張志茹 張可心 郝梓旭

（長(zhǎng)春中醫(yī)藥大學(xué)健康管理學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130117）

一、引言

我國(guó)實(shí)施出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略受到來(lái)自內(nèi)外部的種種壓力，而出口貿(mào)易本身的不穩(wěn)定性也催促著我們盡可能地將經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重心向國(guó)內(nèi)傾斜，依靠國(guó)內(nèi)需求特別是國(guó)內(nèi)消費(fèi)需求的不斷擴(kuò)大來(lái)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要手段[1]。我國(guó)消費(fèi)市場(chǎng)的形勢(shì)并不樂(lè)觀，農(nóng)村居民消費(fèi)水平整體普遍偏低，農(nóng)村居民是我國(guó)最大的消費(fèi)群體，如何提高農(nóng)村居民的消費(fèi)水平具有十分重大的意義。本文基于影響農(nóng)村居民消費(fèi)水平的兩大因素：收入[2]、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，通過(guò)單位根檢驗(yàn)、協(xié)整分析、格蘭杰檢驗(yàn)等計(jì)量方法對(duì)農(nóng)村居民收入、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出的影響進(jìn)行分析。

二、模型和數(shù)據(jù)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取的全國(guó)1978-2017年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出（NC）和農(nóng)村居民家庭人均純收入（NI）的時(shí)間序列數(shù)據(jù)及相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自1978-2017年共四十年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，并做相關(guān)處理。為消除異方差，又不改變序列原本的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)系，本文對(duì)獲取的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出和農(nóng)村居民家庭人均純收入相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理。記作LNGDP，LNNC，LNNI。

（二）模型構(gòu)建

向量自回歸模型（VAR模型）由Christopher Sims在1980年提出，也叫作VAR模型，它擴(kuò)充了只能使用一個(gè)變量的自回歸模型，是同時(shí)分析和預(yù)測(cè)多個(gè)相關(guān)變量的比較容易的方法，因此經(jīng)常使用在多變量時(shí)間序列模型的分析上。VAR模型把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列變量組成的“向量”自回歸模型。VAR（p）模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

其中：c是n×1常數(shù)向量，Ai是n×n矩陣。et是n×1誤差向量，最優(yōu)滯后階的選取一般由赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨（SC）準(zhǔn)則確定，樣本個(gè)數(shù)為t，k×k維矩陣A1，…，Ap和c是要被估計(jì)的系數(shù)矩陣，et是k維擾動(dòng)向量，它們相互之間可以同期相關(guān)，但不與自己的滯后值相關(guān)，也不與等式右邊的變量相關(guān)，假設(shè)∑是et的協(xié)方差矩陣，是一個(gè)（k×k）的正定矩陣。

（三）研究方法

本文運(yùn)用ADF法對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）和農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出（LNNC）進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，不平穩(wěn)則通過(guò)差分處理，直到使完成處理的變量存在同階單整時(shí)表明序列通過(guò)單位根檢驗(yàn)；為了考察國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，農(nóng)村居民家庭人均純收入與農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，本文選用EG兩步法的協(xié)整檢驗(yàn)以及誤差修正模型驗(yàn)證國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民家庭人均純收入與農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出之間的短期波動(dòng)和長(zhǎng)期關(guān)系均衡關(guān)系；采取了格蘭杰檢驗(yàn)法深層次的探討二者內(nèi)部確切的因果方向。

三、結(jié)果

（一）國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民家庭人均純收入與農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出的基本狀況

從1978-2017年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民家庭人均純收入與農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出時(shí)間序列趨勢(shì)可以明顯看到，農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民家庭人均純收入均呈現(xiàn)平穩(wěn)上升趨勢(shì)，且變化趨勢(shì)大致相同，可以猜測(cè)近四十年來(lái)農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民家庭人均純收入之間存在一定經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)。

