收入類型對農村居民消費行為影響的非線性研究

譚洪業，徐會奇

（1.中國社會科學院 研究生院，北京102488；2.青島大學 商學院，山東 青島 266071）

收入類型對農村居民消費行為影響的非線性研究

譚洪業1，徐會奇2

（1.中國社會科學院 研究生院，北京102488；2.青島大學 商學院，山東 青島 266071）

在研究收入類型與居民消費行為的過程中，文章打破原有的線性VAR模型分析的思路，在研究收入類型與農村居民消費關系的基礎上引入MS-VAR模型，研究兩者之間的動態非線性關系。研究發現：在兩區制的經濟狀態下，工資性收入和家庭經營性收入仍舊是影響消費的主要因素，但是在經濟緊縮期，家庭經營收入和轉移支付對消費有著重要的影響。

收入類型；農村居民消費行為；MS-VAR模型

0　引言

作為推動經濟發展的“三駕馬車”之一，消費一直是推動經濟發展的重要力量，消費支出水平的高低直接影響著宏觀經濟的發展。然而我國居民整體消費能力較弱，尤其是農村居民消費一直存在消費支出少、消費結構單一、消費水平低的問題，消費對經濟推動作用效果不明顯。因此，為實現經濟的可持續發展，國家經濟政策的重點在于怎樣有效的擴大居民消費支出，尤其是怎樣提高農村居民的消費水平，以實現擴大內需的經濟目標。

國內學者主要從理論和實證兩個方面證實了不同類型的收入對農村居民消費的不同影響，其中農村居民消費主要受工資性收入和家庭經營性收入影響。實證研究方面主要是通過建立線性VAR模型，研究各參數與消費的線性關系。但是，現實的經濟環境是不斷變化的，經濟的發展會經歷繁榮和衰退，這兩種階段的相互交替就組成了經濟的發展周期。在不同的經濟周期下，消費行為和消費政策會存在間斷性和不同的側重點。所以，消費行為的變化影響著經濟的發展，反過來宏觀經濟變化也影響著居民的消費行為和政策的制定。

農村居民的消費和收入也會受到宏觀經濟變動的左右，所以單純研究消費的固定參數線性關系會存在一定的理論和實證缺陷。因此，本文將宏觀經濟環境因素考慮到實證分析中，將經濟環境分為擴張期和緊縮期并且兩區制之間會相互進行轉換，以此來描述經濟發展的周期現象。在此基礎上建立不同收入類型的收入與農村居民消費之間的非線性區制自回歸模型（MS-VAR）,來分析不同經濟狀態下農村居民消費與不同類型收入之間的非線性關系。

1　MS-VAR模型構建

1.1馬爾科夫區制轉移向量自回歸模型（MS-VAR模型）

馬爾科夫區制轉移模型最早由Goldfeld和Quandt(1973)在對馬爾科夫鏈進行一定的理論拓展的基礎上引入到計量經濟學中。Hamilton（1989）借鑒這一理論模型并將其應用到經濟周期問題研究中。Krolzig（1997）進一步拓展了原有的馬爾科夫區制轉移模型并利用自回歸模型理論（VAR）建立了非線性的馬爾科夫區制轉移自回歸模型（MS-VAR）。

馬爾科夫區制轉移模型可以被看做是P階自回歸模型的推廣，在含有k維時間序列向量的p階自回歸模型中：

其中ut～IID(0，∑),y0，···，y1-p固定。把A(L)=IK-A1L -···-APLP表示為（K×K）維的多項式滯后，并假設沒有根在單位圓中其中L為滯后因子，所以yt-j=Ljyt。如果假設誤差服從正態分布ut～NID(0，∑)，式(1)就是一個穩定的高斯VAR（p）模型的截距式。這可以被重新參數化為VAR模型的均值調整形式：

