基于向量自回归模型的中国农村消费_投资与经济增长的动态关系.pdf

江苏农业学报 ( jiangs u j. of agr . sci. ), 2010 , 26( 4): 857 864 李? 响, 王? 凯. 基于向量自回归模型的中国农村消费、 投资与经济增长的动态关系 j. 江苏农业学报, 2010, 26( 4): 857?864. 基于向量自回归模型的中国农村消费、 投资与经济 增长的动态关系 李? 响 1 , 2, ? 王? 凯1 ( 1. 南京农业大学经济管理学院, 江苏 南京 210095 ;2. 江苏省农业科学院农业经济与信息研究所, 江苏 南京 210014) 收稿日期: 2010?07?19 基金项目: 国家自然科学基金项目 ( 70973053) 作者简介: 李? 响 ( 1982?), 女, 吉林吉林人, 博士, 研究方向为农业经 济管 理。 ( t el);( e? mail)lixiang?100 126. com 通讯作者: 王? 凯, ( tel) 025?84396319 ? ? 摘要: ? 在当前中国农村需求不足的情况下, 农村消费与投资对中国经济增长带动能力的大小及作用的持久 性, 成为扩大农村需求等调控政策能否取得经济刺激效果的主要原因。鉴于此, 基于向量自回归 ( var)模型, 对中 国农村消费、 投资与经济增长之间的动态关系进行了分析。实证结果表明, 农村消费增加与经济增长间存在双向 因果关系, 经济快速增长与农村消费需求增加是农村投资扩大的格兰杰原因, 而它们的反向因果关系则不成立。 相对于投资的贡献而言, 农村消费对中国经济增长的拉动能力更强, 且影响时间更为持久。要实现中国经济的快 速发展, 应在保持经济政策长期稳定性的同时, 深入挖掘农村消费潜力, 充分发挥农村消费的经济驱动作用。 关键词: ? 经济增长; 农村消费; 农村投资; 动态关系; 向量自回归模型 中图分类号: ? f323? ? ? 文献标识码: ? a? ? ? 文章编号: ?1000?4440( 2010) 04?0857?08 dynamicrelationship of chinese rural consumption ,invest ment and e? conomicgrowth with a vectorauto regression (var) m odel lix iang 1 , 2, ? wang kai1 ( 1 . college of economics2 . institute of agriculturaleconomicsrural consumption ;rural invest ment ;dynamic relation;vector auto regression ? ? 投资与消费是宏观经济增长中的 2个重要因 素。在早期现代经济增长理论中, 哈罗德和多马提 出长期经济增长模型, 认为资本积累能够推动生产 能力的转化, 在经济持续增长中具有决定作用。人 们普遍将一国长期经济增长的前景通过其长期供给 857 潜力确定, 市场需求仅作为一个短期问题而不予考 虑 1。也有许多学者指出, 维持经济增长的必要条 件除生产能力外, 市场需求的制约同样重要, 如果没 有足够的社会需求作为支撑, 潜在产能不能得到有 效释放, 生产能力的增长则不会转变为现实的经济 增长 2?4。 中国的经济增长也经历了由资源供给约束向市 场需求约束转变的过程。改革开放以来, 中国经济 一直保持强劲的增长势头, gdp年增长率平均达到 9?8 %, 是同期世界上经济发展最快的国家之一。其 中, 国内需求扩大是中国经济增长的主要驱动力量。 从三大需求的贡献率来看, 1978 2007年, 中国经 济增长中净出口的贡献值较小, 在个别年份甚至为 负值, 消费和投资的贡献率之和平均达到 92?4 % , 在经济增长中占据重要比重。