中國農村居民消費影響因素分析

張志茹 張可心 郝梓旭

（長春中醫藥大學健康管理學院，吉林 長春 130117）

一、引言

我國實施出口導向型經濟發展戰略受到來自內外部的種種壓力，而出口貿易本身的不穩定性也催促著我們盡可能地將經濟發展的重心向國內傾斜，依靠國內需求特別是國內消費需求的不斷擴大來拉動經濟增長，是實現經濟可持續發展的重要手段[1]。我國消費市場的形勢并不樂觀，農村居民消費水平整體普遍偏低，農村居民是我國最大的消費群體，如何提高農村居民的消費水平具有十分重大的意義。本文基于影響農村居民消費水平的兩大因素：收入[2]、國內生產總值，通過單位根檢驗、協整分析、格蘭杰檢驗等計量方法對農村居民收入、國內生產總值對農村居民消費支出的影響進行分析。

二、模型和數據

（一）數據來源

本文選取的全國1978-2017年的國內生產總值（GDP）、農村居民家庭人均消費支出（NC）和農村居民家庭人均純收入（NI）的時間序列數據及相關數據來自1978-2017年共四十年的《中國統計年鑒》，并做相關處理。為消除異方差，又不改變序列原本的計量經濟學關系，本文對獲取的國內生產總值、農村居民家庭人均消費支出和農村居民家庭人均純收入相關統計數據進行了取對數處理。記作LNGDP，LNNC，LNNI。

（二）模型構建

向量自回歸模型（VAR模型）由Christopher Sims在1980年提出，也叫作VAR模型，它擴充了只能使用一個變量的自回歸模型，是同時分析和預測多個相關變量的比較容易的方法，因此經常使用在多變量時間序列模型的分析上。VAR模型把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。VAR（p）模型的數學表達式為：

其中：c是n×1常數向量，Ai是n×n矩陣。et是n×1誤差向量，最優滯后階的選取一般由赤池信息準則（AIC）和施瓦茨（SC）準則確定，樣本個數為t，k×k維矩陣A1，…，Ap和c是要被估計的系數矩陣，et是k維擾動向量，它們相互之間可以同期相關，但不與自己的滯后值相關，也不與等式右邊的變量相關，假設∑是et的協方差矩陣，是一個（k×k）的正定矩陣。

（三）研究方法

本文運用ADF法對國內生產總值（LNGDP）、農村居民家庭人均純收入（LNNI）和農村居民家庭人均消費支出（LNNC）進行平穩性檢驗，不平穩則通過差分處理，直到使完成處理的變量存在同階單整時表明序列通過單位根檢驗；為了考察國內生產總值與農村居民家庭人均消費支出是否存在長期均衡關系，農村居民家庭人均純收入與農村居民家庭人均消費支出是否存在長期均衡關系，本文選用EG兩步法的協整檢驗以及誤差修正模型驗證國內生產總值、農村居民家庭人均純收入與農村居民家庭人均消費支出之間的短期波動和長期關系均衡關系；采取了格蘭杰檢驗法深層次的探討二者內部確切的因果方向。

三、結果

（一）國內生產總值、農村居民家庭人均純收入與農村居民家庭人均消費支出的基本狀況

從1978-2017年的國內生產總值、農村居民家庭人均純收入與農村居民家庭人均消費支出時間序列趨勢可以明顯看到，農村居民家庭人均消費支出與國內生產總值、農村居民家庭人均純收入均呈現平穩上升趨勢，且變化趨勢大致相同，可以猜測近四十年來農村居民家庭人均消費支出與國內生產總值、農村居民家庭人均純收入之間存在一定經濟關聯。