如果時間序列隨著區制的變化而變化，具有時間不變參數的固定的VAR模型不適合參數計量。所以，MS-VAR模型就可以看做是一種有效的區制轉換框架。其基本思想是：可觀測時間序列向量yt在基礎數據生成中的參數取決于不可觀測區制向量St,St代表可能存在的狀態變量。馬爾科夫區制轉移模型的最主要特征就在于假設不可觀測的區制St∈{1，···，M }的實現是由離散時間和離散的狀態馬爾科夫隨機過程決定的。本文定義pij為從狀態i到狀態j的轉移概率，則：

其中St遵守一種不可約的M狀態的馬爾科夫過程，即相應的轉移概率矩陣表示為：

其中PiM=1-pi1-···-pi，M-1，i=1，···，M。

作為p階VAR模型的推廣，本文將式（2）進行一定的延伸，轉換成p階和M狀態的馬爾科夫區制轉自回歸模型：

白麗筠有一套她自己的住房，就在我第一次找到搬水泥紅磚活兒的那片新住宅區里，她還有自己的馬6轎車，若不是傍上大款，憑她那個寒酸的工薪家庭是無論如何置不起的。我想起小時候記憶中的白三刀，問候她的父親身體可好？白麗筠傷心地告訴我說，父親前幾年去世了，她剛剛有能力盡一點兒孝心的時候，父親卻不給她機會，撒手西去了。只有母親猶在，也老得走不動路了。

其中ut～NID(0，∑(st))，μ(st)，A1(st)，···，Ap(st)，∑(st)是轉移函數參數，用來描述參數μ，A1，···，Ap，∑在區制St下的狀態，即：

在馬爾科夫區制轉換過程中，式（5）中的均值會產生相應的變化，可以將式（6）添加一個區制依賴截距可以更好地滿足計量需要：

在一般的MS-VAR模型中，所有自回歸模型的參數依據狀態St限定于不同的馬爾科夫鏈，例如：

在實際的應用過程中，根據A/μ/V的不同，馬爾科夫區制轉移自回歸模型可以表現為多種不同的理論模型：

表1　MS-VAR模型

1.2構建消費與收入性質的MS-VAR模型

本文研究的重點是收入類型與農村居民消費水平的非線性關系，根據上文的分析本文采用農村居民消費水平（C）、工資性收入（S）、家庭經營性收入（M）、財產收入和政府轉移支付（GF）構建MS-VAR模型。結合經濟變量常有的兩狀態模式，本文假設該模型存在兩種經濟狀態（擴張期和緊縮期），并且表示擴張期、表示緊縮期。所有的變量可以構成4維時間序列向量Yt=(Ct、St、Mt、GFt)。該時間序列在狀態可構建p階VAR模型：

本文借鑒Hamilton的極大似然估計方法（MLE）和期望最大化算法（EM），在具體的計量檢驗過程中采用基于極大似然估計的EM算法進行參數估計。

2　MS-VAR模型實證檢驗

2.1MS-VAR模型數據處理

本文選取1978—2013年的農村居民人均消費支出（C）、家庭經營性收入(M)、工資收入(S)、財產性收入(F)和政府轉移支出(G)五方面的數據，由于數據缺失和計量檢驗的需要，將財產性收入和政府轉移支出合并（GF）進行數據檢驗。樣本數據全部來自于《中國統計年鑒》。數據的描述性統計見表2。

表2　數據描述性統計

在進行MS-VAR模型計量檢驗時，首先要保證樣本數據的穩定性。本文采用ADF檢驗，檢驗發現C、M、S、F、GF各數據并不平穩，對數據進行對數處理和一階差分處理后數據達到平穩。（見表3）。

表3　ADF單位根檢驗

對數據進行平穩性處理達到平穩性要求之后，可以進行MS-VAR模型的建模分析。本文在OX軟件中的GIVEWIN平臺基礎上，利用MS-VAR軟件包和最大似然估計的EM算法進行模型的計量分析。

