农村居民的生产与生活消费与经济增长的关系研究

胡雪梅，李慧欣

（临沂师范学院 商学院，山东 临沂 276000；上海商业会计学校，上海 201620）

作为一个经济实体，我国是由城市和乡村两个部分有机构成的，城市和乡村，尤其是乡村必须得到其应有的发展，整个国家的经济社会整体才能实现一体化协调发展。农民是农村地域范围内的经济活动的主体，他们的经济社会活动，即生产与生活活动要消费各种生产与生活用品，分析其生产与生活消费与农村以及整个国家的经济增长的关系，对于城乡经济社会协调发展具有重要的理论与现实意义。

1 协整与误差修正模型

在实证研究中，多数经济时间序列都是非平稳的。在研究两个或多个时间序列之间的相关关系时，传统的处理办法是先将这些变量通过差分，将其转换为平稳的时间序列，然后构造差分变量之间的关系。因为，若直接对这些变量之间的相关关系作分析，则可能产生伪回归现象。此时，传统的统计量如R2、F检验、t检验等不能再用来作为判别非平稳时间序列之间是否存在回归关系的依据。但将变量进行差分的研究方法只揭示了变量增长之间的关系，而不是水平变量之间的关系，忽视了水平序列所包含的有用信息。正是基于这一点，20世纪80年代格兰杰（Granger）提出了协整的概念。协整是用来研究和描述“一组经济变量在长期趋势下的趋同行为”，它的基本思想是：在经济中有这样一类现象，多个变量都是非平稳序列，但是这些变量之间的关系却可以长期保持平稳，即它们之间存在着某种均衡关系，在时间序列分析中，这种关系就成为协整关系。即若非平稳序列经过一阶差分变为平稳序列，那么该序列就是一阶单整序列。对一组非平稳但具有同阶单整的时间序列而言，若它们的线性组合为平稳序列，则称该组合序列具有协整关系。只有当两个经济变量的时间序列同阶单整时，它们之间才可能存在协整关系。因此，协整分析的第一步就是对两经济变量的时间序列进行单整检验，通常用ADF检验和PP检验看它们单整阶数是否相同。若单整阶数相同，则可进行第二步的协整检验，常用方法是Engle-Granger检验，该方法首先用OLS方法建立两变量的线性回归模型，再检验模型残差序列的单整性（即稳定性），若残差序列为稳定序列，则两变量具有协整关系，这种方法也叫做最小二乘方法，它比较适合于两个变量之间的协整检验。还有一种协整分析方法，叫做最大似然方法，也就是Johansen协整检验，它是由Johansen发展了检验非平稳的时间序列向量是否存在协整关系的方法，比较适合于多变量之间协整关系的检验。

误差修正模型（ECM）是一种描述具有协整关系的两个时间序列变量是否存在长期稳定关系以及长期均衡与短期波动关系的一种模型。对具有协整关系的序列，我们可以计算其误差修正项，并将误差修正项的滞后一期看做一个解释变量，连同其他反映短期波动关系的变量一起，建立误差修正模型。误差修正模型既能反映时间序列的长期均衡关系，又能反映其偏离均衡的短期调整机制。

对于变量间的因果关系研究，一般都采用格兰杰因果关系检验（Granger，1969），它主要用于考察两变量之间在时间上的先导-滞后关系。即Granger以时间序列的可预测性来定义因果关系：以时间序列Xt，Yt为例，如果利用过去的X和Y的值一起对Y进行预测比只用Y的过去值来进行预测所产生的预测误差更小的话，则存在着从X到Y的因果关系；反过来，如果变量Yt，过去和现在的信息有助于改进对变量Xt的预测，即预测的误差更小的话，则存在着从Y到X的因果关系。

2 实证分析

本文山东省临沂市农村居民的人均生产性消费、人均生活性消费以及临沂市的人均GDP为研究对象，选取的从1978～2008年的数据，资料来源于历年临沂市统计年签。为消除价格变动的影响先用物价指数对人均生产性消费、人均生活性消费数据进行平减得到真实的数据；对人均GDP我们选用年鉴中以1978年为基期的数据。此外，为消除时间序列数据的异方差问题，我们对三个时间序列分别取对数。即用 Favcon,Favpro,Avgdp In和Cot表示真实的农村居民人均生活消费支出、农村居民人均生产消费支出和全市居民人均GDP，并进行对数变换，用来LnFavcon、LnFavpro，Lnavgdp表示。

2.1 单整检验

根据协整的定义，如果农村居民人均生活消费支出和全市居民人均GDP，农村居民人均生产消费支出和全市居民人均GDP存在协整关系，那么农村居民人均生活消费支出和全市居民人均GDP、农村居民人均生产消费支出和全市居民人均GDP必须是同阶单整的，所以必须首先对农村居民人均生活消费支出和全市居民人均GDP、农村居民人均生产消费支出和全市居民人均GDP时间序列的稳定性进行单位根检验。利用Eviews5.0对三个时间序列分别进行ADF检验，结果见表1。

