胡海翔,朱聰

(安徽財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

0 引言

二十世紀(jì)以來，我國農(nóng)民一直受著傳統(tǒng)觀念的影響，再加上收入水平不高及不穩(wěn)定，導(dǎo)致我國農(nóng)村居民的消費水平很低，而且全國大部分人口都是農(nóng)民，所以對農(nóng)村居民人均收入和消費進(jìn)行統(tǒng)計分析，從而保證農(nóng)村居民人均收入的持續(xù)穩(wěn)定增長，提高農(nóng)村居民消費水平是關(guān)系到經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展和社會團(tuán)結(jié)安定的國家大事，也是構(gòu)建社會主義新農(nóng)村及和諧社會的重要一步.

1 文獻(xiàn)綜述

相比較西方學(xué)者對消費理論和收入理論的研究而言，我國學(xué)者一直在努力研究農(nóng)村居民消費與收入問題，以便形成一個比較完整的研究體系.在消費理論研究方面，劉建國認(rèn)為我國農(nóng)村需求消費不足，擴(kuò)大內(nèi)需的根本性障礙源自于農(nóng)村居民消費傾向偏低,導(dǎo)致我國農(nóng)村居民消費傾向偏低的原因有農(nóng)村居民收入不穩(wěn)定容易受其他條件影響、社會保障制度的不完善以及流動性約束等因素.尹世杰從制約的主要因素入手，指出農(nóng)民的收入水平過低、消費觀念滯后、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施不完善、商品流通不暢、消費環(huán)境惡劣等因素都對農(nóng)村居民消費水平影響比較大.儲德銀和經(jīng)庭如對我國農(nóng)村居民消費需求和收入水平的動態(tài)性關(guān)系進(jìn)行研究，從而指出我國農(nóng)村居民人均消費和人均純收入之間存在著一定的相關(guān)關(guān)系，盡管各自的長期趨勢是非平穩(wěn)的，但是長期來講，他們之間長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系.我國農(nóng)村居民的人均消費指出水平的提高很大程度上受到了人均純收入水平提高的影響，而且這種影響還存在滯后效應(yīng).在收入理論研究方面，張江書運用層次聚類分析和相關(guān)分析等方法分析了安徽農(nóng)民人均純收入的地域差異以及引起地域差異的原因.認(rèn)為安徽省農(nóng)民人均純收入的地域分異由東南向西北遞減,并與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平區(qū)內(nèi)分異性相吻合,這種差異是由自然條件差異和社會條件差異共同造成的.周全運用聚類分析的方法對我國農(nóng)村居民純收入進(jìn)行了評估，認(rèn)為農(nóng)村居民人均純收入存在這地區(qū)差異，并且比較大，這與地區(qū)所處的地理環(huán)境及所擁有的資源等因素有關(guān)[1].高曉華選取1990-2012年的山東省農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)和生活消費支出的數(shù)據(jù)建立模型進(jìn)行分析，認(rèn)為人均純收入各構(gòu)成項目是影響生活消費性支出的顯著性因素，與生活消費支出存在線性關(guān)系[2].劉苓玲和李培在擴(kuò)展的凱恩斯絕對收入假說理論的前提下，對中國31個省份1997-2008年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，表明隨著農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的改變，工資性收入對消費的影響日益顯著，與家庭經(jīng)營性收入一并成為農(nóng)村居民消費的雙動力[3].還有如王鵬，杜華章運用數(shù)據(jù)對農(nóng)村居民收入和消費的關(guān)系進(jìn)行驗證，得出了收入和消費之間確實是存在著均衡關(guān)系[4,5].還有一些學(xué)者如宋茂盛，劉衛(wèi)春等從提高農(nóng)民收入方面入手，提出了一些改變農(nóng)民心理和收入結(jié)構(gòu)的方法來發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)[6,7].

本文基于西方經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，對安徽省農(nóng)村居民人均生活消費支出和人均純收入之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析，對1990-2011年的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗、誤差修正和格蘭杰因果檢驗，從而得出人均生活消費支出和人均純收入之間存在著相關(guān)關(guān)系，以期做出針對性的政策建議.

