[摘 要] 采用1990-2009年全國第一產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值和農(nóng)村信息消費(fèi)(交通郵電消費(fèi))數(shù)據(jù)，利用ADF單位根檢驗、格蘭杰(granger)因果關(guān)系檢驗、協(xié)整檢驗和誤差修正模型分析出兩者之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，農(nóng)村信息消費(fèi)對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)有持續(xù)長期的促進(jìn)作用。

[關(guān)鍵詞] 信息消費(fèi) 農(nóng)村經(jīng)濟(jì) 農(nóng)村信息化 影響

我國農(nóng)村信息化建設(shè)如火如荼，大江南北，長城內(nèi)外，各類農(nóng)村信息服務(wù)模式如雨后春筍般涌現(xiàn)出來，為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入了新的活力。探討農(nóng)村信息化與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的關(guān)系，對于制定和實施好十二#8226;五規(guī)劃，落實好中央統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展戰(zhàn)略決策，推進(jìn)社會主義新農(nóng)村建設(shè)，具有重要的理論意義和實踐意義。本文試就農(nóng)村信息消費(fèi)對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響作一探討。

信息消費(fèi)是一種直接或間接以信息產(chǎn)品和信息服務(wù)為消費(fèi)對象的消費(fèi)活動。在我國，信息消費(fèi)漸成時尚，已是人們隨著生活的改善和收入的提高，在滿足溫飽型的衣食消費(fèi)后，追求生活質(zhì)量、提高工作效率的一種必然。在農(nóng)村，通過信息消費(fèi)獲取農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)前的生產(chǎn)決策信息，產(chǎn)中的生產(chǎn)技術(shù)信息，產(chǎn)后的加工和市場信息，已經(jīng)逐漸成為農(nóng)民的一種意識。農(nóng)村信息化沒有一定的資金投入不行，沒有技術(shù)支撐不行，沒有高效暢通的信息網(wǎng)絡(luò)不行，而沒有農(nóng)民的信息消費(fèi)需求則寸步難行。

當(dāng)前在理論界，研究農(nóng)業(yè)農(nóng)村信息化的熱潮不斷高漲，筆者僅通過維普數(shù)據(jù)庫檢索發(fā)現(xiàn):研究農(nóng)業(yè)和農(nóng)村信息化的文章就有3733篇，其中涉及農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的文章有174篇，這些文章中研究農(nóng)業(yè)或農(nóng)村信息化對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)影響的文章只有4篇，如張鴻、張權(quán)同志從農(nóng)村信息化的研究視角出發(fā)，通過農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、農(nóng)村信息化、農(nóng)業(yè)勞動力投入與農(nóng)業(yè)資本投入的相關(guān)分析以及農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長模型的實證研究.提出了加快農(nóng)村信息化的建設(shè)與促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動力的轉(zhuǎn)移以及合理支配農(nóng)業(yè)資本的使用用途三個可行性的策略;王永香、王永路同志通過分析農(nóng)業(yè)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的現(xiàn)狀，從定性的角度論述了網(wǎng)絡(luò)信息對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的巨大影響。文獻(xiàn)檢索表明，研究農(nóng)村信息消費(fèi)對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)影響的文章尚未發(fā)現(xiàn)。筆者試圖用現(xiàn)代統(tǒng)計理論和實證的研究方法就這一問題進(jìn)行闡述。

一、數(shù)據(jù)

本文涉及的數(shù)據(jù)主要是兩方面的數(shù)據(jù):一是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)方面的數(shù)據(jù);二是農(nóng)村信息消費(fèi)的數(shù)據(jù)。

農(nóng)村經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)筆者選用中國統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報的1990至2009年第一產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值作為代表。第一產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值，即農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增加值，也就是農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值。這應(yīng)該能夠代表農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展規(guī)模。

農(nóng)村信息消費(fèi)數(shù)據(jù)選用中國統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報的1990至2009年農(nóng)村家庭人均交通郵電服務(wù)消費(fèi)支出作為代表。事實上農(nóng)村信息消費(fèi)應(yīng)該還包括廣播電視服務(wù)支出，科技培訓(xùn)及信息服務(wù)支出，報紙雜志消費(fèi)支出，以及其他信息消費(fèi)支出，但由于這些信息消費(fèi)相對交通郵電服務(wù)支出，“塊頭”很小，且缺乏延續(xù)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，故不能列入。表1列出了這兩項統(tǒng)計指標(biāo)。

二、分析

為了便于分析，我們設(shè)第一產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值為Y;信息消費(fèi)，即農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增加值為X。為了使數(shù)據(jù)趨于平穩(wěn)，需要對Y和X進(jìn)行數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理。在這里采用對數(shù)變換的形式進(jìn)行，Y的對數(shù)形式記為LY，X的對數(shù)形式記為LX。

1.平穩(wěn)性檢驗

利用著名的Eviews軟件對LY和LX進(jìn)行單位根檢驗，檢驗按照AIC最小原則選擇檢驗形式。檢驗結(jié)果如表2。

從表2可以看出，LY和LX的ADF的統(tǒng)計量分別為-2.9989和 -1.9137，均分別大于其5%的臨界值-，因此認(rèn)為在95%的置信水平下不能拒絕原假設(shè)，序列LY和LX均存在單位根，是非平穩(wěn)的。一階差分后序列△LY和△LX的ADF的統(tǒng)計量分為-4.2714和-3.2153，均小于其5%的臨界值，因此認(rèn)為系列△LY和△LX在95%的置信水平下可以拒絕原假設(shè)，表明兩系列不存在單位根，系列是平穩(wěn)的。檢驗了平穩(wěn)性，現(xiàn)在再看看農(nóng)村信息消費(fèi)與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的因果關(guān)系。