（二）實(shí)證結(jié)果分析

1.變量序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文所用數(shù)據(jù)為時(shí)間序列，為此我們需要驗(yàn)證國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）、農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出（LNNC）序列平穩(wěn)而進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，防止出現(xiàn)“偽回歸”。我們選用了最廣泛使用的Augument Dickey-Fuller test，也就是ADF檢驗(yàn)對(duì)時(shí)間變量進(jìn)行單位根的檢驗(yàn)，此方法彌補(bǔ)了DF檢驗(yàn)法的不足[3]。運(yùn)行軟件Eviews9.0對(duì)變量國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）、農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出（LNNC）時(shí)間序列進(jìn)行單位根的平穩(wěn)檢驗(yàn)，在未達(dá)到協(xié)整分析所要求的標(biāo)準(zhǔn)之前我們可以對(duì)變量進(jìn)行差分處理，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）、農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出（LNNC）的ADF值在各顯著水平下存在單位根，需要對(duì)變量進(jìn)行差分處理，一次差分后ΔLNGDP、ΔLNNI、ΔLNNC的ADF值分別在5%、10%、5%的顯著水平下通過(guò)了驗(yàn)證，此時(shí)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）、農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出（LNNC）為一階單整，滿足了協(xié)整分析的首要條件之后，下一步我們可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，分析國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）、農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出（LNNC）是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

2.協(xié)整分析

本文得到國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）、農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出（LNNC）為一階單整，這時(shí)可以實(shí)施協(xié)整，運(yùn)用Eviews9.0的計(jì)算結(jié)果，并得出了如下估計(jì)方程模型：

根據(jù)估計(jì)方程（2）（3），可得到回歸殘差et1、et2。而協(xié)整分析中有一個(gè)重要假設(shè)就是殘差et必須維持平穩(wěn)，判斷平穩(wěn)性我們?nèi)匀徊捎肁DF檢驗(yàn)法。如果此時(shí)殘差et1、et2通過(guò)檢驗(yàn)展現(xiàn)平穩(wěn)就說(shuō)明農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和農(nóng)村居民家庭人均純收入存在著協(xié)整的關(guān)系，運(yùn)行Eviews9.0得到的結(jié)果如表1所示，殘差et1、et2存在平穩(wěn)，也就證明了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民家庭人均純收入與農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出具有協(xié)整關(guān)系。

表1 殘差et的ADF檢驗(yàn)

從方程（2）可見(jiàn)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）的系數(shù)估計(jì)值是0.504，說(shuō)明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值上漲1%時(shí)，可帶動(dòng)農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出（LNNC）提高0.504%?？梢?jiàn)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加對(duì)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)支出有積極的拉動(dòng)作用，同時(shí)說(shuō)明農(nóng)村居民的消費(fèi)潛力巨大。從方程（3）可見(jiàn)，農(nóng)村居民家庭人均收入（LNNI）的系數(shù)估計(jì)值是0.940，說(shuō)明農(nóng)村居民家庭人均純收入上漲1%時(shí)，可帶動(dòng)農(nóng)村居民消費(fèi)支出提高0.940%，可家庭收入增加對(duì)帶動(dòng)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)支出有積極作用。

四、結(jié)論

本文對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民家庭人均純收入與農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出關(guān)系的研究分析得到：?jiǎn)挝桓鶛z驗(yàn)表明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）與農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出（LNNC）存在一階單整的平穩(wěn)關(guān)系；協(xié)整檢驗(yàn)表明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）與農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出（LNNC）短期相關(guān)系數(shù)為0.348；農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）與農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出（LNNC）短期相關(guān)系數(shù)為0.932。誤差修正分析中得出國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（LNGDP）長(zhǎng)期內(nèi)以0.638的速度對(duì)二者之間的非均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整；農(nóng)村居民家庭人均純收入（LNNI）長(zhǎng)期內(nèi)以0.863的速度對(duì)二者之間的非均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整。由Granger檢驗(yàn)可知，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值能夠引起農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出的變化，對(duì)其發(fā)展有積極影響，農(nóng)村居民家庭人均純收入能夠引起農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出的變化，對(duì)其有積極影響。通過(guò)以上檢驗(yàn)分析，得出國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的提高對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出有積極作用，但由于一些原因這種積極作用較小，這也說(shuō)明農(nóng)村居民消費(fèi)市場(chǎng)潛力巨大；農(nóng)村居民收入與農(nóng)村居民消費(fèi)支出極大相關(guān)。