分别从城乡角度考察 需求变化状况, 可以看到, 近 30年来中国城镇居民 消费率与投资率总体呈现上升趋势, 尤其是在 1997 年亚洲金融危机后, 政府的投资刺激政策推动了城 镇投资率的大幅提升, 城镇居民消费率的同期涨幅 也在 1倍以上。相比较而言, 农村投资率在 1987年 达到最大值 ( 8?64 % )后, 便开始回落并一直维持在 7 % 的水平, 上下变动幅度很小。而农村居民消费率 则处于持续下降状态, 从 1980年的 30?72 % 到 2007 年的 9?08 % , 总降幅超过 70 % (由相关年份的 ?中 国人口统计年鉴 、 ?中国人口和就业统计年鉴 和 ?中国统计年鉴 中数据整理所得 )。 2008年下半年, 面临国际金融危机的冲击, 中 国政府出台了扩大国内需求等拉动经济增长的措 施, 进一步指出! 扩大国内需求, 最大潜力在农村。 那么, 在当前农村需求较小的情况下, 农村消费和投 资对中国经济增长带动能力的大小及作用的持久 性, 将直接关系到中国以扩大农村需求为重点的宏 观调控政策能否取得预期的经济刺激效果。 关于需求因素与中国经济增长的关系问题, 一 直都是学者研究的热点。许永兵 5 运用双对数模 型, 对需求要素与经济增长的经验数据进行回归分 析, 发现消费、 投资的变化与经济增长均呈正相关关 系, 且消费需求的影响大于投资, 对经济增长具有决 定性作用。孟昊 6和贺铿等 7 在比较了经济增长 中投资和消费的贡献后, 也得到类似的结论。贺铿 等 7进一步提出, 消费的需求效应更加稳定, 且贡 献率呈上升趋势, 但长期以来, 中国都过度依赖投资 而忽视了消费需求对经济的拉动作用。李占风等 8 通过联立方程和脉冲响应函数, 分析了 1978 2006 年中国消费、 投资、 净出口与经济增长之间的关系, 指 出经济增长在受居民消费、 投资影响的同时, 也反作 用于这 2个因素, 且为正向影响。表明消费与投资 对中国经济发展具有不同程度的促进作用。但是, 现有研究多从静态角度研究消费、 投资对经济增长 的单向影响, 较少涉及三者之间的双向因果关系分 析, 且忽视了该影响在不同阶段可能发生的动态变 化。此外, 在考察需求与经济增长的关系时, 大多以 中国整体需求状况为研究对象, 没有考虑到在特有 的二元结构背景下, 城乡的消费与中国对城乡的投 资调控及二者与经济增长的相互关系可能存在相当 大的差异, 研究结论缺乏针对性。基于以上问题, 本 文选取农村各项需求因素与总产出作为研究对象, 采用向量自回归 ( var)模型, 动态地分析农村消 费、 投资与经济增长之间的相互作用关系, 以期从农 村的需求调控角度, 为中国经济平稳快速发展及制 定宏观经济政策提出更具针对性的建议。 1? 计量模型的建立与数据检验 1 . 1? var模型 传统的回归方法将消费和投资作为外生变量, 将产出作为内生变量, 忽视了它们之间可能存在的 双向关系; 而联立方程组等结构性方法则需要通过 经济理论来构建变量间的关系, 但那些理论通常又 不足以说明变量之间的动态联系。var 模型不带 有任何事先约束条件, 将消费、 投资与经济增长均视 作内生变量, 避开了结构建模中需要对系统内每个 内生变量滞后值函数建模的问题, 使用模型中所有 当期变量对每个变量的若干滞后值进行回归, 分析 随机扰动对变量系统的动态影响, 从而估计全部内 生变量的相互动态关系。 为了考察中国农村消费、 投资与经济增长的动 态关系, 研究构造了 3项指标, 分别为农村居民消费 率、 农村固定资产投资率和 gdp增长率, 构建 var 模型, 如 ( 1)式所示: xt= axt?1+ bxt?2+ ?t? ? ? ? ?( 1) 式中 xt为 gdpr cons i nvest , t为向量个数 ( t= 3), ?t为扰 动项, a 和 b 分别为滞后一期和二期的系数矩阵。 858江 苏 农 业 学 报 ? 2010 年 第26 卷 第 4 期 数据来源为 ?新中国五十五年统计资料汇编 及 2005 2007年?中国统计年鉴 。