2. 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

筆者利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗法對Y和X及LY和LX的因果關(guān)系進(jìn)行了檢驗，結(jié)果如表3

分析上述結(jié)果，可以看出:

(1)滯后期為1年(99%的置信水平)、2年(99%的置信水平)、3年(95%置信水平)和4年(90%置信水平)時，從Y到X不存在單向的因果關(guān)系，而從X到Y(jié)則均存在單向的因果關(guān)系，也就是農(nóng)村信息消費(fèi)是推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長的格蘭杰原因;而農(nóng)村經(jīng)濟(jì)帶動農(nóng)村信息消費(fèi)的作用不明顯;

(2)數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理后，LY與LX之間從1至4期除第1期兩者均不存在單向的格蘭杰因果關(guān)系外，其余3期均存在從X到Y(jié)的單向因果關(guān)系，而從Y到X不存在單向的因果關(guān)系;農(nóng)村信息消費(fèi)是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的格蘭杰原因，而農(nóng)村經(jīng)濟(jì)帶動農(nóng)村信息消費(fèi)則缺乏統(tǒng)計支持。

以上說明無論是在近期、中期和長期，農(nóng)村信息消費(fèi)對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用是非常明顯的，數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理后，既削弱了格蘭杰因果分析的力度，又凸現(xiàn)了變量間的因果關(guān)系，在中、長期均表現(xiàn)出農(nóng)村信息消費(fèi)對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的推動作用。農(nóng)村信息消費(fèi)應(yīng)該成為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的解釋變量之一。

3. 協(xié)整檢驗

檢驗了兩變量的格蘭杰因果關(guān)系，還必須檢驗兩變量是否存在長期協(xié)整關(guān)系。從上述平穩(wěn)性檢驗可以看出，LY和LX都是同階單整，即為Ⅰ(1)序列。協(xié)整檢驗采用E-G兩步法:

首先進(jìn)行協(xié)整回歸。建立LY和LX的回歸模型如下:

LY = 2.3023 + 1.3091*LX

(23.4713) (59.7573) DW=1.1410

括號中的數(shù)字為相關(guān)變量的T統(tǒng)計量。上述擬合方程中的LX的T統(tǒng)計量是59.7573，在99%的置信水平下是有意義的。

其次是檢驗殘差。上述估計是否有意義，還需對殘差系列ET進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗形式為(N，N，0)，經(jīng)ADF檢驗，在99%的置信水平下，不存在單位根，殘差系列是平穩(wěn)的。ET的T統(tǒng)計量為-3.6839，即EG= -3.6839，查EG檢驗的臨界值表，變量N=2，樣本容量T=20，在95%的置信水平下，其臨界值為-3.59，而EG= -3.6839<-3.59。因此，LY和LX之間存在長期的協(xié)整關(guān)系。

4. 建立誤差修正模型

通過對變量的協(xié)整分析，得出了兩個變量之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，這還不夠，還必須通過建立誤差修正模型(ECM)，得到各變量在短期波動中偏離他們長期均衡關(guān)系的程度。

根據(jù)前述協(xié)整方程，運(yùn)用Eviews6.0軟件，得到LY受LX影響的短期波動誤差修正模型為:

Δ(LY) = 1.2094*Δ(LX) - 0.4021*ET(-1)

(9.9232) (-1.5284) DW=1.6225

上述模型中括號中的數(shù)字是相關(guān)變量的T統(tǒng)計量。方程的回歸系數(shù)均通過了顯著性檢驗。從上述修正模型來看，農(nóng)村信息消費(fèi)的變動對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)Y有正向的促進(jìn)作用，其短期調(diào)整系數(shù)為1.2094。誤差修正項ET(-1)反映了變量短期波動偏離他們長期均衡關(guān)系的程度及短期調(diào)整方向，修正系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。

三、結(jié)論與建議

通過實證分析表明，農(nóng)村信息消費(fèi)與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在單向的格蘭杰原因，即農(nóng)村信息消費(fèi)促進(jìn)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，且這種促進(jìn)作用是長期協(xié)整的。從回歸結(jié)果來看，農(nóng)村信息消費(fèi)每變動1%，則農(nóng)村經(jīng)濟(jì)指標(biāo)同向變動1.3091%。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)不是農(nóng)村信息消費(fèi)的格蘭杰原因，即農(nóng)村經(jīng)濟(jì)對農(nóng)村信息消費(fèi)的拉動作用不明顯。建議在推進(jìn)農(nóng)村信息化的過程中，要注意善于培育、引導(dǎo)農(nóng)民的信息需求。要創(chuàng)新信息服務(wù)模式，疏通信息傳送渠道;要開發(fā)簡單傻瓜化的信息服務(wù)終端，方便用戶使用;要大力開發(fā)信息資源，使信息能夠貼近生產(chǎn)、貼近實際，使效果放大;要加大對農(nóng)民的培訓(xùn)力度，努力增強(qiáng)農(nóng)民的信息吸納能力。只有這樣，我們才能有效地激發(fā)農(nóng)民的信息需求欲，才能促進(jìn)農(nóng)村信息服務(wù)市場的發(fā)展和繁榮，進(jìn)而推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的繁榮。

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