(2)1978～2008年間臨沂市農民的生活消費與經濟增長之間不存在長期均衡的協(xié)整關系。從經濟理論上來講，生產者生產出來的產品和服務最終都將用于消費，生產與消費必須均衡，整個經濟才能協(xié)調發(fā)展。作為社會成員之一，農村居民的消費與整個經濟體的增長之間也應存在一種長期均衡的協(xié)整關系，否則，整個經濟的持續(xù)發(fā)展就會受到影響。這一研究結論與我國當前的經濟社會發(fā)展現實相吻合，可能是由于醫(yī)療、子女上學等方面的預期支出過高，農民過于壓制當前的生活消費，使得農民的生活消費與經濟增長之間難以形成長期均衡的穩(wěn)定關系。就臨沂的研究來看，由于臨沂市以農業(yè)大市，要使農民的生活消費與經濟增長之間達到一種長期均衡，恐怕政府一方面在刺激農民消費的力度應該更大一些，才會有效，另一方面需要對那些消費支出較高的方面，采取一些有針對性的措施，比如建立農村居民養(yǎng)老醫(yī)療保險，增加農村教育投資等降低農民的未來預期支出，使農民當前敢于消費。

(3)Granger因果關系檢驗表明1978～2008年間臨沂市的經濟增長對農民的生產、生活消費的影響不明顯，但農民的生產、生活消費對經濟增長的影響顯著。農民的生產、生活消費與經濟增長之間只有單向因果關系，并不存在互為因果的反饋性聯系。這說明臨沂市農村居民的生產、生活消費的增長可以帶動經濟的快速增長，但經濟增長對促進農民的生產、生活消費增長的作用較弱。這一研究結論為當前我國政府采取的一系列刺激農民生活消費的政策措施進一步提供了理論依據；但是應當看到，農民的生產消費對臨沂市經濟增長的影響也是顯著的，從促進經濟全面增長的角度看，除了采取一些促進農民生活消費的政策措施之外，還應該有一些采取一些促使農民增加生產消費的措施，比如，增加農業(yè)基本建設投資、優(yōu)質農產品品種開發(fā)投資，等等。

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