其中, gdpr 表 示支出法国内生产总值增长率, cons和 i nvest 分 别表示按照国民经济核算口径计算的农村居民消费 率和农村固定资产投资率, 具体为农村居民消费额 和农村固定资产投资总额占国内生产总值的比重。 模型中所有变量取自 1980 2007年的年度数 据, 选取这个时间段主要是考虑到中国改革开放以 来, 农村居民生活水平与消费结构发生了巨大变化。 所有变量均经过以 1978年为基期的价格指数 平减得到, 确保数据间的可比性。1980 2004年的 相关平减指数取自 ?中国国内生产总值核算历史资 料 1952 2004 , 2005 2007年数据根据 ?中国统 计年鉴 中对应价格指数估算。 1 . 2? 数据的平稳性检验 在运用协整理论对时间序列数据分析之前, 需 要对序列中各变量进行单位根检验, 以考察序列的 平稳性。根据 adf检验法, 本研究利用 eviews5 . 1 软件, 对模型中所有变量进行了稳定性检验, 结果如 表 1所示。在 0 . 05的显著性水平下, 时间序列 gd? pr、 cons和 invest 均不能通过检验, 为非平稳序 列, 但它们的一阶差分值 #gdpr、 #cons 和 # i n? vest 在 0?05水平上可以获得平稳状态, 说明 gdpr、 cons和 i nvest 都是一阶单整 i( 1) 平稳序列。 2? 基于 var模型的实证分析 2 . 1? 协整检验 由于模型中所有变量均是服从 i( 1)的, 可以运 用 johansen多变量系统极大似然估计法对时间序列 变量 gdpr、 cons、 i nvest 的协整关系进行检验。 通过运用赤池信息准则 ( aic)与施瓦兹准则 ( sc) 的分析结果比较, 判断 var模型的最优滞后阶数为 1期。在此基础上, 根据表 2的 johansen检验结果 可以看出, 在样本期内, 各变量在 0 . 05的显著水平 上存在 1个协整关系。 ? 根据向量修正模型中的估计系数, 可推导出中 国经济增长与农村消费率和投资率之间的协整关系 表达式, 如 ( 2)式所示。 gdpr = - 2 . 256 567+ 7. 010 009 cons+ ? ? ?0 . 460 569 invest ? ? ? ?( 2) ? ? r 2 = 0 . 771 2? f= 25?844 9 ? cons和i nvest的系数的标准差分别为0?679 95 表 1? 时间序列单位根检验结果 table 1?the resu ltof ti m e series unit root test ? 变量 检验类型 ( c , t, k ) a adf 统计量 临界值b 平稳性 gdpr( c, 0, 1)- 2 . 663 973- 2. 981 038不平稳 con s( c, 0, 1)- 2 . 698 222- 2. 981 038不平稳 i nvest( c, 0, 2)1 . 000 466- 2. 986 225不平稳 #gdpr( c, 0, 0)- 4 . 090 630- 2. 981 038平稳 #cons( c, 0, 3)- 4 . 172 744- 2. 998 064平稳 # i nvest( c, 0, 0)- 3 . 678 650- 2. 981 038平稳 gdpr: 国内生产总值增长率, cons: 农村居民消费率, i nvest: 农村 固定资产投资率。a:检验类型中的 c 、 t、 k 分别代表常数项、 趋势项 和滞后阶数; b: 临界值的显著性水平为 0. 05 。 表 2? johansen协整检验结果 table 2?the resu ltof johansen cointegration test 原假设: 协整 向量的个数 特征根迹检验统计量 0 . 05显著 水平临界值 p 值 0*0 . 719 65140 . 187 4629. 797 070 . 002 3 至多 1个0 . 233 8837 . 