李世澤

(中南民族大學 經濟學院，湖北 武漢 430070)

河南是我國人口大省，也是農業(yè)大省，農村經濟發(fā)展在全國具有舉足輕重的地位。國外學者最先提出對傳統(tǒng)農業(yè)投資的有利性：農民有了儲蓄和投資就將克服傳統(tǒng)農業(yè)的經濟停滯狀態(tài)[1]。國內學者在農村經濟發(fā)展影響因素的實證分析中，就農村投資和消費的關系提出了一些觀點。黃國華提出，投資、消費是拉動經濟增長的重要因素，農村投資和農村消費是農村經濟增長的關鍵。農村投資不足、投資失衡導致的投資率偏低和農民即期及遠期收入低導致的消費比率偏低的現(xiàn)實，已成為我國農村經濟可持續(xù)發(fā)展的阻力[2]。劉莎等提出，經濟連續(xù)增長在很大程度上依賴于擴大內需，因此消費需求才是經濟增長真正而持久的原動力。占全國人口近70%的農村居民是個非常龐大的消費群體，農村人均消費水平稍微增長，會大大增強消費對經濟增長的拉動作用[3]。楊琦等利用2000～2010年全國30個省份的數(shù)據(jù),采用面板模型Driscoll&Kraay方法對農村基礎設施投資存量與農村居民消費之間的關系進行實證分析,結果表明:農村基礎設施投資對農村居民消費具有“擠出”效應，在不同地區(qū)不同類型的基礎設施對消費的擠出效應是不同的[4]。陳治國等選取測度農村金融的指標變量，運用OPLS回歸模型分析，發(fā)現(xiàn)作為控制變量的農村居民消費和農村投資對農村居民消費具有極強的拉動作用[5]。袁爽利運用變量的平穩(wěn)性檢驗、一階差分序列建模、多元線性回歸、LM檢驗法、異方差檢驗、Granger因果關系檢驗等方法,分析我國城鎮(zhèn)居民消費、農村居民消費、政府消費、資本形成總額、凈出口五項指標與經濟增長之間的關系[6]，提出從長期看農村居民消費增長對經濟增長的拉動效果明顯。本文擬利用河南省2005～2017年相關面板數(shù)據(jù)實證分析農村投資和消費的關系。

1 數(shù)據(jù)收集與預處理

采集2005～2017年河南省第一產業(yè)固定資產投資(不含農戶)和鄉(xiāng)村社會零售總額數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自《河南省國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計年報》，以tz代表第一產業(yè)固定資產投資，以xfze代表鄉(xiāng)村社會零售總額。圖1顯示tz和xfze兩個時間序列都以指數(shù)形式增長，且增長趨勢基本一樣。為消除異方差的影響，對全部數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理，結果見表1。

表1 2005～2017年河南省第一產業(yè)固定產投資與鄉(xiāng)村社會零售總額及其對數(shù)

圖1 第一產業(yè)固定資產投資和鄉(xiāng)村社會零售總額時序圖

2 單位根檢驗和協(xié)整檢驗

2.1 單位根檢驗

為了揭示變量tz、xfze是否存在長期平穩(wěn)的均衡關系，使用協(xié)整檢驗對兩個時間序列進行檢驗。檢驗前先確定lnxf、lnxfze是否為同階單整序列。采用ADF單位根檢驗法對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。假設存在單位根，P0=1為假設前提，即存在單位根，表示所檢驗時間序列不平穩(wěn)，檢驗結果見表2。

表2 ADF單位根檢驗結果

注：D表示一階差分；DD表示二階差分；C、I、L分別表示常數(shù)項、趨勢項、邂逅階數(shù)；I項0和1表示沒有和有(趨勢項)。

由表2，lntz、lnxfze兩個時間序列的ADF值都大于10%顯著性水平臨界值，表明接受原假設P0=1，即存在單位根，說明不是平穩(wěn)時間序列。在lntz、lnxfze一階差分下，ADF值都大于10%顯著性水平臨界值，表明接受原假設P0=1，即存在單位根，說明兩組時間序列在一階差分的條件下也為不平穩(wěn)序列。在lntz、lnxfze二階差分下，ADF檢驗值均小于5%和10%的顯著性臨界值，表明拒絕原假設P0=1，即不存在單位根，說明兩組時間序列在二階差分條件下呈平穩(wěn)序列特征(即二階單整序列)，符合協(xié)整檢驗的前提條件。

