趙夢凡

摘 要：拉動經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車是消費(fèi)、投資和出口。新常態(tài)形勢下，拉動經(jīng)濟(jì)增長的動力偏向消費(fèi)。在我國農(nóng)村人口占多數(shù)，農(nóng)村居民的消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系值得探究。本文選取了1978年至2013年的數(shù)據(jù)，采用了格蘭杰因果檢驗(yàn)的方法進(jìn)行分析，在進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)之前采用了ADF檢驗(yàn)對時間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行了檢驗(yàn)。最后結(jié)果表明，國內(nèi)生產(chǎn)總值和農(nóng)村居民消費(fèi)水平之間互為因果關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)增長能夠促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提高，農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提高會拉動經(jīng)濟(jì)增長。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村居民消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長；ADF檢驗(yàn)；格蘭杰因果檢驗(yàn)

一、引言

2014年中國十大熱詞之一是“新常態(tài)”，新常態(tài)形勢下，從速度方面看，中國經(jīng)濟(jì)從高速增長轉(zhuǎn)為中高速增長；從結(jié)構(gòu)方面看，中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級，第三產(chǎn)業(yè)、消費(fèi)需求逐步成為主體，城鄉(xiāng)區(qū)域差距逐步縮小，居民收入占比上升，發(fā)展成果惠及更廣大民眾；從動力方面看，中國經(jīng)濟(jì)從要素驅(qū)動、投資驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動。從中可以看出，新常態(tài)形勢下，投資驅(qū)動力逐漸減弱，拉動經(jīng)濟(jì)增長的動力偏向消費(fèi)。農(nóng)村人口大約有8.3億，隨著城鄉(xiāng)差距不斷縮小，農(nóng)村居民的消費(fèi)水平也不斷提高，那么究竟是農(nóng)村居民消費(fèi)水平提高導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)增長還是經(jīng)濟(jì)增長使得農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提高？本文采用格蘭杰因果檢驗(yàn)的方法對其之間的關(guān)系進(jìn)行了定量研究。

二、實(shí)證研究

（一）數(shù)據(jù)的來源

本文分析所選取的樣本數(shù)據(jù)為1978年至2013年的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來源于2014年《中國統(tǒng)計年鑒》。經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)選用的是國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）來表示，農(nóng)村居民消費(fèi)指標(biāo)選用的是農(nóng)村居民消費(fèi)水平來表示（假定農(nóng)村居民消費(fèi)水平用NXF表示），居民消費(fèi)水平指按常住人口平均計算的居民消費(fèi)支出。這些數(shù)據(jù)都是絕對數(shù)，按照當(dāng)年價格計算。

為了消除時間序列中可能會存在的異方差現(xiàn)象，我們對GDP和NXF兩個時間序列在Eviews中進(jìn)行對數(shù)變換，并分別表示為LNGDP和LNNXF。對數(shù)變化后并不改變序列的協(xié)整性。[1]

（二）Augmented Dickey—Fuller Test（ADF檢驗(yàn)）

在對經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象進(jìn)行時間序列分析時，一般要求所使用的時間序列是平穩(wěn)的，即沒有隨機(jī)趨勢或確定性趨勢，否則會產(chǎn)生偽回歸問題，即兩個毫不相關(guān)的時間序列因?yàn)槎际桥c時俱進(jìn)的，所以會產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象。因此，在進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)之前要先對對數(shù)變換后的GDP和NXF兩個時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，觀察其是否為平穩(wěn)，如果是平穩(wěn)的，就可以繼續(xù)利用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法對模型進(jìn)行估計和檢驗(yàn)；如果為非平穩(wěn)，則需要使用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的方法將其變?yōu)槠椒€(wěn)序列，以保證兩個時間序列不存在虛假回歸。通過 GDP和NXF對數(shù)變換時序圖可以看出，LNGDP和LNNXF有一個長期增長趨勢，可能是非平穩(wěn)序列。本文采取的平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法是Augmented Dickey—Fuller Test（ADF檢驗(yàn)）。[2]利用Eviews7.0的單位根檢驗(yàn)判斷LNGDP和LNNXF兩個序列的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果如下表1所示。

為了進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，需要將非平穩(wěn)的時間序列變換平穩(wěn)的時間序列，經(jīng)過單位根檢驗(yàn)，對數(shù)變換后的國內(nèi)生產(chǎn)總值和農(nóng)村居民消費(fèi)水平兩個時間序列是非平穩(wěn)的，因此對兩個時間序列取差分，再次利用ADF進(jìn)行檢驗(yàn)DLNGDP和DLNNXF是否為平穩(wěn)序列。[3]

根據(jù)單位根檢驗(yàn)可知，LNGDP和LNNXF兩個時間序列是非平穩(wěn)的，而對其進(jìn)行差分后得到的DLNGDP和DLNNXF兩個時間序列是平穩(wěn)的，見下表1。（下表中，C表示模型中有截距項，T表示模型中有趨勢項，N表示模型中沒有截距項或趨勢項，數(shù)字1、3、4、5表示滯后期。）因此，可以利用DLNGDP和DLNNXF兩個平穩(wěn)的時間序列進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。

表1 國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）與農(nóng)村居民消費(fèi)水平（NXF）的單位根檢驗(yàn)

