宿遷市農村居民收入與消費關系的實證研究

摘要：基于宿遷市農村居民收入與消費的特點，運用協整理論和格蘭杰因果檢驗對其關聯性進行分析。檢驗結果表明：1999—2008年宿遷市農村居民人均純收入和人均消費支出間存在長期穩定的均衡關系，短期內宿遷農村居民實際收入與實際消費間相互影響微弱，為此政府有必要采取措施促進收入與消費的長期發展。

關鍵詞：農村居民收入；農村居民消費；宿遷；實證研究

中圖分類號：F014 文獻標志碼：Ａ文章編號：１６７３－２９１Ｘ（２０10）35－０033－02

收入是決定居民消費需求的基本因素，其增長快慢制約著居民的消費需求。隨著收入水平的提高和消費結構的調整，農村居民家庭收入與消費之間的相互依存關系也隨之發生變化。本文以江蘇省宿遷市為例，運用協整理論和格蘭杰因果檢驗，對該地區農村居民收入與消費間的關系進行探討，以期能為政府制定相關政策提供參考。

一、數據來源與研究方法

1．數據來源與處理

本文數據來源于2000—2009年江蘇統計年鑒，主要包括1999—2008年宿遷農村居民人均可支配收sr和人均消費支出zc這兩個指標。為客觀、準確地反映實際情況，文章利用以1998年為基期的江蘇省農村居民消費價格指數p對宿遷農村居民人均可支配收入和人均消費支出進行調整。令Inc=（sr/p）×100，Cons=（zc/p）×100，可得剔除通貨膨脹等因素影響后的宿遷農村居民實際收入和消費指標數據（見表1）。

2.研究方法

依據相關數據，使用Eviews6.0軟件得到1999—2008年宿遷農村居民實際收入和實際消費曲線（圖1）。由圖1可知，2001年以前，宿遷農村居民實際收入和消費一直呈現持續增長的態勢，但在2002—2004年增長緩慢，以后期間增長較快。

由此可斷定，該市農村居民實際收入和消費數據之間具有明顯的時間趨勢，可能為非平穩序列，若直接分析兩變量之間的關系，可能產生偽回歸現象[2]。為此，本文運用協整理論、格蘭杰因果檢驗來分析兩者的關系。

二、宿遷市農村居民實際收入與消費關系的實證檢驗

1.單位根檢驗

為保證時間序列的平穩性，方便后序研究，需要對宿遷農村居民實際收入和消費序列進行平穩性檢驗。本文選用檢驗時間序列平穩性中的單位根檢驗方法檢驗宿遷農村居民實際收入和實際消費序列的平穩性，為消除數據中可能存在的異方差，故對宿遷農村居民實際收入和消費序列分別取對數，如圖2所示，其中lgc為實際消費的對數曲線；lgi為實際收入的對數曲線。

通過對圖2的分析可以發現，在樣本期內，宿遷市農村居民實際收入的對數序列（lgi）和實際消費的對數序列（lgc）均呈現明顯的增長趨勢。對以上兩個序列取2階差分，相應的差分序列分別命名為d（lgi，2）和d（lgc，2），得到d（lgi，2）和d（lgc，2）序列的曲線見下圖3，其中d（lgi，2）為實際收入對數的2階差分曲線；d（lgc，2）為實際消費對數的2階差分曲線。

由圖3可知，兩差分序列沒有明顯的增長趨勢，為此對宿遷市農村居民實際收入和消費的對數序列及其相應的差分序列做ADF檢驗，滯后階數采用SC準則確定為1。檢驗結果表明：對于lgi，當滯后系數為1時，ADF統計量為-0.8682，相伴概率90.91%大于5%顯著水平下的臨界值，故不能拒絕原假設，這表明lgi為非平穩的；而對lgc，當滯后系數為1時，ADF統計量為-2.1881，相伴概率43.61%大于5%顯著水平下的臨界值，同樣不能拒絕原假設，這表明lgc亦為非平穩的。再對兩序列的2階差分序列d（lgi，2）和d（lgc，2），做ADF檢驗，結果表明均為平穩序列（表2）。

2.序列lgi和lgc的協整性檢驗

由于兩變量lgi和lgc為同階單整，因此可考慮兩者之間的協整關系。根據Engle-Granger協整檢驗法相關理論，設協整方程為lgc=a+ulgi+et，用和表示回歸系數的估計值，則模型殘差估計值為＝lgc--lgi，若～I，則lgi和lgc具有協整關系[3]。運用Engle-Granger檢驗法對1999—2008年的相關數據進行協整回歸和協整檢驗，得：

lgc=-3.90838910686+1.422570967*lg+et（-3.929568）（11.62293）

R2=0.944092，F=135.0925，DW=1.85998（1）

若變量lgi和lgc具有協整關系，則式（1）中的et應具有平穩性。對殘差序列et進行單位根檢驗，檢驗結果如表3所示：序列et在沒有趨勢項與截距項下的ADF值為-3.918828，1%水平臨界值為-2.847250，5%水平臨界值為-1.988198，10%水平臨界值為-1.600140。殘差et的ADF統計量小于1%、5%與10%這3個顯著水平下的臨界值，故殘差et是平穩的。因此接受變量lgi和lgc的協整假設。

3.Granger-Sims因果檢驗

協整檢驗主要是用來檢驗變量之間是否存在長期均衡關系，但是這種關系是否構成因果關系還需要進一步驗證；而Granger提出的因果關系檢驗則可以解決此類問題。由于模型的檢驗結果敏感地依賴于滯后期的選擇，本文對于此檢驗按以下法則選取滯后期：首先根據AIC和SC準則，在不確定的情況下根據內曼·皮爾遜提出的似然比（LR）統計量確定滯后期lgi與lgc的關系，Granger-Sims因果檢驗的結果如表4所示。

由表4可知，當滯后期為1、2時，宿遷農村居民實際消費不是實際收入的Granger原因，實際收入同樣不是實際消費的Granger原因，這一結論隱含的意義是，在短期內，宿遷農村居民實際收入對農村居民實際消費沒有顯著影響，但這一影響逐漸減弱，兩年后基本消失；與此同時，宿遷農村居民實際消費對實際收入的短期影響也并不顯著，隨著時間推移，這一影響逐漸減弱得要更慢些。因此，從短期看，宿遷農民實際收入與實際消費間相互影響但作用程度并不明顯，這與宿遷這個新興城市的整體發展現狀密切相關。

綜上所述，宿遷市作為一個新興的、發展中的三線城市，就其農民實際收入與實際消費的相互作用來看， Granger-Sims因果檢驗結果表明，短期內宿遷市農民實際收入對實際消費的影響較為薄弱；而協整性檢驗結果則表明，從長期來看，該地區農村居民實際消費與實際收入間存在較為穩定的線性關系。因此，宿遷市政府應當根據當前發展態勢， 積極探討本地區農村居民收入與消費關系的規律，制定合理的農業發展戰略規劃，優化農業內部結構，調整農業區域布局，大力推進農業產業化發展，運用現代科技積極改善農業生產條件，大力發展農村第二、三產業，實現農副產品多層次增值以增加農民非農收入，這對推動宿遷市加快農村小康社會建設具有重要意義。

參考文獻：

[1] 江蘇年鑒編委會.江蘇統計年鑒[M].北京：中國統計出版社，2009.

[2] 張曉峒.計量經濟分析[M].北京：經濟科學出版社，2000.

[3] 孫敬水.計量經濟學[M].北京：清華大學出版社，2003.