李世澤

(中南民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430070)

河南是我國(guó)人口大省，也是農(nóng)業(yè)大省，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展在全國(guó)具有舉足輕重的地位。國(guó)外學(xué)者最先提出對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)投資的有利性：農(nóng)民有了儲(chǔ)蓄和投資就將克服傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟(jì)停滯狀態(tài)[1]。國(guó)內(nèi)學(xué)者在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響因素的實(shí)證分析中，就農(nóng)村投資和消費(fèi)的關(guān)系提出了一些觀點(diǎn)。黃國(guó)華提出，投資、消費(fèi)是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素，農(nóng)村投資和農(nóng)村消費(fèi)是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵。農(nóng)村投資不足、投資失衡導(dǎo)致的投資率偏低和農(nóng)民即期及遠(yuǎn)期收入低導(dǎo)致的消費(fèi)比率偏低的現(xiàn)實(shí)，已成為我國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的阻力[2]。劉莎等提出，經(jīng)濟(jì)連續(xù)增長(zhǎng)在很大程度上依賴于擴(kuò)大內(nèi)需，因此消費(fèi)需求才是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)真正而持久的原動(dòng)力。占全國(guó)人口近70%的農(nóng)村居民是個(gè)非常龐大的消費(fèi)群體，農(nóng)村人均消費(fèi)水平稍微增長(zhǎng)，會(huì)大大增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用[3]。楊琦等利用2000～2010年全國(guó)30個(gè)省份的數(shù)據(jù),采用面板模型Driscoll&Kraay方法對(duì)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資存量與農(nóng)村居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析,結(jié)果表明:農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有“擠出”效應(yīng)，在不同地區(qū)不同類型的基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)消費(fèi)的擠出效應(yīng)是不同的[4]。陳治國(guó)等選取測(cè)度農(nóng)村金融的指標(biāo)變量，運(yùn)用OPLS回歸模型分析，發(fā)現(xiàn)作為控制變量的農(nóng)村居民消費(fèi)和農(nóng)村投資對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有極強(qiáng)的拉動(dòng)作用[5]。袁爽利運(yùn)用變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)、一階差分序列建模、多元線性回歸、LM檢驗(yàn)法、異方差檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)等方法,分析我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)、農(nóng)村居民消費(fèi)、政府消費(fèi)、資本形成總額、凈出口五項(xiàng)指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系[6]，提出從長(zhǎng)期看農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)效果明顯。本文擬利用河南省2005～2017年相關(guān)面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析農(nóng)村投資和消費(fèi)的關(guān)系。

1 數(shù)據(jù)收集與預(yù)處理

采集2005～2017年河南省第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資(不含農(nóng)戶)和鄉(xiāng)村社會(huì)零售總額數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)自《河南省國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)年報(bào)》，以tz代表第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資，以xfze代表鄉(xiāng)村社會(huì)零售總額。圖1顯示tz和xfze兩個(gè)時(shí)間序列都以指數(shù)形式增長(zhǎng)，且增長(zhǎng)趨勢(shì)基本一樣。為消除異方差的影響，對(duì)全部數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 2005～2017年河南省第一產(chǎn)業(yè)固定產(chǎn)投資與鄉(xiāng)村社會(huì)零售總額及其對(duì)數(shù)

圖1 第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資和鄉(xiāng)村社會(huì)零售總額時(shí)序圖

2 單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

2.1 單位根檢驗(yàn)

為了揭示變量tz、xfze是否存在長(zhǎng)期平穩(wěn)的均衡關(guān)系，使用協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)兩個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)前先確定lnxf、lnxfze是否為同階單整序列。采用ADF單位根檢驗(yàn)法對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。假設(shè)存在單位根，P0=1為假設(shè)前提，即存在單位根，表示所檢驗(yàn)時(shí)間序列不平穩(wěn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：D表示一階差分；DD表示二階差分；C、I、L分別表示常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)、邂逅階數(shù)；I項(xiàng)0和1表示沒(méi)有和有(趨勢(shì)項(xiàng))。

由表2，lntz、lnxfze兩個(gè)時(shí)間序列的ADF值都大于10%顯著性水平臨界值，表明接受原假設(shè)P0=1，即存在單位根，說(shuō)明不是平穩(wěn)時(shí)間序列。在lntz、lnxfze一階差分下，ADF值都大于10%顯著性水平臨界值，表明接受原假設(shè)P0=1，即存在單位根，說(shuō)明兩組時(shí)間序列在一階差分的條件下也為不平穩(wěn)序列。在lntz、lnxfze二階差分下，ADF檢驗(yàn)值均小于5%和10%的顯著性臨界值，表明拒絕原假設(shè)P0=1，即不存在單位根，說(shuō)明兩組時(shí)間序列在二階差分條件下呈平穩(wěn)序列特征(即二階單整序列)，符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

