宣城市農民收入對消費支出的影響

摘要：本文選取2002年～2019年的年度數據，運用協整分析和誤差修正模型，實證分析宣城市農民收入對消費支出的影響。結果顯示，宣城市農民人均可支配收入與宣城市農民人均消費支出存在長期穩定的均衡關系，農民人均可支配收入上升1個百分點，農民人均消費支出上升1.2137的百分點。當短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項將以0.7750的力度做反向調整，將非均衡狀態拉回均衡狀態。大力發展農村生產，加快推進新型城鎮化建設，加大農民的非農生產技能培訓，健全農村社會保障制度，可以穩步提升農民消費水平。

關鍵詞：消費支出;人均可支配收入;農民;協整分析;誤差修正模型

一、引言

關于農民收入對農民消費支出的影響，孫文凱等（2008）認為，遲緩增長的收入以及慢慢擴大的差距是約束農民消費增長的主要因素;汪旭輝等（2009）的計量分析指出，我國農民消費的欲望比較強烈，然而收入的低下卻限制了其消費能力;陶醉等（2016）的實證研究表明，不同渠道來源的收入均正向地影響農民消費支出;張或澤等（2018）指出，收入是決定農民消費支出的最關鍵的原因;王艷等（2018）探討了收入結構對農民消費支出的影響，結果說明，非農收入比例的提高有助于促進消費結構的升級。

現有的眾多文獻表明，學者們的研究大多基于全國層面的數據，且研究的結果均證明農民的消費水平主要受其收入的影響。由于不同地區農民收入的差距較大，因而農民消費支出水平亦有所不同。近年來，宣城市正在全力推進社會主義現代化建設，提高農民收入，改善農民的消費水平至關重要。鑒于此，本文選擇安徽省宣城市作為研究對象，以Eviews9.0軟件為研究工具，選取2002年～2019年共計18年的年度數據，運用經濟計量方法實證檢驗宣城市農民收入對宣城市農民消費支出的影響，為多渠道增加農民收入，進而提升農民消費水平貢獻綿薄之力。

二、實證分析

1.指標與數據說明

宣城市農民收入指標，采用農民人均可支配收入表示，記為PDIF。宣城市農民消費支出指標，采用農民人均消費支出表示，記為RPCE。為了減低樣本數據的波動，防止產生異方差，對RPCE與PDIF分別取對數，相應地，分別記為LNRPCE與LNPDIF。

采用年度數據，時間跨度為2002年～2019年，其中，2002年的RPCE和PDIF的數值根據2003年數據計算得到，2003年～2019年的RPCE和PDIF的數值來自《宣城統計年鑒》。

2.繪制LNRPCE與LNPDIF的序列折線圖與散點圖

打開EVIEWS9.0軟件，輸入2002年～2019年宣城市農民人均可支配收入PDIF與宣城市農民人均消費支出RPCE的數據，利用命令LGRPCE=LOG（RPCE）以及LGPDIF=LOG（PDIF），生成對數序列LNRPCE與LNPDIF。選中LNRPCE與LNPDIF，以“as group”的方式打開序列LNRPCE與LNPDIF，在打開的一組數據LNRPCE與LNPDIF的窗口下，選擇“view”，然后選擇“graph”，再分別選擇“line and symbol”與“scatter”，順次繪制LNRPCE與LNPDIF的序列折線圖與散點圖。

圖1為變量LNRPCE與LNPDIF的折線圖，圖2為變量LNRPCE與LNPDIF的散點圖。圖1顯示，隨著時間的逐步推移，LNRPCE與LNPDIF的增長趨勢都是十分的明顯，而且LNRPCE曲線與LNPDIF曲線都顯然地帶有截距項。圖2表明，變量LNRPCE與LNPDIF之間有著非常明顯的線性相關關系。

3.變量的單位根檢驗

圖1說明，序列LNRPCE與LNPDIF都有隨時間的演變而逐漸上升的趨勢，表明LNRPCE與LNPDIF的均值都有所變化，所以都是非平穩序列，為了防止“偽回歸”，本文對樣本時間序列采用當前使用的最為廣泛的ADF檢驗法進行平穩性檢驗。因為LNRPCE與LNPDIF皆表現出明顯的增長趨勢且帶有截距，其ADF單位根檢驗形式亦采用“trend and intercept”，打開LNRPCE序列，在LNRPCE序列的窗口下，先選取“view”，之后選取“unit root test”，再同時選取“level”和“trend and intercept”，最后點擊右下方兩個按鈕之一的“OK”，滯后期由軟件自動決定，如此再檢驗序列LNPDIF。EVIEWS輸出的變量LNRPCE與LNPDIF的ADF檢驗值分別是-2.542163、-0.300770，都大于10%臨界值-3.297799，所以LNRPCE與LNPDIF都不平穩。

用ΔLNPDIF與ΔLNRPCE分別表示變量LNPDIF與LNRPCE的一階差分，打開LNPDIF序列，先選取“view”，然后選取“unit root test”，再同時選取“1st difference”和“trend and intercept”，滯后期也是由軟件自動決定，最后點擊右下方兩個按鈕中左邊的“OK”，即完成了對ΔLNRPCE序列的平穩性檢驗。ΔLNPDIF與ΔLNRPCE的ADF檢驗值分別為-4.000424與-5.376529，都小于5%臨界值-3.733200，所以變量ΔLNPDIF與ΔLNRPCE都是平穩序列。因此，變量LNPDIF與LNRPCE都是一階單整序列，符合協整分析的條件。