2 變量、數(shù)據(jù)與計量分析

2.1 變量和數(shù)據(jù)

本文首先對所涉及的變量與數(shù)據(jù)進(jìn)行說明,之后又對數(shù)據(jù)進(jìn)行了一些處理.本文選取的變量是農(nóng)村居民人均生活消費支出和人均純收入，是為了消除人口總量和人口結(jié)構(gòu)以及家庭結(jié)構(gòu)的影響，從而更有效地說明他們之間的相關(guān)關(guān)系.本文的數(shù)據(jù)基于1990-2011年安徽省農(nóng)村居民人均生活消費支出和人均純收入的時間序列數(shù)據(jù)，選取農(nóng)村居民人均生活消費支出(Y)為因變量，農(nóng)村居民人均純收入(X)為自變量.為了使這兩個變量更具有線性關(guān)系，我們對選用的絕對數(shù)進(jìn)行了取對數(shù)處理，并繪制了LnY、LnX的時間序列圖如下：

表1 LnY 和LnX(1990-2011)

2.2 平穩(wěn)性檢驗

一般我們對時間序列模型進(jìn)行OLS回歸方程的估計時，首先要求時間序列是平穩(wěn)的，這樣估計出來的結(jié)果才是準(zhǔn)確有效的，符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象.先看LnY、LnX的變化趨勢圖如下：

從圖1的LnX、LnY的時間序列變化趨勢圖可以看出來，變量LnX、LnY的時間序列有明顯遞增的時間趨勢，這樣就可以看出此時間序列是非平穩(wěn)的，我們要對時間序列進(jìn)行差分，求出DLNX、DLNY，再看看是否平穩(wěn).本文采用Dickey-Fuller的ADF檢驗方法對表1中的數(shù)據(jù)以及LnY和LnX的一階差分變量進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗,且選取的顯著性水平為5%，具體結(jié)果見表2.

圖1 LnY和LnX變化趨勢圖

變量ADF檢驗檢驗類(c,t,k)臨界值結(jié)論LnX-2.424(c,0,4)-3.021非平穩(wěn)LnY2.580(c,0,4)-3.052非平穩(wěn)DLnX-4.364(c,0,4)-3.066平穩(wěn)DLnY-3.099(c,0,4)-3.021平穩(wěn)

2.3 協(xié)整檢驗和誤差修正模型

2.3.1 協(xié)整檢驗

由表2結(jié)果可知LnY和LnX都是一階單整的，所以可以運用E-G兩步法對LnY和LnX進(jìn)行協(xié)整關(guān)系的檢驗，具體操作如下：

首先對向量LnY和LnX進(jìn)行OLS估計，用eviews軟件可得回歸方程為

LnY=0.489+0.905LnX(1)

R2=0.980202,F=990.2030,DW=0.627881

然后我們令估計方程的殘差A(yù)=LnY-0.489-0.905LnX,在對殘差進(jìn)行ADF檢驗，看殘差是否具有平穩(wěn)性,且選取的顯著性水平為10%，具體結(jié)果如下：

表3 殘差的平穩(wěn)性檢驗

在顯著性為10%的情況下，可以看出ADF值大于臨界值，所以我們拒絕殘差具有單位根的原假設(shè)，也就是估計方程的殘差在顯著性水平為10%的水平下可以視為零階單整的，是具有平穩(wěn)性的.通過協(xié)整檢驗可以得出LnY和LnX都是一階單整的，殘差項A也是零階單整的，所以公式(1)模型可以成立.

2.3.2 誤差修正模型

由于我們根據(jù)的是1990-2011年的數(shù)據(jù)估計出來的方程，我們估計出來的公式(1)是用來說明他們之間的長期均衡關(guān)系的，而我們所利用的數(shù)據(jù)往往是具有非均衡狀態(tài)的，所以我們要研究農(nóng)村居民人均生活消費支出和人均純收入之間的短期動態(tài)均衡關(guān)系，并且當(dāng)脫離長期關(guān)系是如何進(jìn)行短期調(diào)節(jié)的，這就需要用到誤差修正模型了.隨著農(nóng)村居民人均純收入的短期波動，描述農(nóng)村居民人均生活消費支出和農(nóng)村居民人均純收入之間向長期均衡調(diào)整的一般誤差修正模型為:

ΔLnY=C(1)+C(2)×ΔLnX+αecmt-1+εt

(2)

