◎張艷清

（濟(jì)源職業(yè)技術(shù)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理系，河南 濟(jì)源 459000）

多年以來研究消費(fèi)與收入之間關(guān)系的國內(nèi)外學(xué)者很多，凱恩斯認(rèn)為消費(fèi)與收入之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系[1]，杜森貝利認(rèn)為消費(fèi)者容易受到收入的增加影響消費(fèi)[2]，弗里德曼認(rèn)為如果消費(fèi)者具有穩(wěn)定的長期收入時，他們會追求跨期預(yù)算約束下的效用最大化[3]，張雪綢、封俊國、秦菊香等認(rèn)為增加農(nóng)村居民的收入水平與擴(kuò)大內(nèi)需之間有著很強(qiáng)的關(guān)聯(lián)關(guān)系，消費(fèi)的不足是由于農(nóng)民居民收入有限引起的[4][5]。彭強(qiáng)從理論和實(shí)證分析兩個方面講述了建設(shè)新農(nóng)村和擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)之間的相關(guān)性，從而得出了建設(shè)好新農(nóng)村是擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)的充分條件[6]。文章依據(jù)濟(jì)源市21年來農(nóng)村固定資產(chǎn)投資（萬元）（設(shè)為x1）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（元/人）（設(shè)為x2）、農(nóng)村居民家庭全年消費(fèi)性支出（元/人）（設(shè)為y）三組統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)依據(jù)Eviews6.0軟件來分析建設(shè)新農(nóng)村與農(nóng)村居民消費(fèi)之間的相關(guān)性，以期為河南省的新農(nóng)村建設(shè)提供理論支持和借鑒。

一、濟(jì)源市農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、農(nóng)村居民家庭人均純收入、農(nóng)村居民家庭全年消費(fèi)性支出變動分析

（一）數(shù)據(jù)選取

依據(jù)河南省濟(jì)源市統(tǒng)計(jì)年鑒的記載，將1995年至2015年濟(jì)源市農(nóng)村固定資產(chǎn)投資（萬元）（為分析問題的科學(xué)性，在對濟(jì)源市農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、農(nóng)村居民家庭人均純收入、農(nóng)村居民家庭全年消費(fèi)性支出的變動情況進(jìn)行分析時，將農(nóng)村固定資產(chǎn)投資數(shù)學(xué)化為農(nóng)村平均固定資產(chǎn)投資）、農(nóng)村居民家庭人均純收入（元/人）、農(nóng)村居民家庭全年消費(fèi)性支出（元/人）整理如下，見下表1：

表1 濟(jì)源市農(nóng)村居民消費(fèi)情況

（二）數(shù)據(jù)分析

依據(jù)表1數(shù)據(jù)，我們得到下圖，如圖1顯示：從1995年至2015年農(nóng)村居民全年消費(fèi)性支出與農(nóng)村居民家庭人均純收入的變動趨勢相同，但從2008年起，兩者的差距開始逐漸明顯，消費(fèi)性支出增長的勢頭跟不上人均純收入增長的步伐；農(nóng)村平均固定資產(chǎn)投資與人均純收入、消費(fèi)性支出兩者發(fā)展的趨勢不明顯，農(nóng)村平均固定資產(chǎn)投資出現(xiàn)了三次波峰，波動較大，但截止到2010年農(nóng)村平均固定資產(chǎn)投資還是主要呈增長趨勢，在2010年到2011之間出現(xiàn)驟減，然后歷經(jīng)了兩年的微小增加后，從2013年起開始驟增。

圖1 濟(jì)源市1995—2015年農(nóng)村平均固定資產(chǎn)投資、農(nóng)村居民家庭人均純收入、農(nóng)村居民家庭全年消費(fèi)性支出

由于在圖1中無法更準(zhǔn)確地表達(dá)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與消費(fèi)性支出之間的關(guān)系，因此需要我們對所研究的數(shù)值進(jìn)行科學(xué)計(jì)算，運(yùn)用軟件更為直觀地表達(dá)出消費(fèi)性支出與平均固定資產(chǎn)投資之間的關(guān)系。

二、建設(shè)新農(nóng)村與提高農(nóng)村居民消費(fèi)水平的相關(guān)性研究

Eviews軟件是當(dāng)今世界上最流行的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件之一，是由美國QMS有限責(zé)任公司推出，在Windows下專門從事數(shù)據(jù)分析、回歸分析和預(yù)測的工具。使用Eviews可以迅速地從數(shù)據(jù)中尋找出它們之間的統(tǒng)計(jì)關(guān)系，并用得到的關(guān)系去預(yù)測數(shù)據(jù)的未來值。[7]文章依據(jù)Eviews6.0軟件功能，分三個步驟用來分析農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、農(nóng)村居民家庭人均純收入、農(nóng)村居民家庭全年消費(fèi)性支出三者之間的相關(guān)性，進(jìn)而得出三者之間的因果關(guān)系。