對MS-VAR進行建模分析首先要確定數據相應的滯后階數（P），本文采用AIC準則和SIC準則最優化的原則確定數據滯后階數。由表4可知當滯后2階時，各判斷指標數值相對較小，可以較好的符合計量檢驗的需要，所以確定本文數據的滯后階數為2階，即P=2。

確定滯后階數后，需要選擇符合數據計量要求的MS-VAR模式，同樣根據LL、AIC、HQ、SC等判斷條件進行選擇。由表5可知，在MSIAH(2)-VAR(2)模型中，AIC、HQ和SC數值最小，并且LL數值最大，可以在1%的顯著水平下拒絕線性系統的原假設。即本文采用MSIAH(2)-VAR (2)的非線性模型，即存在2個區制和2階滯后，方差隨著區制狀態變化而變化的非線性模型。

表4　滯后階數判斷

表5　MS-VAR模型選擇

2.2MS-VAR模型實證分析

本文利用OX-MSVAR軟件包在GIVEWIN平臺進行相應的模型實證分析。得到如表6所示的參數估計結果。

表6　MSIAH(2)-VAR(2)模型參數估計結果

當經濟處于擴張期即狀態1時，當前消費方程表明：滯后1期到滯后2期的消費變動對當期消費增長存在明顯的正向影響，即滯后1期消費支出發生1單位的變動就會造成0.59單位的當期消費的正向變動。滯后1期到滯后2期的工資性收入變動對當期消費存在負向影響；滯后1期的家庭經營性收入對當期消費增長存在較小的正向影響，滯后2期的家庭經營性收入對消費增長存在負向影響；滯后1期和滯后2期的財產性收入與政府轉移支付對當期消費增長分別存在著正向影響和負向影響，滯后2期的負向影響微弱。

當經濟處于緊縮期即狀態2中，當期消費方程表明：滯后1期的消費變動對當期消費增長存在正向影響，但是滯后2期的消費變動對當期消費增長存在負向影響，1單位的滯后2期消費變動會帶來當期消費增長的1.2單位的變動。滯后1期的工資性收入變動對當期消費增長存在有限的負向影響，滯后2期的工資性收入對當期消費增長存在正向影響；滯后1期到滯后2期的家庭經營性收入對當期消費增長存在負向影響，尤其是滯后2期的影響力較??；滯后1期和滯后2期的財產性收入與政府轉移支付對當期消費增長分別存在著負向影響和正向影響。

進一步處理得到相應的狀態轉移概率、狀態持續期和平均概率，由表7可知：經濟處于狀態1（擴張期）的概率是0.8026，處于狀態2（緊縮期）的概率是0.6847，由狀態1向狀態2轉換的概率是0.1974，由狀態2向狀態1進行轉換的概率是0.3153。表8表明了樣本數據在不同的狀態下的相應的期望持續期和平均概率。這說明：經濟狀態主要維持在擴張期階段，處于緊縮期狀態的概率和持續期相對較小。

表7　狀態轉換概率

表8　狀態期望持續期和平均概率

在分析完狀態轉換概率之后，圖1給出了不同狀態下的濾波概率、平滑概率和預測概率。由圖1可以看出經濟大部分時間是處于擴張期，經濟在1985—1991年和1997—2010年兩個時間段基本上是出于擴張發展狀態。這與我國當時改革開放和21世紀初期經濟迅速發展有著密切的關系。1985—1991年改革開放逐漸深入，市場經濟體制逐漸代替計劃經濟體制，尤其是農村在土地、產權、商品流通等方面出現了許多重大的變革，農村居民的收入和消費逐漸增多。1985年底農村家庭聯產承包責任制的土地改革基本完成，農業制度的改善使得農村生產積極性提高。1985年中央頒布《關于進一步活躍農村經濟的十項政策》，允許農產品的商品化流通，農村市場初具模型；國家于1985年取消糧食的統購政策，糧食流通機制同樣實現了市場化。這兩方面的措施大大激發了農村經濟活力，使得農村經濟的市場機制建立，為農村經濟的發展奠定了堅實的政策基礎。1997—2010年我國GDP一直維持在較高的增長水平上，經濟發展迅速。同時，在這期間國家出臺了大量的“三農”政策：“建設社會主義新農村”（2002）、取消農業稅（2006）、良種補貼（2003）、種糧直補和農機補貼（2004）、2004—2008連續五年出臺中央一號文件制定“少取、多予、放活”和“工業反哺農業、城市支持農村”的一系列惠農政策，使得這段期間農村的整體經濟實力增強，農民的收入和生活水平不斷提高。與之相反，1978—1984年和1992—1996年這兩個時間段上宏觀經濟基本上處于一種緩慢發展的緊縮狀態。

