趙夢凡

摘 要：拉動經濟增長的三駕馬車是消費、投資和出口。新常態(tài)形勢下，拉動經濟增長的動力偏向消費。在我國農村人口占多數，農村居民的消費與經濟增長之間的關系值得探究。本文選取了1978年至2013年的數據，采用了格蘭杰因果檢驗的方法進行分析，在進行格蘭杰因果檢驗之前采用了ADF檢驗對時間序列的平穩(wěn)性進行了檢驗。最后結果表明，國內生產總值和農村居民消費水平之間互為因果關系，即經濟增長能夠促進農村居民消費水平的提高，農村居民消費水平的提高會拉動經濟增長。

關鍵詞：農村居民消費；經濟增長；ADF檢驗；格蘭杰因果檢驗

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，中國經濟從高速增長轉為中高速增長；從結構方面看，中國經濟結構不斷優(yōu)化升級，第三產業(yè)、消費需求逐步成為主體，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，中國經濟從要素驅動、投資驅動轉向創(chuàng)新驅動。從中可以看出，新常態(tài)形勢下，投資驅動力逐漸減弱，拉動經濟增長的動力偏向消費。農村人口大約有8.3億，隨著城鄉(xiāng)差距不斷縮小，農村居民的消費水平也不斷提高，那么究竟是農村居民消費水平提高導致了經濟增長還是經濟增長使得農村居民消費水平的提高？本文采用格蘭杰因果檢驗的方法對其之間的關系進行了定量研究。

二、實證研究

（一）數據的來源

本文分析所選取的樣本數據為1978年至2013年的數據，數據均來源于2014年《中國統(tǒng)計年鑒》。經濟增長指標選用的是國內生產總值（GDP）來表示，農村居民消費指標選用的是農村居民消費水平來表示（假定農村居民消費水平用NXF表示），居民消費水平指按常住人口平均計算的居民消費支出。這些數據都是絕對數，按照當年價格計算。

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中進行對數變換，并分別表示為LNGDP和LNNXF。對數變化后并不改變序列的協(xié)整性。[1]

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

在對經濟現(xiàn)象進行時間序列分析時，一般要求所使用的時間序列是平穩(wěn)的，即沒有隨機趨勢或確定性趨勢，否則會產生偽回歸問題，即兩個毫不相關的時間序列因為都是與時俱進的，所以會產生偽回歸現(xiàn)象。因此，在進行格蘭杰因果檢驗之前要先對對數變換后的GDP和NXF兩個時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，觀察其是否為平穩(wěn)，如果是平穩(wěn)的，就可以繼續(xù)利用計量經濟學的方法對模型進行估計和檢驗；如果為非平穩(wěn)，則需要使用計量經濟學中的方法將其變?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)性檢驗方法是Augmented Dickey—Fuller Test（ADF檢驗）。[2]利用Eviews7.0的單位根檢驗判斷LNGDP和LNNXF兩個序列的平穩(wěn)性，檢驗結果如下表1所示。

為了進行格蘭杰因果檢驗，需要將非平穩(wěn)的時間序列變換平穩(wěn)的時間序列，經過單位根檢驗，對數變換后的國內生產總值和農村居民消費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進行檢驗DLNGDP和DLNNXF是否為平穩(wěn)序列。[3]

根據單位根檢驗可知，LNGDP和LNNXF兩個時間序列是非平穩(wěn)的，而對其進行差分后得到的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)的時間序列進行格蘭杰因果檢驗。

表1 國內生產總值（GDP）與農村居民消費水平（NXF）的單位根檢驗

變量檢驗形式ADF統(tǒng)計量1%臨界值5%臨界值10%臨界值結論

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

上文中通過ADF檢驗已經證明DLNGDP和DLNNXF兩個時間序列是平穩(wěn)的，因此，可以對DLNGDP和DLNNXF兩個時間序列進行格蘭杰因果檢驗。格蘭杰因果關系檢驗中滯后長度q或s的選擇是任意的，并且因果檢驗的結果對滯后長度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行檢驗，以確定因果關系檢驗中的隨機誤差不存在序列的相關來選取適當的滯后長度。從以下輸出結果可以看出，本文選取了四個不同的滯后長度進行了檢驗，得出的F值和P值也不盡相同。表2給出了取1至4階滯后期的檢驗結果。

表2 格蘭杰因果關系檢驗結果

滯后期格蘭杰因果性F統(tǒng)計量F的p值結論

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，國內生產總值和農村居民消費水平是互為因果關系的，其中一方的變動會引起另一方的相應改變；在滯后期為4的情況下，農村居民消費水平并不是引起國內生產總值變化的原因，但是，國內生產總值是引起農村居民消費水平變化的原因。影響國內生產總值的變化因素有很多，農村居民消費水平可能只是其中的一方面，但是，國內生產總值的增加會引起農村居民消費水平的提高。

三、結論

從總體上看，國內生產總值和農村居民消費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行格蘭杰因果檢驗分析，國內生產總值和農村居民消費水平之間互為因果關系[4]，即一方面經濟增長能夠促進農村居民消費水平的提高，另一方面，農村居民消費水平的提高會拉動經濟增長。

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

參考文獻：

[1] 劉太琳，劉敏敏，董中印.我國農村居民消費與經濟增長關系分析[J].東岳論叢，2012

[2] 孫敬水.計量經濟學[M].北京.清華大學出版社.2004（9）

[3] 徐鳳，金克琴. 中國居民消費與經濟增長關系的實證研究[J].北京工商大學學報，2009（2）

[4] 葛志財，孟猛.中國農村居民消費與經濟增長關系研究[D].天津師范大學，2009

[5] 陳亮. 我國農村居民消費對經濟增長拉動作用的實證分析及對策[J].經濟縱橫，2010（2）