2.2 協(xié)整檢驗

圖2 lnxfze、lntz時序圖

圖2說明兩個變量呈平穩(wěn)線性趨勢，建立方程組：

Lnxfzet=α+βlntzt+θt

用最小二乘法對上式進行線性回歸，得出：

Lnxfzet=0.555913lntzt+3.80533+θt

t(時間變量)=(20.71884) (22.51128)

R2=0.975015

Adj-R2=0.972744

F-statistic=429.2704

D-W =0.870786

殘差序列的回歸方程：

θt=Lnxfzet-1.7539lntzt+6.519637

表3 殘差ADF單位根檢驗

由表3可知，殘差ADF統(tǒng)計量小于5%顯著水平臨界值，說明lnxfze和lntz存在協(xié)整關系，由此模型為：

Lnxfzet=0.555913lntzt+3.80533+θt

綜上所述， 2005～2017年河南省第一產業(yè)固定資產投資(不含農戶)和鄉(xiāng)村社會消費總額存在長期均衡正相關關系，相關系數(shù)為0.555913，即隨著時間的長期變化，第一產業(yè)固定資產投資(不含農戶)每增長1個單位，鄉(xiāng)村社會消費總額增加0.555913個單位。

2.3 方差懷特檢驗

對模型進行異方差檢驗，考查是否需要干擾項(誤差)模型修正，結果見表4。

表4 異方差懷特檢驗結果

Obs*R-squared是懷特檢驗的統(tǒng)計量NR2，概率值為0.1907，遠大于常規(guī)檢驗水平0.05，所以接受懷特檢驗原假設，原方程干擾項(殘差)序列不存在異方差，或者說原模型受異方差影響非常小。

3 格蘭杰檢驗

為進一步驗證兩個變量長期存在因果關系，進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結果見表5。當滯后期為2時，兩組變量的F值都大于P值，拒絕原假設，說明河南省第一產業(yè)固定資產投資(非農戶)和鄉(xiāng)村社會消費零售總額互為因果關系，即第一產業(yè)的投資和鄉(xiāng)村消費相互拉動。

表5 格蘭杰檢驗結果

4 結論與建議

4.1 結論

第一，河南省第一產業(yè)固定資產投資(非農戶)和鄉(xiāng)村社會消費零售總額存在長期穩(wěn)定、協(xié)整關系。隨著時間的長期變化，第一產業(yè)固定資產投資(不含農戶)每增長1個單位，鄉(xiāng)村社會消費總額增加0.555913個單位。這進一步佐證投資是拉動農村居民消費的重要途徑，是提升農村經濟發(fā)展水平的重要手段。

第二，格蘭杰檢驗中P值均大于F值，說明在促進農村居民消費的過程中，農業(yè)投資是必不可少的條件。同時，農村居民消費增長又是對農業(yè)投資的重要條件。消費增加市場規(guī)模需要擴大，市場規(guī)模擴大意味著農業(yè)投資量增加。這樣，投資、消費才能相互吸引、共同發(fā)展。滯后期為2說明這是一個長期過程。

第三，異方差懷特檢驗表明第一產業(yè)固定資產投資(非農戶)和鄉(xiāng)村社會消費零售總額之間存在必然聯(lián)系，但該關系受到的影響因素較少、影響程度較小。

4.2 建議

第一，積極引導農村投資，因地制宜制定投資政策。應降低農村投資門檻或限制，廣泛吸引投資，制定長期規(guī)劃，合理選擇投資渠道。應完善投資環(huán)境，規(guī)范投資制度，確保經濟可持續(xù)發(fā)展，形成良好的經濟發(fā)展循環(huán)。

第二，加大宏觀調控力度，制定積極財政政策。應縮小農村收入差距，擴大消費基數(shù)，提升農民購買力，使農村居民“敢消費”；完善農村金融體系，充分發(fā)揮農村銀行的作用，規(guī)范農村信貸發(fā)展，一改“以錢說話”的局面，使得農村居民“能消費”；完善農村基礎設施建設，提高消費的便利程度，使農村居民“好消費”，充分發(fā)揮消費帶動投資效應，拉動農村經濟發(fā)展。