河南省農村居民收入與文化消費的協整分析

朱曉杰

(河南省信息管理學校經濟與貿易系，河南鄭州450002)

隨著我國農民收入水平的不斷提高，農村居民的消費結構正在發生著新的變化，吃、穿、住等生存資料的消費比重逐步下降，精神文化消費的比重日益提高，正逐漸成為推動經濟增長的新動力。近年來，學術界對制約農村文化消費的影響因素進行了一些研究，如步蕾英等［1］認為消費觀念傳統、文化程度低下、農村文化產品可選擇性小等，是制約農村文化消費的主要因素;運迪等［2］認為主要是消費能力、消費觀念、消費市場等在影響著農村文化消費。這些研究中定性分析多而定量分析少，且多是簡單的數據羅列和描述，缺乏深入系統的分析。在影響消費的諸多因素中，收入水平是最重要的因素。那么，針對河南省而言，農村居民收入是如何決定其文化消費水平的呢，其數量關系如何?本文將利用協整分析方法對河南省農村居民收入水平與文化消費的數量關系進行分析，從而為河南省農村文化消費的升級尋找切入點。

一、研究方法與數據來源

1.協整分析

協整分析是英國經濟學家克萊夫·格蘭杰于1980年代提出的，用來反映非平穩時間序列同階單整變量之間存在的一種長期穩定的均衡關系。首先用ADF檢驗法對時間序列變量的平穩性及單整階進行檢驗，然后對協整回歸的非均衡誤差進行平穩性檢驗，以驗證變量間的協整關系——如果變量是協整的，說明變量間存在長期穩定的均衡關系，那么其短期非均衡關系總能通過一個誤差修正模型(ECM)來描述;誤差修正模型通過引入一個誤差修正項(即長期均衡偏差項)，對因變量的前期非均衡程度進行修正，解釋變量的短期波動機理，從而把消費者的短期行為與長期趨勢聯系起來，以加深對消費者行為規律的認識——最后通過格蘭杰因果檢驗對變量間的這種長期均衡關系是否構成因果關系進行檢驗。

2.數據選擇與變量處理

本文選取的樣本數據來自1991—2010年《河南省統計年鑒》，在進行計量分析之前，首先對數據進行適當的處理。用1990年的消費價格指數(CPI)對農村人均純收入、農村人均文化消費支出進行平減，以消除物價變動的影響，分別記為Yt和Ct。另外，為消除異方差的影響，對變量進行自然對數變換。數據的自然對數變換不會改變原有的協整關系，并且可以使其趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差。對農村人均純收入、農村人均文化消費支出進行自然對數變換，分別記為lnYt和lnCt;其相應的一階差分序列為ΔlnYt和ΔlnCt，二階差分序列為Δ2lnY和Δ2lnCt。［3］

二、實證分析

1.平穩性檢驗

本文研究的兩個變量，即農村居民人均純收入和文化消費支出具有明顯的趨勢性，為非平穩的時間序列，不能直接進行回歸分析。但觀察兩變量的數據特征，發現它們具有大致相同的趨勢，說明兩變量之間可能存在著協整關系。但是根據協整的定義，如果收入與文化消費支出之間存在協整關系，二者必須是同階單整，所以協整檢驗之前通常要對這兩個變量的平穩性及單整階進行單位根的檢驗。一般用ADF進行檢驗，滯后階數采用AIC或SC準則來確定。［4］

利用軟件Eviews6.0對lnYt和lnCt以及ΔlnYt和ΔlnCt分別進行單位根檢驗，ADF檢驗結果見表1。序列lnYt和lnCt的ADF檢驗統計量的值在10%的顯著水平下大于所對應的臨界值，故lnYt和lnCt為非平穩序列;進一步對一階差分序列ΔlnYt和ΔlnCt進行平穩性檢驗，由表1可以看出，二者的一階差分序列ΔlnYt和ΔlnCt的ADF檢驗統計量值小于在10%顯著水平下的臨界值，為平穩序列。

表1 河南省農村居民人均純收入和文化消費支出的ADF檢驗結果

其適當的檢驗模型如下:

這說明lnYt和lnCt兩個序列均為一階單整，可以做協整分析。

2.協整檢驗

平穩性檢驗結果顯示，lnYt和lnCt滿足進行協整分析的先決條件，下面采用恩格爾和格蘭杰于1987年提出的兩步檢驗法(又稱EG檢驗)來檢驗兩變量之間的協整關系。

第二步檢驗εt的平穩性，如果εt為平穩序列，則認為時間序列lnY與lnC存在協整關系;否則，認為不存在協整關系。［5］

運用1990—2009年的統計數據，用Eviews6.0軟件運算得到如下回歸方程:

從而得到非均衡誤差:

根據協整概念，若變量lnYt與lnCt存在協整關系，則非均衡誤差序列εt必須是平穩的，為此進行ADF平穩性檢驗。檢驗類型為常數項、無趨勢項，滯后階數為0，非均衡誤差序列εt的ADF檢驗統計量值－2.924 6，小于顯著性水平1%下的臨界值－2.583 2，故非均衡誤差序列為平穩序列，lnYt與lnCt存在協整關系，即兩變量的短期隨機波動不影響長期穩定的均衡關系。從協整函數可以看出，農村文化消費支出與農村居民人均純收入存在顯著的正相關關系，文化消費相對于收入具有較大的彈性，這與文化消費的屬性相符。

3.誤差修正模型

上述協整分析結果表明農村文化消費支出與農村居民人均可支配收入存在長期均衡關系，但是從短期來看，由于受到各種因素的沖擊，短期內消費支出的數量總是偏離均衡值的，為了揭示這種偏離的程度及均衡的調整過程，我們引入誤差修正模型，這里采用一階滯后差分形式。

其中，誤差修正項εt－1=lnCt－1－1.134 6lnYt－1+3.215 6，ΔlnYt和ΔlnCt分別代表lnYt和lnCt的一階差分序列。經過多次回歸檢驗，提出不顯著變量，最終得出誤差修正模型:

誤差修正模型表明，在短期內文化消費的增長不僅受收入增長的影響，還受自身滯后值的影響。可見文化消費具有較強的傳統習慣性，前期消費是制約后期消費的重要約束變量。另外，誤差修正系數反映偏離均衡的調整力度相對較強，說明從長期看農村文化消費受到收入水平的剛性制約，與收入水平具有穩定的長期均衡關系。

4.格蘭杰因果檢驗

由協整檢驗可知，收入水平是影響文化消費支出的重要因素，但兩個變量之間是否構成因果關系?我們采用格蘭杰1967年提出的因果性檢驗來進行說明。格蘭杰因果檢驗的思想是:如果xt影響yt，或者xt是yt的原因，此時xt的變化必然先于yt的變化。［5］因果檢驗的結果見表2。

表2 格蘭杰因果檢驗結果

通過檢驗可知，滯后期分別為1期和2期時，農村居民收入是文化消費支出增長的原因，但文化消費支出不是農村居民收入增長的支撐因素，即兩者不構成格蘭杰因果關系。

三、結論

通過對河南省農村文化消費支出與農村居民人均純收入的協整分析、誤差修正模型分析和格蘭杰因果關系檢驗，得出如下結論。

第一，協整檢驗表明，河南省農村居民人均純收入與農村文化消費支出存在明顯的正相關關系。近年來河南省農村文化消費的快速增長，歸根結底在于農村居民收入的增長。因此，農村文化消費的提高離不開經濟的發展，只有不斷增加農村居民的收入，提高他們對未來的預期和現實的貨幣支付能力，才能增強他們的消費欲望。由于文化消費具有看不見、摸不著的特點，屬于較高層次的精神需求，對收入水平具有更高要求。因此，必須想方設法增加農村居民收入，農村居民只有衣食無憂，才會去考慮精神方面的需求。

第二，通過對誤差修正模型的分析可知，河南省農村居民的收入水平在短期內對文化消費支出起到了較大的推動作用，但農村居民收入具有季節性和不連貫性，導致農村文化消費也具有明顯的季節性特點。短期內，農村文化消費非均衡的偏離度較大。但從長期看，由于農村居民的生活習慣受傳統因素影響較大，文化消費支出具有一定的穩定性，與農村居民的收入水平保持同趨勢的俱進均衡。因此，推動河南省農村文化消費升級，必須注意引導農村改變傳統保守的消費習慣，構建積極健康的消費文化。

第三，格蘭杰因果檢驗表明，河南省農村居民人均純收入是文化消費支出的原因，農村居民當期收入可以解釋文化消費支出，當期收入是消費的驅動因素。這說明，我國傳統的“量入為出”的消費觀念是河南省農村主流消費觀念，但是反過來并不成立，即河南省農村文化消費支出還不是農村居民收入的重要支撐因素，這也反映了目前河南省農村文化消費水平還比較低，占總體消費支出的比重還比較小，對經濟發展的影響還比較微弱，尚不能成為支撐經濟增長和農村居民收入增加的重要因素。但是，由于河南省是農業大省，農村人口眾多，農村文化消費的潛力巨大，因此，推動農村文化消費的升級是河南省擴大內需、調整經濟結構、提高農村居民生活品質的重要途徑。

［1］ 步蕾英，王偉然.山東省農村文化消費狀況及影響因素實證分析［J］.科學與管理，2010(1):48.

［2］ 運迪，李嘯.現代化視角下農村居民文化消費問題初探［J］.社科縱橫，2010(9):43.

［3］ 李子奈，潘文卿.計量經濟學［M］.北京:高等教育出版社，2010:297－298.

［4］ 梁君，顧江.農村文化消費:動因、問題與對策——以江蘇省為例［J］.消費經濟，2009(4):16.

［5］ 陳燕武.消費經濟學——基于經濟計量學視角［M］.北京:科學文獻出版社，2008:181－182.