（一）單整檢驗(yàn)

單整檢驗(yàn)是用來檢驗(yàn)時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的。在研究中由于時間跨度歷經(jīng)了21年，因此變量數(shù)列可能會隨著時間的推移而產(chǎn)生不穩(wěn)定性。而這些表現(xiàn)出不穩(wěn)定的數(shù)列可能表面上看起來不存在某些關(guān)聯(lián)性，即通常所說的因果性，但實(shí)際上這些時間序列可能是存在較強(qiáng)的因果關(guān)系，這樣不利于接下來要進(jìn)行的格蘭杰因果檢驗(yàn)。為避免出現(xiàn)這樣的問題，在對某些變量數(shù)列進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)之前要先對單個變量數(shù)列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果結(jié)果證實(shí)各變量數(shù)列是非平穩(wěn)的變量數(shù)列，就要對某個變量數(shù)列進(jìn)行相應(yīng)地差分處理。我們運(yùn)用Eviews6.0進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2—表5所示。

表2 變量x1的ADF單整檢驗(yàn)結(jié)果

表2結(jié)果顯示：變量數(shù)列x1經(jīng)過單整檢驗(yàn)后，在臨界值顯著水平下，ADF檢驗(yàn)的T統(tǒng)計(jì)量值為-4.025340，小于相應(yīng)的臨界值，要拒絕原假設(shè)，表明：變量數(shù)列x1不存在單位根，是平穩(wěn)序列。

表4 變量x2的ADF二階差分后單整檢驗(yàn)單整檢驗(yàn)結(jié)果

同理變量x2（農(nóng)村居民家庭人均純收入）經(jīng)過單整后，在三個臨界值顯著水平下，變量序列x2的ADF檢驗(yàn)的T統(tǒng)計(jì)量值為1.416849，均大于相應(yīng)的臨界值，因而不能拒絕原假設(shè)，存在單位根，是非平穩(wěn)序列。因此有必要對變量數(shù)列x2進(jìn)行差分處理后重新進(jìn)行單整檢驗(yàn)。

變量數(shù)列x2經(jīng)過二階差分后如表3進(jìn)行單整檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：在三個臨界值（1%、5%和10%）顯著水平下，經(jīng)二階差分后的變量序列x2的ADF檢驗(yàn)T統(tǒng)計(jì)量值為-4.422661，均小于對應(yīng)的臨界值-3.886751、-3.052169和-2.666593，因而要拒絕原假設(shè)，數(shù)列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。

表5 變量y的ADF二階差分后單整檢驗(yàn)單整檢驗(yàn)結(jié)果

同理：變量y經(jīng)過二階差分后，如表4所示：在變量三個臨界值（1%、5%和10%）顯著水平下，變量序列y的ADF檢驗(yàn)的T統(tǒng)計(jì)量值為-7.527341，均小于相應(yīng)的臨界值-3.857386、-3.040391和-2.660551，因而拒絕原假設(shè)，經(jīng)過二階差分后的變量數(shù)列y不存在單位根，是平穩(wěn)序列。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

依據(jù)Eviews軟件的要求，如果單個數(shù)列都是平穩(wěn)數(shù)列，那么下一步就要對所研究的三個變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，這種方法稱作協(xié)整檢驗(yàn)。將數(shù)據(jù)輸入軟件，對回歸方程得到的殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)的結(jié)果如表6所示：ADF值為-6.487240，在1%、5%和10%顯著水平下，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值小于相應(yīng)臨界值-3.920350、-3.065585和-2.673459，從而應(yīng)拒絕原假設(shè)，證明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，證實(shí)了農(nóng)村居民全年消費(fèi)性支出與農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、農(nóng)村居民人均純收入之間存在著長期的均衡關(guān)系。