122 76415. 494 710 . 563 4 至多 2个0 . 007 5040 . 195 8363. 841 4660 . 658 1 * 表示在 0 . 05的显著性水平上拒绝原假设。 和 0?151 45 。根据 ( 2) 式显示, 在 1980 2007年, gdpr、 cons 和 i nvest 3个变量之间存在着长期 均衡关系。cons和 i nvest 的系数为正, 表明 gdp 增长率与农村居民消费率及农村固定资产投资率均 呈正相关关系。农村居民消费率每增加 1个百分 点, 国民经济增长率即会随之提高约 7个百分点, 而 如果增加农村固定资产投资率 1个百分点, 则会带 动经济加快增长 0?46个百分点。在这个稳定关系 中, cons和 invest 对产出的影响方向相同, 但前 者的影响程度更大。与许永兵和孟昊等人的研究结 论 5?6相吻合, 即消费对经济增长的弹性系数大于 投资。但需要指出的是, 同全国需求要素的平均拉 动水平相比较, 农村消费对中国经济的带动能力明 显更强, 但农村投资的经济驱动力略显不足。 2 . 2? 格兰杰因果关系检验 协整分析结果显示, gdp增长率与农村消费率 和投资率之间存在着某种长期稳定的相关关系, 若 要进一步揭示变量之间是否构成双向因果关系, 需 要进行格兰杰因果关系检验, 结果见表 3 。根据该 结果, 农村消费增长与经济增长间存在双向因果关 系, 经济增长与农村消费增长是农村投资增加的格 859李? 响等: 基于向量自回归模型的中国农村消费、 投资与经济增长的动态关系 兰杰原因, 而它们的反向因果关系则不成立。结论 表明, 从扩大消费需求角度来看, 农村居民消费水平 的当前值能够帮助预测未来经济增长与农村投资的 走向, 提高二者的被解释程度, 但是具体的影响方向 还需要进一步确定。而农村投资政策在拉动经济增 长和刺激农村消费方面并未收到显著效果。 表 3? 格兰杰因果检验结果 table 3? the result ofgranger causality test ? ? ? ? ? ? ? ? 零假设滞后期样本数f 值概率 农村消费增长不是经济增长的格兰杰原因*1273 . 050 140 . 093 52 经济增长不是农村消费增长的格兰杰原因*12710 . 077 000 . 004 09 农村投资增长不是经济增长的格兰杰原因1270 . 498 040 . 487 15 经济增长不是农村投资增长的格兰杰原因*1278 . 846 100 . 006 60 农村投资增长不是农村消费增长的格兰杰原因1270 . 336 200 . 567 43 农村消费增长不是农村投资增长的格兰杰原因* 1273 . 348 130 . 079 73 * 表示在 0 . 10的显著性水平上拒绝原假设。 2 . 3? 脉冲响应函数分析 脉冲响应函数描述的是内生变量对误差的反 应, 具体来讲, 即在随机扰动项上施加的标准差大小 的冲击, 对内生变量的当期值与未来值所产生的影 响。如果变量间存在动态关系, 对一个变量的冲击 则会通过这种动态结构传导给其他变量, var模型 中的脉冲响应函数, 就是通过各变量对冲击的反应 程度来衡量变量间的相互动态关系。 根据各变量的脉冲响应函数图 (图 1 、 图 2 、 图 3), 对农村居民消费率、 农村固定资产投资率与 gdp增长率之间的动态关系进行分析。为了能够 更加精确地反映各变量作用的动态变化, 将滞后期 选取为 30年。 2 . 3 . 1? gdp增长率的脉冲响应函数分析 ? 图 1是 相应变量冲击引起 gdp 增长率波动的脉冲响应函 数图, 图中的 3条曲线分别代表 gdp增长率对其本 身、 农村消费率和投资率的冲击反应曲线。可以看 出, 对来自于自身标准差的冲击, gdp 增速的正向 响应在前 2年幅度递增, 直至第 2年末达到峰值 3?75 %, 经过第 3年的下降之后, 降幅从第 4年逐渐 趋缓, 并于第 7年趋近于零, 随后表现出微弱的负向 响应。