先对三个时间序列进行ADF检验，检验结果如表1所示，三者的ADF值均大于显著性水平为5%下的临界值，故三个时间序列均为非平稳序列。继续对其各自的差分序列进行单位根检验，由表1看出，三者的一阶差分序列ADF值均小于5%显著性水平的临界值，故不存在单位根，三个时间序列的一阶差分序列为平稳序列。即三个时间序列均为一阶单整序列，若对农村居民人均生活消费支出和全市居民人均GDP、农村居民人均生产消费支出和全市居民人均GDP直接建立回归模型，则会出现伪回归现象，应进行协整分析。

表1 平稳性检验结果

2.2 协整性检验

（1）农村居民人均生活消费支出和全市居民人均GDP的协整检验

由于时间序列变量LnFavcon和Lnavgdp、均为一阶单整，故可通过协整检验来判断两者之间是否存在长期稳定的相互关系。首先对Lnavgdp和LnFavcon两个时间序列用E-views5.0进行普通最小二乘回归，估计结果见表2。

表2 EG协整检验结果

回归结果中的R-squared为0.8528，表明LnFavcon对Lnavgdp有较强的解释力，并且LnFavpro的系数估计值为1.3102并且相应的t值非常显著，但是DW值为0.2521，表明残差项可能存在着自相关的问题，有可能不是一个稳定的时间序列，如果残差序列不稳定，那么就说明Lnavgdp与Ln-Favcon之间不存在协整关系，如果残差序列是稳定序列那么就可以说和之间存在着协整关系，为此要对残差序列进行单位根检验，检验结果中的ADF值为-1.0441，大于10%的显著性水平上的临界值-2.6210，因此，可以接受原假设，认为残差序列是一个非稳定的时间序列，据此可以断言Lnavgdp和LnFavcon之间不存在协整关系。因此，我们不可以用误差修正模型ECM来描述对两个变量的短期波动和长期均衡关系。

（2）农村居民人均生产消费支出和全市居民人均GDP的协整检验

由于时间序列变量LnFavpro和Lnavgdp均为一阶单整，故可通过协整检验来判断两者之间是否存在长期稳定的相互关系。首先对Lnavgdp和LnFavpro两个时间序列用E-views5.0进行普通最小二乘回归，估计结果见表3。

表3 EG协整检验结果

对残差序列进行单位根检验，ADF值为-3.1295，小于在5%的显著性水平上的临界值-2.9639，因此，我们拒绝原假设，认为残差序列是一个平稳的时间序列，因此可以断言Lnavgdp和LnFavpro之间存在着协整关系（即长期稳定关系）。

根据上述分析，临沂市农村居民的生产消费与临沂市经济增长之间存在一种长期均衡关系（协整关系），而农村居民的生活消费与经济增长之间不存在一种长期均衡关系（协整关系）。

2.3 误差修正模型

根据上述的协整关系，我们设置的误差修正项为：

以ΔLnavgdp为被解释变量，以ΔLnFavprot和EMC为解释变量，我们建立的误差修正模型如下：

对上述误差修正模型利用OLS方法进行估计，估计结果显示仅常数项的估计系数显著，而两个解释变量的估计系数均不显著；我们去掉常数项后，得到如下回归结果：

在上面的误差修正模型中，差分项ΔLnavgdpt反映了经济增长的波动，ΔLnFavprot反映了农民生产消费的波动，ECMt-1是误差修正项。从模型来看，经济增长的短期波动可以分解为两部分，一部分是农民生产消费波动的影响，一部分是偏离长期均衡的影响。误差修正项的系数估计值的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。从系数估计值来看，农民的生产消费波动1%，经济增长将波动0.76%；误差调整项的系数也叫做修正系数为-0.1151，反映了对偏离变量间长期均衡关系的调整力度，该系数为负值表明，当Lnavgdpt的值高于与LnFavprot相对应的均衡值时，即t-1期的非均衡误差为正时，由于误差修正项的系数为负，必然对t期的值有反向调整作用，从而导致t期的Lnavgdpt值回落；同而当Lnavgdpt的值低于均衡点时，误差修正机制将导致Lnavgdpt值增大，通过对前一期的非均衡误差的调节，总会使得临沂市农村居民的生产消费和该市的人均GDP的增长保持在一个大体平衡的轨迹上。

