（河北师范大学,河北 石家庄 050024）
摘要：本文主要运用协整理论来分析我国农村居民消费水平和国内生产总值，并建立误差修正模型，以发现两者间存在的动态均衡关系，由此对农村居民消费水平提高提出三点建议。
关键词：农村居民消费水平；协整检验；误差修正模型；
一．研究背景
消费、投资以及出口是拉动我国经济发展的三架马车。其中，消费是拉动经济增长的主要动力。投资的最终目的就是为了消费，而出口是借助国外的市场对于本国产品进行消费（这种需求是来自国外的），因此消费是国内经济发展的不竭动力。我国是农业大国，其中农业的主体是农民。我国农民人口所占比例甚高，所以研究农村居民的消费水平对于我国的经济高质量发展有重大意义。
在消费水平的量化分析中，由于经济变量本身是非平稳时间序列，因此传统的计量经济模型有局限性，不能全面的反应经济变量之间的关系，不能将变量数据间的内在关系引入到模型中来。鉴于传统模型有上述的不足之处，为避免伪回归的问题出现，本文运用协整理论，建立误差修正模型，来分析我国农村人均居民消费支出（利用农村常住人口计算得出的）与人均国内生产总值的关系。
二．模型建立与实践研究
基本建模思想：协整的经济意义在于，虽然两个变量具有各自的长期波动规律，但是如果它们是协整关系，则它们之间存在着一个长期稳定的比例关系。首先对变量做单整性检验，如果两个经济变量为同期单整，则可对其进行协整检验，进而发现经济变量之间的协整关系，即长期均衡关系，求出协整系数，并以这种关系构成误差修正项。然后建立短期模型，将误差修正项看作一个解释变量，连同农村居民消费水平这个反映短期波动的解释变量一起，建立短期模型以及误差修正模型。
本文选取由中华人民共和国统计局公布的1978年到2016年我国农村居民消费水平（XF）与人均国内生产总值（GDP）数据以及以1978为基期的农村居民消费水平指数与国内生产总值指数。在中国统计年鉴标注居民消费水平指按常住人口计算的人均消费支出，则农村居民消费水平为按农村常住人口计算的农村居民的人均消费支出。为了避免价格因素的干扰，将上述我国农村居民消费水平与人均国内生产总值这两个经济变量的数据用以1978年为基期的农村居民消费水平指数与国内生产总值指数进行处理，剔除掉价格因素对这两个变量的影响。为消除时间序列中可能存在异方差现象，我们对原数据变量进行对数变换，变换后不改变原序列的协整关系，同时可以更方便地考察经济增长对农村居民消费水平的敏感性，变换后的指标为：LNGDPt和LNXFt。
由时序图可知，人均国内生产总值和农村居民消费水平是时间序列数据，对两者取对数后，它们仍然有明显的趋势变化，据此我们可以推断它们仍可能为非平稳序列。但二者的变化趋势几乎同步，可能存在协整关系，所以对原数据取对数后的序列进行单位根检验以及其取对数后的一阶差分序列进行单位根检验，判断两个序列的平稳性。
（一）变量的单协整检验
首先需要对个时间序列进行单位根检验，判断数据是否一阶平稳。我们采用ADF方法来检验变量的平稳性，并根据检验结果，确定检验变量的单整阶数。
表1 检验变量的平稳性
变量ADF检验检验类型（c,t,k）临界值5%临界值10%
LNGDP-1.840452(c,t,1)-3.536601-3.200320
LNXF-1.260292(c,0,2)-2.945842-2.611531
D（LNGDP）-2.712910(c,0,0)-2.943427-2.610263
D（LNXF）-3.701589(c,0,1)-2.945842-2.611531
注:检验类型 (c,t,k) 分别表示ADF检验中是否会有截距项c、时间趋势项t和滞后期数k。
由表1可知LNXF的ADF值为-1.260292，大于5%显著性水平下的临界值-2.945842，不拒绝原假设，认为LNXF是非平稳序列，含有单位根；LnGDP的ADF值为-1.840452，同样大于5%显著性水平下的临界值-3.536601，不拒绝原假设，LNGDP为非平稳序列，含有单位根。而进行一阶差分后的D（LNXF）的ADF值为-3.701589，小于5%显著性水平下的临界值-2.945842，拒绝原假设，认为D（LNXF）是平稳序列，没有单位根；D（LNGDP）的ADF值为-2,712910，小于10%显著性水平下的临界值-2.610263，在90%的可能水平下认为D（LNGDP）是平稳序列。也就是说LNXFt~I（1），LNGDPt~I（1）。
（二）经济变量的协整检验
虽然时间序列LNXFt和LNGDPt是非平稳的一阶单整序列，但是可能存在某种平稳的线性组合，即协整关系。作为非平稳序列之间关系的统计性描述，单一解释变量的协整模型中的序列之间关系所具备的条件是有相同的单整阶数。由平稳性检验结果得知LNXFt~I(1)，LNGDPt~I(1)，两者具有相同的单整阶数，有可能存在协整关系，所以接下来检验各变量之间是否具有协整关系。