这说明, 从长期来看, 中国的经济波动具有一 定的内在稳定性。政府采取的经济刺激手段, 在经 济面临困境时会产生迅速而有效的带动作用, 但这 种刺激效应并不具有持久性。 对来自于消费率的正向冲击, gdp增长率在冲 击后的第 1年便做出正向响应, 且响应值随时间推 移而增大, 在第 5年达到峰值 1 % 后逐渐减弱, 但冲 击作用并未消失, 最终保持在 0?1 % 左右。消费率 的正向冲击引起 gdp增长速度上升, 主要是由于政 府的消费刺激手段, 促使农村居民消费潜力释放带 动总需求的迅速扩张, 总需求扩大将直接推动产出 的提升, 从而拉动中国经济的快速增长 9。 gdp增长率对于投资率的冲击, 在前 4年表现 为先上升后下降的正向响应, 而后脉冲值趋近于零, 冲击反应逐渐消失。从反应曲线的趋势来看, 符合 投资对经济增长的乘数效应原理, 农村投资的增加 能够加快中国经济的增长速度, 但这种正向效应仅 能够在短期内发挥影响, 并不能给经济增长带来持 久的促进效果。 图 1? 国内生产总值增长率对各变量的脉冲响应函数图 fig . 1? the function chart ofgdpr%s i m pulse response to each variable 2 . 3 . 2? 消费率的脉冲响应函数分析 ? 图 2是相应 变量冲击引起农村居民消费率波动的脉冲响应函数 860江 苏 农 业 学 报 ? 2010 年 第26 卷 第 4 期 图。对于来自 gdp增长率的冲击, 消费率负向响应 的持续时间较短, 在第 2年末便转为正向作用, 且冲 击幅度在第 9年后显著加强。从整个滞后期间的变 动趋势来看, 经济增长对农村消费率的促进作用明 显。gdp增长速度加快, 意味着在产出能力的强力 带动下, 农村消费品市场将随之完善, 从而不断挖掘 农村居民更高层次的消费潜力。 在受到自身一个标准差的正向冲击后, 消费率 的脉冲值在前 5年显著为正, 上升到第 2年的峰值 ( 0?73 % )后迅速下降, 正向响应幅度逐渐减弱, 第 5 年到第 8年内响应方向由正变负, 但负向影响时间 短暂, 冲击作用从第 9年开始再次转为正向, 且在滞 后 30年内有逐渐增强的迹象。由此可见, 农村居民 的消费水平一旦提高, 即使刺激手段消失, 也将继续 维持相对较高的消费水平, 而不会恢复到刺激前的 低消费状态, 这与杜森贝里 ! 消费的不可逆性 论断 相吻合。 由图 2可知, 投资率的冲击对消费率上升具有 正向影响。正向效应在第 1年到第 6年内经历了先 上升后下降的变化过程, 峰值出现在第 4年末。从 第 7年开始, 冲击响应值表现为微弱的上升趋势。 分析结果显示, 增加投资的确能够刺激农村消费, 农 村投资的扩大在改善农业生产条件、 提高农业增加 值和加速农村劳动力转移等方面都具有积极的作 用, 进而通过增加农民收入带动消费水平的提升。 但同样应该看到, 投资带动消费的作用时间较短, 且 促进效果不如经济增长明显, 这与长期以来中国农 村固定资产投资方向不合理有很大关系, 总投资中 教育、 卫生及社会保障等所占比例过低 ( 2003 2005年农村固定资产投资中, 卫生和社会保障投资 所占比重一直维持在 0?5 % 左右, 而教育所占比例 一直在 2?0 % 以下, 且呈下降趋势 ), 未能从根源上 解除农民的后顾之忧, 在一定程度上削弱了投资对 消费的拉动作用。 2 . 3 . 3? 投资率的脉冲响应函数分析 ? 图 3是对相 关变量冲击所引起的农村投资率的脉冲响应函数 图。经济增长的冲击影响始终处于负向状态。在经 过 1 、 2年的急剧下降后, 投资率对 gdp增长率的负 向响应逐渐趋缓, 脉冲值从第 4年末开始加速下降, 并在整个滞后期内持续保持下降态势。可见, 农村 投资率并未随着经济增长速度的加快而增加, 反而 持续下降。究其原因, 主要是国内投资向城镇倾斜 图 2? 农村居民消费率对各变量的脉冲响应函数图 fig . 