济源市新农村建设与提高农村居民消费相关性研究及启示

2018-10-18张艳清

三门峡职业技术学院学报 2018年3期

◎张艳清

（济源职业技术学院经济管理系，河南济源 459000）

多年以来研究消费与收入之间关系的国内外学者很多，凯恩斯认为消费与收入之间存在着长期稳定的关系[1]，杜森贝利认为消费者容易受到收入的增加影响消费[2]，弗里德曼认为如果消费者具有稳定的长期收入时，他们会追求跨期预算约束下的效用最大化[3]，张雪绸、封俊国、秦菊香等认为增加农村居民的收入水平与扩大内需之间有着很强的关联关系，消费的不足是由于农民居民收入有限引起的[4][5]。彭强从理论和实证分析两个方面讲述了建设新农村和扩大农村居民消费之间的相关性，从而得出了建设好新农村是扩大农村居民消费的充分条件[6]。文章依据济源市21年来农村固定资产投资（万元）（设为x1）、农村居民家庭人均纯收入（元/人）（设为x2）、农村居民家庭全年消费性支出（元/人）（设为y）三组统计数据依据Eviews6.0软件来分析建设新农村与农村居民消费之间的相关性，以期为河南省的新农村建设提供理论支持和借鉴。

一、济源市农村固定资产投资、农村居民家庭人均纯收入、农村居民家庭全年消费性支出变动分析

（一）数据选取

依据河南省济源市统计年鉴的记载，将1995年至2015年济源市农村固定资产投资（万元）（为分析问题的科学性，在对济源市农村固定资产投资、农村居民家庭人均纯收入、农村居民家庭全年消费性支出的变动情况进行分析时，将农村固定资产投资数学化为农村平均固定资产投资）、农村居民家庭人均纯收入（元/人）、农村居民家庭全年消费性支出（元/人）整理如下，见下表1：

表1 济源市农村居民消费情况

（二）数据分析

依据表1数据，我们得到下图，如图1显示：从1995年至2015年农村居民全年消费性支出与农村居民家庭人均纯收入的变动趋势相同，但从2008年起，两者的差距开始逐渐明显，消费性支出增长的势头跟不上人均纯收入增长的步伐；农村平均固定资产投资与人均纯收入、消费性支出两者发展的趋势不明显，农村平均固定资产投资出现了三次波峰，波动较大，但截止到2010年农村平均固定资产投资还是主要呈增长趋势，在2010年到2011之间出现骤减，然后历经了两年的微小增加后，从2013年起开始骤增。

图1 济源市1995—2015年农村平均固定资产投资、农村居民家庭人均纯收入、农村居民家庭全年消费性支出

由于在图1中无法更准确地表达农村固定资产投资与消费性支出之间的关系，因此需要我们对所研究的数值进行科学计算，运用软件更为直观地表达出消费性支出与平均固定资产投资之间的关系。

二、建设新农村与提高农村居民消费水平的相关性研究

Eviews软件是当今世界上最流行的计量经济学软件之一，是由美国QMS有限责任公司推出，在Windows下专门从事数据分析、回归分析和预测的工具。使用Eviews可以迅速地从数据中寻找出它们之间的统计关系，并用得到的关系去预测数据的未来值。[7]文章依据Eviews6.0软件功能，分三个步骤用来分析农村固定资产投资、农村居民家庭人均纯收入、农村居民家庭全年消费性支出三者之间的相关性，进而得出三者之间的因果关系。

（一）单整检验

单整检验是用来检验时间序列数据平稳性的。在研究中由于时间跨度历经了21年，因此变量数列可能会随着时间的推移而产生不稳定性。而这些表现出不稳定的数列可能表面上看起来不存在某些关联性，即通常所说的因果性，但实际上这些时间序列可能是存在较强的因果关系，这样不利于接下来要进行的格兰杰因果检验。为避免出现这样的问题，在对某些变量数列进行格兰杰因果检验之前要先对单个变量数列进行平稳性检验，如果结果证实各变量数列是非平稳的变量数列，就要对某个变量数列进行相应地差分处理。我们运用Eviews6.0进行ADF检验，检验结果如表2—表5所示。

表2 变量x1的ADF单整检验结果

表2结果显示：变量数列x1经过单整检验后，在临界值显著水平下，ADF检验的T统计量值为-4.025340，小于相应的临界值，要拒绝原假设，表明：变量数列x1不存在单位根，是平稳序列。

表4 变量x2的ADF二阶差分后单整检验单整检验结果

同理变量x2（农村居民家庭人均纯收入）经过单整后，在三个临界值显著水平下，变量序列x2的ADF检验的T统计量值为1.416849，均大于相应的临界值，因而不能拒绝原假设，存在单位根，是非平稳序列。因此有必要对变量数列x2进行差分处理后重新进行单整检验。