首先，用动态分布之后（ADL）模型检验LNXFt和LNGDPt序列是否存在协整关系。
一阶ADL模型：LnGDPt=α1LnXFt+α2LnXFt-1+βLnGDPt-1+μt。
表2协整检验结果
由表2可知估计结果为：
LNGDPt=0.791020LNXFt+1.042846LNGDPt-1-0.839474LNXFt-1 （1）
（11.15454） （23.07647） (-13.51830)
R2=0.999135 T=39
令E(LNGDPt)=LNGDPt* ，E(LNXFt)=LNXFt*对上述方程两边去期望并化简得：
LNGDPt*=0.791020LNXFt*+1.042846LNGDPt*-0.839474LNXFt*（2）
最终可得：
LNGDPt*=1.130864025LNXFt* （3）
上式显示国内生产总值对农村居民消费水平的平均弹性为1.130864。即意味着如果农村居民人均消费支出每增加1%, 那么平均来说人均实际国内生产总值将增长1.1309%, 这个结论说明国内农村居民人均消费支出的持续增加对人均国内生产总值的增长具有正向的联动效应, 且影响效应显著。
对残差做ADF检验，由检验结果可知，ADF=-4.284663，查表可知5%水平下的临界值-3.96587,ADF小于其5%水平下的临界值，这说明残差序列是平稳的时间序列，即et~I(0)，认为两个经济变量之间存在协整关系。
（三）建立误差修正模型
两个经济变量之间存在协整关系，则可以用上述过程所得到的残差序列et，建立农村居民消费水平与国内上产总值的误差修正模型。
表4误差修正模型
R-squared0.898807
Adjusted R-squared0.889608
由表4可知误差修正模型：
D(LNGDPt)=0.790576D(LNXFt)+1.6934541D(LNGDPt-1)-1.471237D（LNXFt-1）-1.251077et-1 (4)
从这个误差修正模型（4）中可知，差分项反映了变量的短期波动特征，D（LNGDP）和D（LNXF）分别为国内生产总值和农村居民消费水平的短期波动。而对于国内生产总值来说，它的短期波动可以分为两部分：一部分是农村居民消费水平的短期变动的影响，当滞后一期的人均国内生产总值以及滞后一期的农村居民消费水平固定不变时，农村居民消费水平波动1%时，会对人均国内生产总值的波动产生0.79%的影响，另一部分是偏离长期均衡的影响。误差调整项系数的大小反映了对长期均衡调整力度的大小，误差修正项的系数为-1.251077，说明当短期波动偏离长期均衡时，它将以-1.251077 的调整力度将非均衡状态拉回到均衡的状态。
三．结论与建议
由上述实证分析可见，农村居民消费水平与国内生产总值之间确实存在着一种比较稳定的长期均衡关系，而且农村居民消费对经济增长的贡献力度也很突出，这一点通过协整分析和建立误差修正模型也已证明。
鉴于上述实证分析, 并结合我国的实际情况, 笔者提出以下建议：
（一）促进农村居民消费水平提高的最重要一点是农村居民收入的增加。增加农民收入，首先鼓励农民创业，充分发挥“互联网+”的功能，其次让农村大学生回流农村，帮助村民完善种植技术，提高产量，获得更多收入。
（二）应该整改农村消费市场，清理大量假冒伪劣的消费商品，营造良好的消费环境，让农村居民消费的放心、安心，可以从中得到更多的获得感，从而增强消费心理，加大消费。
（三）充分执行精准扶贫政策，争取让每一个贫困的农村居民都能摆脱贫困。并且农村居民有50%以上是因为疾病致贫，所以进一步完善农村社会保障体系，进一步完善医疗、教育、养老等方面的建设很必要。
参考文献
[1]常彬斌.我国城乡居民消费水平和经济增长的实证分析——基于中国1978-2011年数据[J].重庆科技学院学报(社会科学版),2013(05):65-68.
[2]刘鸣.我国农村居民消费对经济增长的影响研究[D].山东理工大学,2015.
[3]韩爱华.我国居民消费对经济增长影响的实证分析[D].贵州财经学院,2010.
[4]穆晓芳.我国居民消费对经济增长的影响分析[D].吉林大学,2010.
作者简介：王天钰（1996.4-），女，汉族，河北石家庄市人，统计硕士在读，单位为河北师范大学商学院统计学专业，研究方向为经济统计。
赵佳鑫（1991.9—），女，汉族，河北邯郸人，统计硕士在读，单位为河北师范大学商学院统计学专业，研究方向为金融统计。
论文作者:王天钰 赵佳鑫
论文发表刊物:《知识-力量》2中
论文发表时间:2018/9/18
标签：消费水平论文; 变量论文; 序列论文; 农村居民论文; 误差论文; 模型论文; 关系论文; 《知识-力量》2中论文;