4.協整檢驗

Engle與Granger（1987）指出，在只有兩個變量的情況下，E-G兩步法適用于同階單整。本文考察宣城市農民人均可支配收入LNPDIF對宣城市農民人均消費支出LNRPCE的影響，散點圖揭示LNRPCE與LNPDIF具有十分明顯的線性關系，且變量LNPDIF與LNRPCE皆是一階單整，可以選用E-G兩步法對LNRPCE與LNPDIF進行協整分析。

第一步，先后而且同時選中LNRPCE與LNPDIF，點擊鼠標右鍵選取“as equation”，窗口中出現“LNRPCE LNPDIF C”，不改變默認的最小二乘法，點擊最下方左側的“確定”，估計回歸方程如下：

顯然，回歸方程（1）的擬合程度很好;F值也很大，回歸方程（1）通過整體性檢驗。

第二步，在回歸方程（1）的界面下，選取“quick”，下拉菜單中選取“

generate series...”，在“enter equation”一欄下鍵入“e1=resid”，殘差項e1如此生成。序列LNRPCE與LNPDIF存在協整關系的前提條件是殘差項e1的水平序列平穩，由于e1是回歸方程（1）的殘差，它的總和為零，所以在單位根檢驗形式上不應包含截距項，也不應帶有時間趨勢項，因而選擇“none”，AIC與SIC最小原則選擇最佳滯后期為0，e1的ADF檢驗值-3.290060，臨界值-2.708094，伴隨概率0.0026。所以e1在1%的顯著性水平下平穩，表明LNPDIF與LNRPCE之間具有長期均衡的協整關系，且LNPDIF與LNRPCE之間呈現出正向關系，即宣城市農民人均可支配收入LNPDIF越大，宣城市農民人均消費支出LNRPCE越高，當宣城市農民人均可支配收入LNPDIF增長1%，宣城市農民人均消費支出LNRPCE上升1.213742%。

5.格蘭杰因果關系檢驗

變量LNRPCE與LNPDIF具有協整關系，那么它們之間是否具有因果關系呢？為了進一步分析宣城市農民人均可支配收入LNPDIF對宣城市農民人均消費支出LNRPCE的影響，執行格蘭杰因果關系檢驗。

依然先后并同時選中LNRPCE與LNPDIF，在打開的一組數據LNRPCE與LNPDIF的窗口下，先選擇“view”，然后選擇“Granger causality”，選取最佳滯后期，原假設“LNPDIF does not Granger Cause LNRPCE”的概率為0.0498，小于5%，因此拒絕原假設是以判定：在5%的顯著性水平下，LNPDIF是LNRPCE 的格蘭杰原因。同理，也能判定LNRPCE 是LNPDIF的格蘭杰原因。所以，LNRPCE 與LNPDIF互為格蘭杰原因。

6.誤差修正模型

長期來看，宣城市農民人均可支配收入LNPDIF與宣城市農民人均消費支出LNRPCE之間具有均衡關系。但是，短期內LNPDIF與LNRPCE之間的關系也許會失衡，本文將e1看作均衡誤差，使用EVIEWS9.0軟件，多次實驗，嘗試建立LNRPCE與LNPDIF的誤差修正模型，選擇“quick”，然后選擇“estimate equation”，默認界面下輸入“d（lnrpce）d（lnpdif）e1（-1）c”，最后點擊底部左側的“確定”，模型的估計結果為：

由方程（2）可以看出，短期內宣城市農民人均可支配收入LNPDIF的波動，將會引起宣城市農民人均消費支出LNRPCE的同方向變化，如果宣城市農民人均可支配收入LNPDIF波動1%，將引起宣城市農民人均消費支出LNRPCE波動1.2537%。

方程（2）表達的經濟含義是：人均消費支出的變化率不但受到人均可支配收入的變化率的影響，并且受到上一期的消費支出對均衡水平的偏離的影響，上一期偏離的越多，誤差修正項系數-0.775028對本期的反向調整則越多，系統具備誤差修正機制。

三、結論與建議

序列圖與單位根檢驗均說明，在樣本區間內的2002～2019年，宣城市農民人均可支配收入LNPDIF與宣城市農民人均消費支出LNRPCE都是非平穩的，短期內呈現非一致性。協整分析顯示，LNPDIF與LNRPCE存在長期穩定的均衡關系，宣城市農民人均可支配收入LNPDIF增長1%，宣城市農民人均消費支出LNRPCE上升1.213742%。格蘭杰因果關系檢驗說明，滯后1期，LNRPCE與LNPDIF互為格蘭杰因果關系。誤差修正模型表明，宣城市農民人均可支配收入LNPDIF增長1%，將引起宣城市農民人均消費支出LNRPCE增長1.253728%，當短期變化偏離長期均衡，誤差修正機制以0.775028的較大力度作出反向修正，使得非均衡狀態返回均衡狀態。

由此可見，提升農民消費水平，主要的途徑是提高農民收入。首先，大力發展農村生產。擴大農村基礎設施投資，扶助農村龍頭企業，推進農業現代化經營，培育地方特色農業，提高農村生產效率。其次，加快新型城鎮化建設，積極開展區域特色城鎮經濟，努力增加非農就業崗位，轉移農村富余勞動力，提升農民勞動收入。再次，加大農民的非農生產知識培訓，增強農民非農就業能力，擴展農民非農收入渠道，改善農民收入結構。最后，健全農村社會保障制度，提高農村合作醫療保險的政府補助標準，構建完善的農村養老體系，增加對農村低收入群體的轉移支付，可以提升農民的消費預期。

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作者簡介：

吳海琴，宣城職業技術學院教育與管理學院講師。