其中ecmt-1=LnYt-1-0.489-0.905LnXt-1,由于LnY和LnX都是一階單整的，所以DLnY、DLnX是零階單整的，同時ecmt-1也是零階單整的，故我們可以對DLnY、DLnX、ecmt-1進(jìn)行OLS回歸，但考慮到εt可能存在自相關(guān)，所以我們分別引入DLnY、DLnX的滯后三期的值，即公式(2)變?yōu)?/p>

DLnY=C(1)+C(2)×DLnX+C(3)×DLnXt-1+C(4)×DLnXt-2+C(5)×DLnXt-3+C(6)×DLnYt-1+C(7)×DLnYt-2+C(8)×DLnYt-3+αecmt-1+εt

在eviews中運用逐步回歸法，提出不顯著的滯后期變量，其結(jié)果如下：

R2=0.8792,F=23.6528,DW=2.0735DLnYt=0.0509+0.6617DLnXt+0.3308DLnXt-1-0.4859DLnXt-3-0.0629ecmt-1

(3)

根據(jù)公式(3)結(jié)果顯示安徽省農(nóng)村居民人均生活消費支出和農(nóng)村居民人均純收入之間確實是存在著動態(tài)均衡的關(guān)系，同時還表明了，在顯著性為5%的水平下，DLnY、DLnX滯后三期的值中DLnXt-1、DLnXt-3是顯著的，即不僅本期農(nóng)村居民人均純收入影響著本期農(nóng)村居民人均生活消費支出，滯后一期和三期的農(nóng)村居民人均純收入也影響著本期農(nóng)村居民人均生活消費支出.因為誤差修正模型中的ecmt-1項是表示前一期的非均衡誤差，ecmt-1前面的系數(shù)表示因變量在一個時期內(nèi)的失衡有多大一個比例部分可在下一個時期得到糾正，也就是說失衡對下一期應(yīng)變量水平變化的影響的大小，在我們得到的誤差修正模型中ecmt-1前面的系數(shù)是0.0629，可以說明短期波動偏離長期均衡狀態(tài)時，ecmt-1將以-0.0629的力度來將非均衡狀態(tài)拉回到長期的均衡狀態(tài)，但是系數(shù)在5%的水平下未通過t檢驗，說明了LnY和LnX之間的長期均衡關(guān)系對當(dāng)期偏離非均衡時的調(diào)整能力不強，LnY和LnX的短期波動的自我修正機制所帶來的影響并不是很大.

2.4 格蘭杰因果檢驗

通過以上的檢驗可以看出安徽省農(nóng)村居民人均生活消費支出和安徽省農(nóng)村居民人均純收入之間存在著穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，我們初步選擇的是以農(nóng)村居民人均生活消費支出為因變量，以農(nóng)村居民人均純收入為自變量，但是究竟是農(nóng)村居民人均純收入的增長最終導(dǎo)致農(nóng)村居民人均生活消費支出的增長，還是農(nóng)村居民人均生活消費支出的增長最終會促進(jìn)農(nóng)村居民人均純收入的增長？接下來我們對Y和X進(jìn)行格蘭杰因果檢驗來進(jìn)行判斷.由eviews得結(jié)果如下表：

表4 Y和X的格蘭杰因果檢驗

由以上結(jié)果可以看出，當(dāng)滯后期為1、2、3、4和5年的時候，在顯著性水平為5%的水平下拒絕原假設(shè)x不是y的原因，即滯后期<6的情況下農(nóng)村居民人均純收入是農(nóng)村居民人均生活消費支出的原因，表明這種情況下農(nóng)村居民人均純收入的增長會導(dǎo)致農(nóng)村居民人均生活消費支出的增加，但是滯后期≥6的時候，農(nóng)村居民人均純收入和農(nóng)村居民人均生活消費支出的格蘭杰因果關(guān)系不顯著.同時，當(dāng)滯后期為2、3、4和5年的時候，在顯著性水平為10%的水平下拒絕原假設(shè)y不是x的原因，即滯后期為2、3、4、5的情況下農(nóng)村居民人均生活消費支出是農(nóng)村居民人均純收入的原因，表明這種情況下農(nóng)村居民人均生活消費支出的增加會導(dǎo)致農(nóng)村居民人均純收入的提高，但是滯后期≥6的時候，農(nóng)村居民人均純收入和農(nóng)村居民人均生活消費支出的格蘭杰因果關(guān)系不顯著.這樣可以看出在一定時期內(nèi)我們可以提高農(nóng)村居民人均生活消費的支出從而拉動經(jīng)濟(jì)增長，最終促使農(nóng)村居民人均純收入的提高，這與經(jīng)濟(jì)理論也是相符合的.