2?the function chart of cons% s i m pulse response to each variable 严重, 农村固定资产投资份额受到长期挤压 (本文 研究的样本期内, 农村固定资产投资的绝对数额从 1980年的 1?33 10 10元上升到 2007年的 1?99 1012 元, 较 1980年增长了 148倍。但从相对数值来看, 农 村固定资产投资在整个固定资产投资中所占份额由 1981年的 26?0 %下降为 2007年的 14?5 % , 总体呈现 下降趋势, 尤其是在近 10年来, 下降态势尤为明显 ), 导致农村投资的增长速度滞后于经济增长, 造成农村 居民未能均等地分享到经济发展带来的成果。 来自于消费率的正向冲击, 对投资率的上升产 生了一定的抑制作用。冲击发生后, 投资率始终处 于负向响应状态。从需求角度来看, 消费率的正向 冲击意味着消费需求迅速扩张, 在居民收入相对稳 定的前提下, 需求扩张导致的居民储蓄下降, 必然引 起相应的投资萎缩。 对来自于自身标准差的冲击, 投资率的响应值在 第 1年便达到了最大值 ( 0?51 % ), 而后, 投资率受自 身冲击的正向影响逐渐回落, 并在第 3年转为负值。 分析结果说明, 改革开放以来, 中国的投资政策具有 较强的计划性与稳定性, 长期的投资政策的扩张与收 缩不会因为暂时的投资效果而发生较大改变。 2 . 4? 各变量的贡献率 在 var模型中, 每个内生变量的方差都是由自 身扰动项与系统中其他扰动项共同作用的结果, 脉 冲响应函数能够解释各变量对特定冲击的响应方向 及幅度, 却不能比较不同冲击对某一特定变量的影 响强度, 而方差分解则能够将系统的均方误差分解 861李? 响等: 基于向量自回归模型的中国农村消费、 投资与经济增长的动态关系 图 3? 农村固定资产投资率对各变量的脉冲响应函数图 fig . 3?the function chart of i nvest% s i mpulse response to each variable 成各个变量的冲击所做的贡献 10, 分析各变量对目 标变量波动的贡献率, 从而反映每个变量的随机冲 击在 var系统中的相对重要性。 2 . 4 . 1? 各变量对 gdp增长率的贡献率? 由图 4可 以看出, gdp增长对自身的贡献率经历了下降到 趋于平稳的变动, 在整个过程中始终保持在接近 80 % 的高水平上, 自身发展速度是中国经济增长 的最主要贡献因素。消费率与投资率的冲击同样 能够对 gdp增速变化产生一定程度的影响, 二者 贡献率均在经过短期的剧烈上升后, 趋于稳定状 态, 分别达到 17?50 % 和 3?91 % 。显然, 与投资相 比, 农村消费水平提升能够在更大程度上解释中 国 gdp的快速增长。 与脉冲响应的分析结果一致, gdp增长率的方 差分解图反映出中国的经济增长速度具有相当大的 连续性和稳定性。从长期来看, 它可以通过自身调 节来达到持续平稳增长。相对于投资而言, 农村消 费对中国经济增长的贡献更为明显。因此, 在保证 宏观政策稳定性的前提下, 可将调控重点适当向刺 激农村居民消费倾斜, 将提高农村消费作为扩内需、 促增长的长期政策来贯彻执行。 2 . 4 . 2? 各变量对消费率的贡献率? 图 5显示, gdp 增长对消费的贡献率在经历 2年的短暂下降后, 便 始终处于上升状态, 在 30年末达到 72?76 %。与 gdp增长率的影响方式相反, 消费自身贡献率由开 始的 84?76%上升到第 3年的 91?38 % 后, 冲击的 解释力度便随着滞后期的推移而逐渐减弱, 最终 图 4? 国内生产总值增长率的方差分解图 fig . 4? the variance deco m position ofgdpr 在 30年末达到 26?63 % 。在整个滞后期内, 投资 对消费变动的解释程度都表现微弱, 贡献率仅为 1 % 左右。 