變量檢驗(yàn)形式ADF統(tǒng)計量1%臨界值5%臨界值10%臨界值結(jié)論

LNGDP（C，T，4）-1.206577-4.284580-3.562882-3.215267不平穩(wěn)

LNGDP（C，N，4）-1.249270-3.661661-2.960411-2.619160不平穩(wěn)

LNGDP（N，N，5）1.516919-2.644302-1.952473-1.610211不平穩(wěn)

DLNGDP（C，N，3）-3.703640-3.661661-2.960411-2.619160平穩(wěn)

LNNXF（C，T，1）-2.714216-4.2528490-3.548490-3.207094不平穩(wěn)

LNNXF（C，N，4）-0.736851-3.661661-2.960411-2.619160不平穩(wěn)

LNNXF（N，N，4）2.517930-2.641672-1.952066-1.610400不平穩(wěn)

DLNNXF（C，N，3）-3.215699-3.661661-2.960411-2.619160平穩(wěn)

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

上文中通過ADF檢驗(yàn)已經(jīng)證明DLNGDP和DLNNXF兩個時間序列是平穩(wěn)的，因此，可以對DLNGDP和DLNNXF兩個時間序列進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)中滯后長度q或s的選擇是任意的，并且因果檢驗(yàn)的結(jié)果對滯后長度q或s的選擇有時是很敏感的，即不同的滯后期，有時會對因果性的判斷造成影響。因此對不同的滯后長度分別進(jìn)行檢驗(yàn)，以確定因果關(guān)系檢驗(yàn)中的隨機(jī)誤差不存在序列的相關(guān)來選取適當(dāng)?shù)臏箝L度。從以下輸出結(jié)果可以看出，本文選取了四個不同的滯后長度進(jìn)行了檢驗(yàn)，得出的F值和P值也不盡相同。表2給出了取1至4階滯后期的檢驗(yàn)結(jié)果。

表2 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

滯后期格蘭杰因果性F統(tǒng)計量F的p值結(jié)論

1DLNNXF不是DLNGDP的原因9.956350.0036拒絕

1DLNGDP不是DLNNXF的原因9.446590.0044拒絕

2DLNNXF不是DLNGDP的原因3.376960.0485拒絕

2DLNGDP不是DLNNXF的原因5.539740.0094拒絕

3DLNNXF不是DLNGDP的原因2.710940.0665拒絕

3DLNGDP不是DLNNXF的原因4.037730.0180拒絕

4DLNNXF不是DLNGDP的原因1.403560.2656接受

4DLNGDP不是DLNNXF的原因3.717700.0186拒絕

在5%顯著性水平下，從表3中可以很直觀的看出，在滯后期分別為1、2、3的情況下，國內(nèi)生產(chǎn)總值和農(nóng)村居民消費(fèi)水平是互為因果關(guān)系的，其中一方的變動會引起另一方的相應(yīng)改變；在滯后期為4的情況下，農(nóng)村居民消費(fèi)水平并不是引起國內(nèi)生產(chǎn)總值變化的原因，但是，國內(nèi)生產(chǎn)總值是引起農(nóng)村居民消費(fèi)水平變化的原因。影響國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化因素有很多，農(nóng)村居民消費(fèi)水平可能只是其中的一方面，但是，國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加會引起農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提高。

三、結(jié)論

從總體上看，國內(nèi)生產(chǎn)總值和農(nóng)村居民消費(fèi)水平兩個時間序列是非平穩(wěn)的，都有一個上升趨勢，但是對兩個時間序列取完差分后變?yōu)槠椒€(wěn)序列，通過對這兩個時間序列進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)分析，國內(nèi)生產(chǎn)總值和農(nóng)村居民消費(fèi)水平之間互為因果關(guān)系[4]，即一方面經(jīng)濟(jì)增長能夠促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提高，另一方面，農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提高會拉動經(jīng)濟(jì)增長。

在新常態(tài)形勢下，經(jīng)濟(jì)由高速增長轉(zhuǎn)向中高速增長，投資驅(qū)動力逐漸減弱，拉動經(jīng)濟(jì)增長的動力更多的依靠消費(fèi)，因此，提高農(nóng)村居民消費(fèi)水平是擴(kuò)大消費(fèi)需求的突破口。首先，多渠道增加農(nóng)民的收入，支持“三農(nóng)”發(fā)展，讓農(nóng)民有更高的消費(fèi)能力。其次，不斷完善社會保障制度，讓農(nóng)民敢消費(fèi)，消除農(nóng)民的后顧之憂。最后，改善農(nóng)村消費(fèi)市場環(huán)境[5]，增加農(nóng)民的消費(fèi)意愿，促使農(nóng)民消費(fèi)，從而促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)良好發(fā)展。（作者單位：河北大學(xué)）

參考文獻(xiàn)：

[1] 劉太琳，劉敏敏，董中印.我國農(nóng)村居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系分析[J].東岳論叢，2012

[2] 孫敬水.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京.清華大學(xué)出版社.2004（9）

[3] 徐鳳，金克琴. 中國居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究[J].北京工商大學(xué)學(xué)報，2009（2）

[4] 葛志財，孟猛.中國農(nóng)村居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究[D].天津師范大學(xué)，2009

[5] 陳亮. 我國農(nóng)村居民消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長拉動作用的實(shí)證分析及對策[J].經(jīng)濟(jì)縱橫，2010（2）