（二）實證結果分析

1.變量序列平穩性檢驗

本文所用數據為時間序列，為此我們需要驗證國內生產總值（LNGDP）、農村居民家庭人均純收入（LNNI）、農村居民家庭人均消費支出（LNNC）序列平穩而進行單位根檢驗，防止出現“偽回歸”。我們選用了最廣泛使用的Augument Dickey-Fuller test，也就是ADF檢驗對時間變量進行單位根的檢驗，此方法彌補了DF檢驗法的不足[3]。運行軟件Eviews9.0對變量國內生產總值（LNGDP）、農村居民家庭人均純收入（LNNI）、農村居民家庭人均消費支出（LNNC）時間序列進行單位根的平穩檢驗，在未達到協整分析所要求的標準之前我們可以對變量進行差分處理，國內生產總值（LNGDP）、農村居民家庭人均純收入（LNNI）、農村居民家庭人均消費支出（LNNC）的ADF值在各顯著水平下存在單位根，需要對變量進行差分處理，一次差分后ΔLNGDP、ΔLNNI、ΔLNNC的ADF值分別在5%、10%、5%的顯著水平下通過了驗證，此時，國內生產總值（LNGDP）、農村居民家庭人均純收入（LNNI）、農村居民家庭人均消費支出（LNNC）為一階單整，滿足了協整分析的首要條件之后，下一步我們可以進行協整檢驗，分析國內生產總值（LNGDP）、農村居民家庭人均純收入（LNNI）、農村居民家庭人均消費支出（LNNC）是否存在長期均衡關系。

2.協整分析

本文得到國內生產總值（LNGDP）、農村居民家庭人均純收入（LNNI）、農村居民家庭人均消費支出（LNNC）為一階單整，這時可以實施協整，運用Eviews9.0的計算結果，并得出了如下估計方程模型：

根據估計方程（2）（3），可得到回歸殘差et1、et2。而協整分析中有一個重要假設就是殘差et必須維持平穩，判斷平穩性我們仍然采用ADF檢驗法。如果此時殘差et1、et2通過檢驗展現平穩就說明農村居民家庭人均消費支出與國內生產總值和農村居民家庭人均純收入存在著協整的關系，運行Eviews9.0得到的結果如表1所示，殘差et1、et2存在平穩，也就證明了國內生產總值、農村居民家庭人均純收入與農村居民家庭人均消費支出具有協整關系。

表1 殘差et的ADF檢驗

從方程（2）可見，國內生產總值（LNGDP）的系數估計值是0.504，說明國內生產總值上漲1%時，可帶動農村居民家庭人均消費支出（LNNC）提高0.504%。可見國內生產總值增加對農村居民家庭消費支出有積極的拉動作用，同時說明農村居民的消費潛力巨大。從方程（3）可見，農村居民家庭人均收入（LNNI）的系數估計值是0.940，說明農村居民家庭人均純收入上漲1%時，可帶動農村居民消費支出提高0.940%，可家庭收入增加對帶動農村居民家庭消費支出有積極作用。

四、結論

本文對國內生產總值、農村居民家庭人均純收入與農村居民家庭人均消費支出關系的研究分析得到：單位根檢驗表明國內生產總值（LNGDP）、農村居民家庭人均純收入（LNNI）與農村居民家庭人均消費支出（LNNC）存在一階單整的平穩關系；協整檢驗表明國內生產總值（LNGDP）與農村居民家庭人均消費支出（LNNC）短期相關系數為0.348；農村居民家庭人均純收入（LNNI）與農村居民家庭人均消費支出（LNNC）短期相關系數為0.932。誤差修正分析中得出國內生產總值（LNGDP）長期內以0.638的速度對二者之間的非均衡狀態進行調整；農村居民家庭人均純收入（LNNI）長期內以0.863的速度對二者之間的非均衡狀態進行調整。由Granger檢驗可知，國內生產總值能夠引起農村居民家庭人均消費支出的變化，對其發展有積極影響，農村居民家庭人均純收入能夠引起農村居民家庭人均消費支出的變化，對其有積極影響。通過以上檢驗分析，得出國內生產總值的提高對農村居民消費支出有積極作用，但由于一些原因這種積極作用較小，這也說明農村居民消費市場潛力巨大；農村居民收入與農村居民消費支出極大相關。