变量数列x2经过二阶差分后如表3进行单整检验，结果显示：在三个临界值（1%、5%和10%）显著水平下，经二阶差分后的变量序列x2的ADF检验T统计量值为-4.422661，均小于对应的临界值-3.886751、-3.052169和-2.666593，因而要拒绝原假设，数列不存在单位根，是平稳序列。

表5 变量y的ADF二阶差分后单整检验单整检验结果

同理：变量y经过二阶差分后，如表4所示：在变量三个临界值（1%、5%和10%）显著水平下，变量序列y的ADF检验的T统计量值为-7.527341，均小于相应的临界值-3.857386、-3.040391和-2.660551，因而拒绝原假设，经过二阶差分后的变量数列y不存在单位根，是平稳序列。

（二）协整检验

依据Eviews软件的要求，如果单个数列都是平稳数列，那么下一步就要对所研究的三个变量之间是否存在长期的均衡关系进行检验，这种方法称作协整检验。将数据输入软件，对回归方程得到的残差进行ADF检验的结果如表6所示：ADF值为-6.487240，在1%、5%和10%显著水平下，检验统计量值小于相应临界值-3.920350、-3.065585和-2.673459，从而应拒绝原假设，证明残差序列不存在单位根，是平稳序列，证实了农村居民全年消费性支出与农村固定资产投资、农村居民人均纯收入之间存在着长期的均衡关系。

表6 回归方程残差的ADF检验结果

（三）格兰杰因果检验

三个变量经过协整检验后显示：三个变量之间存在着长期协整关系，通过相关理论我们了解到长期均衡关系包含两个方面的理解：一是这种均衡关系可能是单项的，即这个变量和另一个变量是原因和结果的关系，但反之不成立；二是均衡关系可能是双项的，两个变量之间互为原因和结果。这就会用到格兰杰因果检验。结果如表7显示：在检验原假设x2不是x1的Granger原因是，P值为0.0134，小于0.05，拒绝原假设，证实农村居民家庭人均纯收入是农村居民家庭全年消费性支出水平变动的格兰杰原因；在检验原假设y不是x2的Granger原因时，P值为0.0891，大于0.05，接受原假设，从而从理论上证实了农村居民家庭全年消费性支出水平变化不是农村居民家庭人均纯收入的格兰杰原因，因而从格兰杰因果原因检验结果来看，农村居民家庭人均纯收入和农村居民家庭全年消费性支出之间是一种单向的因果关系[8]。

在检验原假设x1不是y的Granger原因时结果显示：P值为0.0248，小于0.05，拒绝原假设，证实农村固定资产投资是农村居民家庭全年消费性支出水平变动的格兰杰原因；在检验原假设y不是的x1Granger原因时，P值为0.4807，大于0.05，接受原假设，证实农村居民家庭全年消费性支出水平不是农村固定资产投资变动的格兰杰原因。两者之间是单项的因果关系。

同理，在检验原假设x1不是x2的Granger原因时，结果显示：P值为0.0101，小于0.05，因此要拒绝原假设，表明农村居民家庭人均纯收入是引起农村平均固定资产投资水平变动的格兰杰原因，原假设x2是x1的Granger原因，P值为0.0835，大于0.05，接受原假设，表明农村固定资产投资水平变动不是农村居民家庭人均纯收入的格兰杰原因。两者之间的关系是一种单项的因果关系。

表7 格兰杰因果关系检验结果

（四）结论

综上所述，农村居民家庭人均纯收入、农村固定资产投资是引起农村居民家庭全年消费性支出水平变动的格兰杰原因，但农村居民家庭全年消费性支出水平不是引起农村居民家庭人均纯收入和农村固定资产投资的格兰杰原因，是一种单向的因果关系；农村居民家庭人均纯收入和农村固定资产投资之间也是一种单向的因果关系：农村固定资产投资水平变动不是农村居民家庭人均纯收入的格兰杰原因，而农村居民家庭人均纯收入是引起农村平均固定资产投资水平变动的格兰杰原因[9]。

三、加强新农村建设，提升农村居民消费水平的建议

（一）切实增加农村居民收入

根据上述研究结果，农村居民家庭人均纯收入是引起农村居民家庭全年消费性支出水平变动的格兰杰原因，因此提高农村居民人均纯收入对于增加农村居民消费、开拓具有决定意义。多渠道、多角度开辟农民增收途径，切实提高农村居民的购买力，可以大大促进农村居民消费水平的提高。

（二）增加农村固定资产投资力度

根据研究结果，农村固定资产投资是引起农村居民家庭全年消费性支出水平变动的格兰杰原因。因此在农村建设一些大的项目，如大型购物超市、大型农家乐等可以产生更多的的劳动力需求，农村劳动力供给后可以获得工资性收入；另外，大型项目的建成可以使得周边农村居民提供农产品、手工业品加以售卖，获得家庭经营性收入。这些收入都可能部分变为农村居民的消费支出。