圖2 lnxfze、lntz時(shí)序圖

圖2說(shuō)明兩個(gè)變量呈平穩(wěn)線性趨勢(shì)，建立方程組：

Lnxfzet=α+βlntzt+θt

用最小二乘法對(duì)上式進(jìn)行線性回歸，得出：

Lnxfzet=0.555913lntzt+3.80533+θt

t(時(shí)間變量)=(20.71884) (22.51128)

R2=0.975015

Adj-R2=0.972744

F-statistic=429.2704

D-W =0.870786

殘差序列的回歸方程：

θt=Lnxfzet-1.7539lntzt+6.519637

表3 殘差A(yù)DF單位根檢驗(yàn)

由表3可知，殘差A(yù)DF統(tǒng)計(jì)量小于5%顯著水平臨界值，說(shuō)明lnxfze和lntz存在協(xié)整關(guān)系，由此模型為：

Lnxfzet=0.555913lntzt+3.80533+θt

綜上所述， 2005～2017年河南省第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資(不含農(nóng)戶)和鄉(xiāng)村社會(huì)消費(fèi)總額存在長(zhǎng)期均衡正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為0.555913，即隨著時(shí)間的長(zhǎng)期變化，第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資(不含農(nóng)戶)每增長(zhǎng)1個(gè)單位，鄉(xiāng)村社會(huì)消費(fèi)總額增加0.555913個(gè)單位。

2.3 方差懷特檢驗(yàn)

對(duì)模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，考查是否需要干擾項(xiàng)(誤差)模型修正，結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 異方差懷特檢驗(yàn)結(jié)果

Obs*R-squared是懷特檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量NR2，概率值為0.1907，遠(yuǎn)大于常規(guī)檢驗(yàn)水平0.05，所以接受懷特檢驗(yàn)原假設(shè)，原方程干擾項(xiàng)(殘差)序列不存在異方差，或者說(shuō)原模型受異方差影響非常小。

3 格蘭杰檢驗(yàn)

為進(jìn)一步驗(yàn)證兩個(gè)變量長(zhǎng)期存在因果關(guān)系，進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。當(dāng)滯后期為2時(shí)，兩組變量的F值都大于P值，拒絕原假設(shè)，說(shuō)明河南省第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資(非農(nóng)戶)和鄉(xiāng)村社會(huì)消費(fèi)零售總額互為因果關(guān)系，即第一產(chǎn)業(yè)的投資和鄉(xiāng)村消費(fèi)相互拉動(dòng)。

表5 格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

第一，河南省第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資(非農(nóng)戶)和鄉(xiāng)村社會(huì)消費(fèi)零售總額存在長(zhǎng)期穩(wěn)定、協(xié)整關(guān)系。隨著時(shí)間的長(zhǎng)期變化，第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資(不含農(nóng)戶)每增長(zhǎng)1個(gè)單位，鄉(xiāng)村社會(huì)消費(fèi)總額增加0.555913個(gè)單位。這進(jìn)一步佐證投資是拉動(dòng)農(nóng)村居民消費(fèi)的重要途徑，是提升農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要手段。

第二，格蘭杰檢驗(yàn)中P值均大于F值，說(shuō)明在促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)的過(guò)程中，農(nóng)業(yè)投資是必不可少的條件。同時(shí)，農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)又是對(duì)農(nóng)業(yè)投資的重要條件。消費(fèi)增加市場(chǎng)規(guī)模需要擴(kuò)大，市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大意味著農(nóng)業(yè)投資量增加。這樣，投資、消費(fèi)才能相互吸引、共同發(fā)展。滯后期為2說(shuō)明這是一個(gè)長(zhǎng)期過(guò)程。

第三，異方差懷特檢驗(yàn)表明第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資(非農(nóng)戶)和鄉(xiāng)村社會(huì)消費(fèi)零售總額之間存在必然聯(lián)系，但該關(guān)系受到的影響因素較少、影響程度較小。

4.2 建議

第一，積極引導(dǎo)農(nóng)村投資，因地制宜制定投資政策。應(yīng)降低農(nóng)村投資門(mén)檻或限制，廣泛吸引投資，制定長(zhǎng)期規(guī)劃，合理選擇投資渠道。應(yīng)完善投資環(huán)境，規(guī)范投資制度，確保經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展，形成良好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展循環(huán)。

第二，加大宏觀調(diào)控力度，制定積極財(cái)政政策。應(yīng)縮小農(nóng)村收入差距，擴(kuò)大消費(fèi)基數(shù)，提升農(nóng)民購(gòu)買力，使農(nóng)村居民“敢消費(fèi)”；完善農(nóng)村金融體系，充分發(fā)揮農(nóng)村銀行的作用，規(guī)范農(nóng)村信貸發(fā)展，一改“以錢(qián)說(shuō)話”的局面，使得農(nóng)村居民“能消費(fèi)”；完善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高消費(fèi)的便利程度，使農(nóng)村居民“好消費(fèi)”，充分發(fā)揮消費(fèi)帶動(dòng)投資效應(yīng)，拉動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展。