我国农村居民消费与城市化水平协整分析

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　摘  要：本文运用协整方法和误差修正模型理论，分析了我国农村居民消费与城市化水平的关系。分析结果表明：我国农村居民消费与城市化水平之间存在一个长期稳定的均衡关系，从短期来看，两者之间的关系由短期偏离向长期均衡调整的力度较大，城市化水平是农村居民消费的格兰杰原因，它们之间具有因果关系。　　关键词：农村居民消费，城市化水平，协整
　　影响消费需求的因素很多，不少学者认为城乡二元经济结构是导致农村消费需求不足的根本原因，城市化是解决消费需求不足的必由之路。众所周知，城镇居民的平均消费水平远高于农村，城市化水平高的国家和地区的消费水平和消费结构也相应较高。提高城市化水平，既可以让更多的农民转为城镇居民，也能够利用城镇区域的辐射效应进一步带动周边农村的经济发展，从而提高农村居民的收入水平和消费水平。
　　实证分析
　　（一）变量和数据
　　本文利用1985～2007年我国城市化率和农村居民消费的时序数据，对两者之间的关系进行实证分析。为了避免人口规模的变动对消费总额的影响，利用农村居民人均年消费支出（农村居民消费价格指数剔除物价变动）来建立模型，城市化率用百分数表示。通过简单的相关分析可见：我国农村居民人均年消费支出（NCXF）和城市化率（设为X）的相关系数为0.963，说明城市化率对居民消费的影响显著。
　　（二）单位根检验
　　按照格兰杰（Granger）对协整的定义，当两个变量是同阶单整时，才可能有协整关系，协整关系是指二者存在一种长期均衡关系。所以在协整之前，必须对序列的平稳性进行单位根检验。本文采用DF检验，滞后阶数采用AIC准则，用Eviews5.0对农村居民人均年消费支出（NCXF）和城市化率（X）以及NCXF的对数形式（LNCXF）进行单位根检验，△表示一阶差分。检验表明：原序列非平稳，经过一阶差分后，全部变成平稳时间序列。
　　差分序列的检验结果如下：由表1可知：经过一阶差分后，DF值均小于临界值，可以认为序列经过一阶差分后不存在单位根，为平稳序列，所以上述序列都是一阶单整序列，即它们是同阶单整的。
　　（三）协整检验
　　根据需要，本文建立了两个模型，其中第二个是半对数模型，LNCXF是NCXF的对数形式。
　　模型一：
　　NCXF=-261.44+23.27X+1.53AR（1）-0.826AR（2）+etR2=0.986 DW=2.23
　　（-2.49） （7.18）（8.16）
　　（-3.42）
　　△et=-1.15et-1R2=0.563，DW=1.97
　　（-4.95）（1）
　　模型二：
　　LNCXF=4.76+0.0431X+1.22AR（1）-0.61AR（2）+etR2=0.985 DW=2.18
　　（40.71） （12.45）（6.09）
　　（-2.92）
　　△et=-1.10et-1R2=0.545，DW=1.99
　　（-4.77）（2）
　　由于存在序列相关，上述模型全部使用广义差分法求解，式（1）和式（2）都是对相应模型所作的协整检验。检验协整性其实就是检验同阶单整变量回归方程的残差项是否平稳，如果这两个变量不是协整的，残差是不平稳的，一定存在单位根，则他们的回归是伪回归。由于上述模型的变量均为I（1）序列，对每一个模型的残差进行ADF单位根检验，t检验值分别为-4.95和-4.77，小于1%显著性水平下的ADF临界值-2.69，因此各模型残差都是平稳的，说明各模型的变量之间都是协整的。所以模型一和模型二为1985～2007年期间反映我国农村居民消费和城市化率的长期稳定均衡关系的均衡模型。
　　（四）误差修正模型
　　模型一和模型二中所有变量都是I（1）的，且存在着协整关系，因此可以建立误差修正模型。以稳定的时间序列作为误差修正项，可以建立误差修正模型如下：
　　△NCXFt=18.88△Xt+0.830△NCXFt-1-14.52△Xt-1-0.364et-1                 （3）
　　（0.881）（3.06）
　　（-0.637） （-0.910）
　　R2=0.429，DW=1.8
　　△LNCXFt=0.068△Xt+0.788△LNCXFt-1-0.062△Xt-1-0.732et-1     （4）
　　（1.56）（2.36）
　　（-1.31） （-1.59）
　　R2=0.244，DW=1.84
　　误差修正模型描述了均衡误差对消费的短期动态影响，模型中误差修正系数为-0.364和-0.732，符合反向修正机制，而且调整力度很大。
　　格兰杰因果关系检验
　　协整检验结果证明我国农村居民消费与城市化率之间存在长期稳定的均衡关系，而协整方程只反映各变量之间的长期均衡关系，并不能说明它们之间的回归关系，因此这种均衡关系是否构成因果关系，还需要进一步验证。本文采用恩格尔（Engle）和格兰杰（Granger）提出的因果关系检验。
　　从2阶滞后的情况来看，在5%的显著性水平下拒绝“X不是 NCXF的格兰杰原因”；从3阶滞后的情况来看，在10%的显著性水平下拒绝“X不是NCXF的格兰杰原因”；而上述检验都不拒绝“NCXF不是X的格兰杰原因”。这就说明城市化率是农村居民消费的格兰杰原因，反之不成立；也就是说城市化水平是影响农村居民消费的因素，它们之间存在因果关系。这个结论与前面的实证结果相符合，也与实际情况一致。
　　结论
　　模型一和模型二反映了农村居民消费和城市化率的长期均衡关系。在模型一中，反映的是城市化率对农村居民人均年消费支出绝对值的影响；在模型二中，对农村居民消费求对数，城市化率没有求对数，因为城市化率本身就是百分数，模型中用“城市化率×100”进行计算，城市化率增加一个单位就是一个百分点，所以模型二为半对数模型，反映城市化率的变动对农村居民消费支出增长率的影响。从模型一和模型二的分析中可得出下列结论：我国城市化率对农村居民消费的作用显著，具有正向的、较长期的影响；如城市化率提高一个百分点，农村居民人均年消费支出将平均增加4.31%，绝对值将平均增加23.27元。