圖1　 MSIAH(2)-VAR(2)模型區制概率圖

從兩區制間的相關系數（見表9）可以看出，在經濟擴張期，農村居民消費與工資性收入和家庭經營性收入之間存在較大的相關性，與財產性收入和政府轉移支付相關性較小。可見，當經濟狀況較好時，農村居民的工資性收入和家庭經營性收入較多，直接影響著農村居民消費支出。在經濟緊縮期，農村居民消費與工資性收入、財產性收入和政府轉移支付之間有較強的相關性，與家庭經營性收入間存在負向的相關關系。經濟處于衰退期，家庭經營性收入受到較大的沖擊，工資性收入、政府轉移支付直接作用農村居民消費支出。

表9　不同狀態下的同期相關

3　結論

本文著重研究不同類型收入對農村居民消費的動態影響，通過建立MS-VAR模型分析在不同狀態下的不同類型的收入與農村居民消費的非線性關系。從實證分析來看，最終建立的MSIAH(2)-VAR(2)模型能夠很好的區分經濟狀態，并得到如下結論：

（1）當經濟處于擴張期時，農村居民的消費支出增量主要受滯后1期到滯后2期的消費增量、滯后1期到滯后2期的工資性收入增量、滯后2期的家庭經營性收入增量、滯后1期的財產性收入和轉移支付增量的影響。并且農村居民消費與工資性收入和家庭經營性收入有較高的同期正相關性，與財產性收入和轉移支付相關性較小。

這說明當經濟處于擴展期時，農村居民的收入和消費也會隨著經濟的擴張而出現相應的增長。農村居民的收入主要來自于工資性收入和家庭經營性收入，財產性收入和政府轉移支付在經濟擴張時期較少。所以，擴張期農村居民消費的增量主要受到工資增加的經營收入增加的左右，財產收入和轉移支付收入的增加影響較小。

（2）當經濟處于緊縮期時，農村居民的消費支出增量主要受滯后1期到滯后2期的消費增量、滯后2期的工資性收入增量、滯后1期的家庭經營性收入增量、滯后1期到滯后2期的財產性收入和轉移支付增量的影響。并且農村居民消費與工資性收入、家庭經營性收入、財產性收入和轉移支付都有較強的同期相關性。尤其是與財產性收入和轉移支付的同期相關性最強，與家庭經營性收入存在負向的同期相關性。

當經濟處于緊縮期時，農村居民的整體收入水平和消費水平會隨著經濟環境的緊縮而降低。作為農村居民主要收入來源的工資性收入和家庭經營性收入減少，尤其是家庭經營性產業較為容易受到經濟緊縮的沖擊，而政府轉移性支付變得相對重要，所以會表現出農村居民消費增量與家庭經營性收入之間存在負向相關性關系，與財產性收入和轉移支付增量之間存在相當強的同期相關性。

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（責任編輯/易永生）

F323.8

A

1002-6487（2016）22-0035-04

國家社會科學基金資助項目（11BGL035）

譚洪業（1988—），男，山東濰坊人，博士研究生，研究方向：農村發展融資。徐會奇（1962—），男，山東青島人，博士，教授，研究方向：消費經濟學、企業管理。