以上结果表明, 改革开放以来, 由于受到自身消 费习惯的影响, 农村居民消费带有较大的惯性, 但这 种影响随时间的推移逐步减弱。与此同时, 经济快 速增长对农村消费的促进作用却在增强。而投资对 农村居民消费的增加几乎没有贡献, 因此, 在宏观调 控时, 中国还需要对传统的投资方向和比例进行调 整, 确保固定资产投资在拉动农村居民消费中发挥 更大的作用, 使农民的生活能够更多地参与到经济 发展过程中, 享受经济发展成果。 图 5? 农村居民消费率的方差分解图 fig . 5? the variance deco m position ofcons 2 . 4 . 3? 各变量对投资率的贡献率 ? 投资率的方差 分解图 (图 6) 表明, 对投资率波动影响最大的是 862江 苏 农 业 学 报 ? 2010 年 第26 卷 第 4 期 gdp增长率, 从开始的 32?86 % 迅速上升至第 2年 的 66?49 % 后, 虽然在随后 2年出现了短暂的小幅 下降, 但经济增长贡献率从第 5年以后始终保持上 升趋势, 并在 30年末接近 90 % 。消费率的冲击在 快速上升至 35 % 后缓慢下降, 贡献率在第 12年以 后稳定在 12 % 左右。投资自身贡献率在经历了前 6 年的急剧下降后, 在观测期内稳定于 0?48 % 的水 平。从长期来看, 自身冲击对投资率变动的影响非 常微弱。 经济增长对农村投资的带动作用明显。因此, 在制定农村投资政策时, 应从宏观经济整体运行角 度出发, 依据经济走势做出及时调整。同时, 投资政 策效果的显现是以充足的消费作为支撑的, 根据农 村实际需要调整投资方向与结构, 才能够更加有利 于投资效用的发挥。 图 6? 农村固定资产投资率的方差分解图 fig . 6? the variance deco m position ofinvest ? 分析结果显示, 农村消费、 投资与经济增长的关 系为: & 农村的消费增长与经济增长之间, 存在双向 的格兰杰因果关系。中国经济持续快速发展所带来 的产出能力增强, 使产品的数量与结构得到扩充和 完善, 带动了农村消费市场的发展。同时, 农村消费 水平的提高, 又反过来拉动经济的加速增长。经济 发展与农村消费提升都是农村投资增长的格兰杰原 因, 反向因果关系不成立, 说明中国目前的投资政 策, 在拉动经济增长和刺激农村消费方面并未发挥 其应有的作用。 脉冲响应函数图表明, 农村消费 和投资的增加均能够不同程度地促进中国经济的快 速增长, 但与二者相比较, 来自于经济增长本身的正 向冲击影响更为显著。从长期来看, 经济增长速度、 消费率以及投资率的提升都会带动农村消费的增 加, 其中, 政府对于农村固定资产投入的增加, 对农 村消费的带动效果不佳, 且持续时间相对较短, 而经 济增长对农村消费的促进作用虽然存在时滞, 但正 向带动表现极为明显。由于存在城乡投资结构不均 衡等问题, 经济增长速度的加快, 反而会引起农村投 资率的下降。 ( 根据各变量的方差分解图显示, 相 对于投资而言, 农村消费对中国经济增长的贡献作 用更大, 经济带动效果更为稳定和持久。但 gdp自 身的发展速度仍是中国经济增长的最主要因素。经 济快速发展是农村消费提升与投资扩张的主要动 因, 消费的增加在促进投资方面发挥了较大作用, 投 资对经济发展和农村居民消费的调控能力表现极其 微弱。 3? 政策建议 基于上述分析结论, 结合中国当前的经济状况, 为充分发挥政府对农村市场的宏观调控作用, 促进 国民经济的平稳快速发展, 提出以下政策建议。 3 . 1? 转变经济发展方式, 保持经济的平稳快速发展 ? ? 在当前中国经济转型的关键时期, 经济发展方 式也在发生新的变化。在外汇等贸易政策波动的条 件下, 应加强内需对经济增长的驱动力量, 更加主动 地坚持扩大国内需求特别是农村消费需求的方针, 转变国内单纯投资拉动的增长方式, 通过农村消费 与投资共同拉动经济快速增长, 是中国未来一段时 期内的主要政策导向。 3 . 2? 挖掘农村消费潜