    表1 单位根检验结果

    注：c、t表示带有常数项和趋势项，L表示采用的滞后阶数，括号内的百分数是显著性水平。

    表2 格兰杰因果检验结果

    误差修正模型中，各个差分项反映了变量短期波动的影响，描述了均衡误差对消费的短期动态影响，模型中et-1前的误差修正系数反映了对偏离长期均衡的调整力度，从式（3）和式（4）的系数估计值（分别为-0.364和-0.732）来看，这种调整力度较大，而且符合反向修正机制。也就是说，即如果上一期消费偏低，则本期消费就会相应增高；反之，如果上一期消费偏高，本期消费就会调低，从而保证了农村居民消费与城市化率的关系不会明显偏离均衡状态。
　　从格兰杰因果关系检验结果来看，城市化率是农村居民消费的格兰杰原因，反之不成立；也就是说城市化水平是影响农村居民消费的因素，它们之间有因果关系。因此，我国若要拉动农村居民消费，促进经济增长，必须加快城市化建设的进程。
　　综上，我国城市化水平的提高与农村居民消费的增长具有正向的、显著的、较长期的影响，这与世界经济中普遍经验一致。同时，这种影响也是相互的，一方面，城市化促进了农村居民消费增长，城市化能逐步改变城乡二元经济结构，促进非农产业发展，增加了农村居民就业和获取收入的机会，从而提高农村居民收入水平；另一方面，农村居民消费增长又是推动城市化的重要动力。消费增长通过乘数原理直接拉动经济总量增长，消费品的升级在需求导向下又推动产业结构的高级化，特别是随着企业的不断规模化和专业化，公共消费品的不断增加以及耐用品和服务消费者群体不断扩大，消费集聚成为城市化水平提升的重要力量，从而形成城市化水平和消费增长的良性互动。
　　参考文献：
　　[1].国家统计局.中国统计年鉴[M].中国统计出版社，2008
　　[2].李子奈.计量经济学[M].高等教育出版社，2005
　　[3].田成川.城市化：解决消费需求不足的必由之路[J].宏观经济管理，2004（8）

作者：重庆理工大学经贸学院副教授 章晓英 重庆理工大学经贸学院 郑茜 来源：《商业时代》2010年第4期

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关键词：城市化水平 协整分析 城市化 格兰杰因果关系检验 居民消费价格指数 水平 农村 居民 消费 城市化

好

不错，感谢

城市化对于我国的土地资源是个极大的挑战

版主的思路很清晰，值得借鉴

不错，学些了。

不错，学习借鉴一下

好，固定套路