表6 回歸方程殘差的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

三個變量經(jīng)過協(xié)整檢驗(yàn)后顯示：三個變量之間存在著長期協(xié)整關(guān)系，通過相關(guān)理論我們了解到長期均衡關(guān)系包含兩個方面的理解：一是這種均衡關(guān)系可能是單項(xiàng)的，即這個變量和另一個變量是原因和結(jié)果的關(guān)系，但反之不成立；二是均衡關(guān)系可能是雙項(xiàng)的，兩個變量之間互為原因和結(jié)果。這就會用到格蘭杰因果檢驗(yàn)。結(jié)果如表7顯示：在檢驗(yàn)原假設(shè)x2不是x1的Granger原因是，P值為0.0134，小于0.05，拒絕原假設(shè)，證實(shí)農(nóng)村居民家庭人均純收入是農(nóng)村居民家庭全年消費(fèi)性支出水平變動的格蘭杰原因；在檢驗(yàn)原假設(shè)y不是x2的Granger原因時，P值為0.0891，大于0.05，接受原假設(shè)，從而從理論上證實(shí)了農(nóng)村居民家庭全年消費(fèi)性支出水平變化不是農(nóng)村居民家庭人均純收入的格蘭杰原因，因而從格蘭杰因果原因檢驗(yàn)結(jié)果來看，農(nóng)村居民家庭人均純收入和農(nóng)村居民家庭全年消費(fèi)性支出之間是一種單向的因果關(guān)系[8]。

在檢驗(yàn)原假設(shè)x1不是y的Granger原因時結(jié)果顯示：P值為0.0248，小于0.05，拒絕原假設(shè)，證實(shí)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資是農(nóng)村居民家庭全年消費(fèi)性支出水平變動的格蘭杰原因；在檢驗(yàn)原假設(shè)y不是的x1Granger原因時，P值為0.4807，大于0.05，接受原假設(shè)，證實(shí)農(nóng)村居民家庭全年消費(fèi)性支出水平不是農(nóng)村固定資產(chǎn)投資變動的格蘭杰原因。兩者之間是單項(xiàng)的因果關(guān)系。

同理，在檢驗(yàn)原假設(shè)x1不是x2的Granger原因時，結(jié)果顯示：P值為0.0101，小于0.05，因此要拒絕原假設(shè)，表明農(nóng)村居民家庭人均純收入是引起農(nóng)村平均固定資產(chǎn)投資水平變動的格蘭杰原因，原假設(shè)x2是x1的Granger原因，P值為0.0835，大于0.05，接受原假設(shè)，表明農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平變動不是農(nóng)村居民家庭人均純收入的格蘭杰原因。兩者之間的關(guān)系是一種單項(xiàng)的因果關(guān)系。

表7 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

（四）結(jié)論

綜上所述，農(nóng)村居民家庭人均純收入、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資是引起農(nóng)村居民家庭全年消費(fèi)性支出水平變動的格蘭杰原因，但農(nóng)村居民家庭全年消費(fèi)性支出水平不是引起農(nóng)村居民家庭人均純收入和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的格蘭杰原因，是一種單向的因果關(guān)系；農(nóng)村居民家庭人均純收入和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資之間也是一種單向的因果關(guān)系：農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平變動不是農(nóng)村居民家庭人均純收入的格蘭杰原因，而農(nóng)村居民家庭人均純收入是引起農(nóng)村平均固定資產(chǎn)投資水平變動的格蘭杰原因[9]。

三、加強(qiáng)新農(nóng)村建設(shè)，提升農(nóng)村居民消費(fèi)水平的建議

（一）切實(shí)增加農(nóng)村居民收入

根據(jù)上述研究結(jié)果，農(nóng)村居民家庭人均純收入是引起農(nóng)村居民家庭全年消費(fèi)性支出水平變動的格蘭杰原因，因此提高農(nóng)村居民人均純收入對于增加農(nóng)村居民消費(fèi)、開拓具有決定意義。多渠道、多角度開辟農(nóng)民增收途徑，切實(shí)提高農(nóng)村居民的購買力，可以大大促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提高。

（二）增加農(nóng)村固定資產(chǎn)投資力度

根據(jù)研究結(jié)果，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資是引起農(nóng)村居民家庭全年消費(fèi)性支出水平變動的格蘭杰原因。因此在農(nóng)村建設(shè)一些大的項(xiàng)目，如大型購物超市、大型農(nóng)家樂等可以產(chǎn)生更多的的勞動力需求，農(nóng)村勞動力供給后可以獲得工資性收入；另外，大型項(xiàng)目的建成可以使得周邊農(nóng)村居民提供農(nóng)產(chǎn)品、手工業(yè)品加以售賣，獲得家庭經(jīng)營性收入。這些收入都可能部分變?yōu)檗r(nóng)村居民的消費(fèi)支出。

（三）加快改善農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境

農(nóng)村是假冒偽劣商品的溫床，因?yàn)檗r(nóng)村商品流通體系不太健全，商品結(jié)構(gòu)單一，加上農(nóng)村居民消費(fèi)觀念的落后，喜歡低價商品，政府這些低廉商品在質(zhì)量缺乏監(jiān)管，這些都不利于農(nóng)村居民消費(fèi)長期健康發(fā)展增長，因此，加快農(nóng)村消費(fèi)增長，凈化農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境是刺激農(nóng)村居民消費(fèi)需求的重要手段[10]。