3 結(jié)論和相應(yīng)的政策

3.1 擴(kuò)大農(nóng)村的投資力度

政府應(yīng)該擴(kuò)大農(nóng)村的投資力度，不僅加大政府對農(nóng)村的財政投資力度，同時引進(jìn)企業(yè)進(jìn)入對農(nóng)村，加大企業(yè)對農(nóng)村的投資力度，改造農(nóng)村的面貌，逐步實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，進(jìn)而使得市場進(jìn)入農(nóng)村，從而加快社會主義新農(nóng)村建設(shè).

3.2 加大研發(fā)的經(jīng)費投入和回收糧食的規(guī)模

加大對農(nóng)村糧食增產(chǎn)的研發(fā)工作的經(jīng)費投入，以刺激研發(fā)新技術(shù)，使得產(chǎn)量不斷增收，從而農(nóng)民的收入具有穩(wěn)定性的提高，同時還要考慮糧食增收了可是農(nóng)民收入?yún)s減少了的問題，要穩(wěn)定糧價，在糧食過多的時候政府應(yīng)加大收購糧食的力度.要嚴(yán)厲杜絕亂收農(nóng)民費用的情況，要把農(nóng)民負(fù)擔(dān)降到最低，從而保證農(nóng)民收入穩(wěn)定的增長.

3.3 不斷完善分配制度和擴(kuò)寬收入渠道

要不斷完善和改進(jìn)收入分配政策，努力處理好在城鎮(zhèn)和農(nóng)村之間收入再分配的問題，使得城鎮(zhèn)和農(nóng)民收入差距不能過大.調(diào)節(jié)農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)，加快農(nóng)村服務(wù)業(yè)的發(fā)展，從而擴(kuò)大農(nóng)民就業(yè)渠道，增加農(nóng)民收入的方式，最終提高農(nóng)民人均純收入，提高消費能力，達(dá)到刺激消費，擴(kuò)大內(nèi)需的目標(biāo).

3.4 不斷完善社會保障和醫(yī)療保險制度

要不斷完善農(nóng)村居民的社會保障制度和醫(yī)療保險制度.不斷解決農(nóng)村居民看病難，看病貴，以及養(yǎng)老保險等問題，使得農(nóng)民對未來的生活沒有后顧之憂，從而改變以往的守舊消費觀念，即不需要儲蓄太多的資金已預(yù)防未來突發(fā)性的災(zāi)難，使得農(nóng)民對未來有信心，敢于消費.保障了農(nóng)民的基本生活和醫(yī)療的問題，使得農(nóng)民用于滿足基本生存的費用降低，從而有多余的資金用于其他消費上，帶動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展.

[1]周全,何先平.運用聚類分析法對我國農(nóng)村居民人均純收入的評估[J].湖北農(nóng)業(yè)科學(xué),2011,50(23):5008-5010.

[2]高曉華.山東省農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)與生活消費支出實證研究—基于1990—2012年時間序列[J].新疆農(nóng)墾經(jīng)濟(jì),2013,(8):30-33.

[3]劉苓玲,李培.農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)與消費關(guān)系的再檢驗—基于省級面板數(shù)據(jù)的實證分析[J]. 湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版),2011,12(1):15-19.

[4]王鵬.山東農(nóng)村居民收入與消費的協(xié)整分析[J]. 東方企業(yè)文化, 2011,(6):210.

[5]杜華章.我國農(nóng)村居民收入與消費關(guān)系實證研究[J].山西農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版), 2011,10(5):483-488.

[6]宋茂勝.中國當(dāng)前解決三農(nóng)問題的新探索與新實踐——以北莊鎮(zhèn)鐵山村為例[J].棗莊學(xué)院學(xué)報,2011,28(6):87-89.

[7]劉衛(wèi)春,王靖.城市近郊失地農(nóng)民心理困惑的個案研究[J].棗莊學(xué)院學(xué)報,2012,29(6):72-74.