2.4 格兰杰因果关系检验

协整检验结果能告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。我们利用格兰杰 （Granger）因果关系检验来分别考察Lnavgdp与LnFavcon、Lnavgdp和LnFavpro之间的格兰杰因果关系。由于格兰杰（Granger）因果关系检验仅适应于平稳的时间序列，而前面我们通过单位根检验已经确定三个经济变量的水平时间序列均为非平稳的事件间序列，而三者的差分序列则都为平稳序列。故为了满足模型中对变量平稳性的要求,只能从它们的增长效应来进行分析,即ΔLnavgdp和Ln-Favcon、ΔLnavgdp和ΔLnFavpro之间是否具有因果关系。检验结果见表4。

表4 格兰杰因果关系检验

从检验结果可以看出，在1%的置信水平上，接受ΔLnavgdp does not Granger Cause ΔLnFavpro， 拒绝 ΔLn-Favpro does not Granger Cause ΔLnavgdp， 即 ΔLnavgdp 是ΔLnFavpro的Granger原因，这表明经济增长对农民的生产消费的影响不明显，但农民的生产消费对经济增长的影响显著。农民的生产消费与经济增长之间只有单向因果关系，并不存在互为因果的反馈性联系。

同样，在10%的置信水平上，拒绝ΔLnFavcon does not Granger Cause ΔLnavgdp，接受 ΔLnavgdp does not Granger Cause ΔLnFavcon， 即 ΔLnavgdp 是 ΔLnFavcon的 Granger原因，这表明经济增长对农民的生活消费的影响不明显，但农民的生活消费对经济增长的影响显著。农民的生活消费与经济增长之间只有单向因果关系，并不存在互为因果的反馈性联系。

3 结论与政策建议

(1)1978～2008年间临沂市农村居民生产消费与经济增长之间存在长期均衡的协整关系。这符合经济理论，众所周知，农业是国民经济的基础，使农业为国民经济其他部门的发展提供了食品、原料、劳动力等生产要素，因此农村居民作为整个国家经济体的成员，其生产经营活动与整个经济的增长之间必然存在一种长期均衡的协整关系。若不存在协整关系，整个经济的增长就失去了基础，其他行业的发展将是无米之炊，这是不可能的。这说明农民的生产消费是制约经济增长的重要因素，二者之间存在长期共同增长的协整关系，若要实现整个经济体的经济增长，必须考虑提高农村居民的生产消费，只有农民生产消费的增长才能带动和维持经济体的持续增长。

(2)1978～2008年间临沂市农民的生活消费与经济增长之间不存在长期均衡的协整关系。从经济理论上来讲，生产者生产出来的产品和服务最终都将用于消费，生产与消费必须均衡，整个经济才能协调发展。作为社会成员之一，农村居民的消费与整个经济体的增长之间也应存在一种长期均衡的协整关系，否则，整个经济的持续发展就会受到影响。这一研究结论与我国当前的经济社会发展现实相吻合，可能是由于医疗、子女上学等方面的预期支出过高，农民过于压制当前的生活消费，使得农民的生活消费与经济增长之间难以形成长期均衡的稳定关系。就临沂的研究来看，由于临沂市以农业大市，要使农民的生活消费与经济增长之间达到一种长期均衡，恐怕政府一方面在刺激农民消费的力度应该更大一些，才会有效，另一方面需要对那些消费支出较高的方面，采取一些有针对性的措施，比如建立农村居民养老医疗保险，增加农村教育投资等降低农民的未来预期支出，使农民当前敢于消费。

(3)Granger因果关系检验表明1978～2008年间临沂市的经济增长对农民的生产、生活消费的影响不明显，但农民的生产、生活消费对经济增长的影响显著。农民的生产、生活消费与经济增长之间只有单向因果关系，并不存在互为因果的反馈性联系。这说明临沂市农村居民的生产、生活消费的增长可以带动经济的快速增长，但经济增长对促进农民的生产、生活消费增长的作用较弱。这一研究结论为当前我国政府采取的一系列刺激农民生活消费的政策措施进一步提供了理论依据；但是应当看到，农民的生产消费对临沂市经济增长的影响也是显著的，从促进经济全面增长的角度看，除了采取一些促进农民生活消费的政策措施之外，还应该有一些采取一些促使农民增加生产消费的措施，比如，增加农业基本建设投资、优质农产品品种开发投资，等等。

[1]易丹辉.数据分析与应用[M].北京：中国统计出版社，2002.

[2]李子奈，潘文卿.计量经济学[M].北京：高等教育出版社，2000.

[3]古扎拉蒂.《计量经济学》(第三版)[M].北京：中国人民大学出版社，2000年3月.

[4]王文博，闫容国.中国GDP、最终消费的长期均衡与短期波动的协整分析[J].当代经济科学，2003(9).

[5]姜涛，臧旭恒.中国居民最终消费与经济增长关系的协整分析[J].管理现代化，2008.

[6]苏良军，何一峰，金赛男.中国城乡居民消费与收入关系的面板数据协整研究[J].世界经济，2006.