江蘇省農業產業規模與農村居民恩格爾系數關系的協整檢驗

戴　澍，潘　麗（炎黃職業技術學院，江蘇　淮安　223400）

江蘇省農業產業規模與農村居民恩格爾系數關系的協整檢驗

戴澍，潘麗
（炎黃職業技術學院，江蘇淮安223400）

本文依托江蘇省1981-2013年的數據，通過協整檢驗考察江蘇省農業產業規模和農村居民恩格爾系數之間的協整關系。結論顯示：①長期來看，兩者存在協整關系，但彈性較弱。②短期來看，農業產業規模偏離長期均衡時將以1的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

產業規模；恩格爾系數；協整檢驗；ECM

1　數據來源與說明

農業產業規模取江蘇省1981－2013年糧食作物產量 （單位：千萬噸）替代，作變量Y，用產量表示產業規模，避開了通脹引起的價格波動，更具說服力；另取江蘇省1981－2013年農村居民恩格爾系數為變量X，運用計量經濟學軟件EVIEWS 7.0嘗試考察二者協整關系，數據來源于 《江蘇統計年鑒2015》和《新中國55年統計資料匯編·江蘇篇》。

2　ADF檢驗

為了避免偽回歸現象的發生，須要對變量X和變量Y作ADF檢驗，即檢驗兩變量的平穩性，若兩變量均為平穩序列，可

表1　變量ADF檢驗結果

由上表可知變量X的P值為0.786 9遠大于0.05的臨界，因此為非平穩序列，同樣，變量X的P值0.0617亦大于0.05也為非平穩序列。而兩變量的一階差分均小于1%顯著性水平下的臨界值，即拒絕原假設，因此兩變量的一階差分序列都平穩，即變量X和變量Y同為一階單整序列，可以進行協整檢驗。

3　協整檢驗

運用E-G兩步法對上述兩變量作協整分析，方程估計結果如表2所示。

表2　協整方程估計結果

表3　殘差ADF檢驗結果

由上表可知，方程殘差序列在5%顯著性水平下拒絕原假設，因此可認為殘差序列是平穩序列。

綜上可得到變量Y和變量X的協整方程為：

4　誤差修正模型

上述協整模型考察了農業產業規模和農民恩格爾系數之間的長期協整關系，為了進一步考察兩變量之間的短期關系，現通過誤差修正模型（ECM）來分析。

以協整模型的殘差序列（residual序列）作為誤差修正項，建立ECM。

其中d（Y）、d（X）、d（residual）分別表示Y、X、原殘差的一階差分，C1、C2、C3表示相應系數，μ為修正模型的殘差。回歸結果如表4所示。

表4　ECM估計結果

ECM方程為：

5　結語

（1）從長期角度來看，農業產業規模與農村居民恩格爾系數之間存在協整關系，農業產業規模每波動1個單位即會引起農村居民恩格爾系數反向的0.244 220 6個單位的變化，但彈性較弱。

（2）從短期角度來看，農業產業規模的變動可分為兩部分：一部分為短期恩格爾系數波動的影響，彈性系數為-0.244 221；另外一部分是農業產業規模偏離長期均衡的影響。而誤差修正項系數C3正反映了對偏離長期均衡的調整力度。上述誤差修正模型中C3=1，說明當短期波動偏離長期均衡時，將以1的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

主要參考文獻

［1］李銀秀.西部大開發以來陜西省城鎮居民收入與消費研究及協整檢驗［J］.金融教育研究，2015，28（5）：34-41.

［2］張娟，楊素芳.農產品價格影響因素的協整分析［J］.北方經濟，2013 （2）：9-10.

［3］范小仲.基于協整檢驗的湖北省農產品價格和農業生產資料價格波動關系的實證研究［J］.中南民族大學學報：自然科學版，2013，32 （4）：123-126.

［4］李軍，李陽.我國進口、出口與經濟增長關系的協整檢驗［J］.預測，2001（4）.

［5］李子奈.計量經濟學——方法與應用［M］.北京：清華大學出版社，1992.

10.3969/j.issn.1673-0194.2016.17.077

F327

A

1673-0194（2016）17-0141-02

2016-07-19進行格蘭杰檢驗以考察兩者之間的因果關系，若兩變量雖非平穩序列，但同階單整，則可進行協整檢驗，考察二者之間的協整關系。檢驗結果如表1所示。