譚洪業(yè)，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(nóng)村居民消費行為影響的非線性研究

譚洪業(yè)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(nóng)村居民消費關(guān)系的基礎(chǔ)上引入MS-VAR模型，研究兩者之間的動態(tài)非線性關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：在兩區(qū)制的經(jīng)濟狀態(tài)下，工資性收入和家庭經(jīng)營性收入仍舊是影響消費的主要因素，但是在經(jīng)濟緊縮期，家庭經(jīng)營收入和轉(zhuǎn)移支付對消費有著重要的影響。

收入類型；農(nóng)村居民消費行為；MS-VAR模型

0　引言

作為推動經(jīng)濟發(fā)展的“三駕馬車”之一，消費一直是推動經(jīng)濟發(fā)展的重要力量，消費支出水平的高低直接影響著宏觀經(jīng)濟的發(fā)展。然而我國居民整體消費能力較弱，尤其是農(nóng)村居民消費一直存在消費支出少、消費結(jié)構(gòu)單一、消費水平低的問題，消費對經(jīng)濟推動作用效果不明顯。因此，為實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展，國家經(jīng)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(nóng)村居民的消費水平，以實現(xiàn)擴大內(nèi)需的經(jīng)濟目標。

國內(nèi)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(nóng)村居民消費的不同影響，其中農(nóng)村居民消費主要受工資性收入和家庭經(jīng)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(shù)與消費的線性關(guān)系。但是，現(xiàn)實的經(jīng)濟環(huán)境是不斷變化的，經(jīng)濟的發(fā)展會經(jīng)歷繁榮和衰退，這兩種階段的相互交替就組成了經(jīng)濟的發(fā)展周期。在不同的經(jīng)濟周期下，消費行為和消費政策會存在間斷性和不同的側(cè)重點。所以，消費行為的變化影響著經(jīng)濟的發(fā)展，反過來宏觀經(jīng)濟變化也影響著居民的消費行為和政策的制定。

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

1　MS-VAR模型構(gòu)建

1.1馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸模型（MS-VAR模型）

馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)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(chǔ)上引入到計量經(jīng)濟學中。Hamilton（1989）借鑒這一理論模型并將其應(yīng)用到經(jīng)濟周期問題研究中。Krolzig（1997）進一步拓展了原有的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)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(qū)制轉(zhuǎn)移自回歸模型（MS-VAR）。

馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)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(shè)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(shè)誤差服從正態(tài)分布ut～NID(0，∑)，式(1)就是一個穩(wěn)定的高斯VAR（p）模型的截距式。這可以被重新參數(shù)化為VAR模型的均值調(diào)整形式：

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

其中St遵守一種不可約的M狀態(tài)的馬爾科夫過程，即相應(yīng)的轉(zhuǎn)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(zhuǎn)換成p階和M狀態(tài)的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)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(qū)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(zhuǎn)移函數(shù)參數(shù)，用來描述參數(shù)μ，A1，···，Ap，∑在區(qū)制St下的狀態(tài)，即：

在馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換過程中，式（5）中的均值會產(chǎn)生相應(yīng)的變化，可以將式（6）添加一個區(qū)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(shù)依據(jù)狀態(tài)St限定于不同的馬爾科夫鏈，例如：

在實際的應(yīng)用過程中，根據(jù)A/μ/V的不同，馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移自回歸模型可以表現(xiàn)為多種不同的理論模型：

表1　MS-VAR模型

1.2構(gòu)建消費與收入性質(zhì)的MS-VAR模型

本文研究的重點是收入類型與農(nóng)村居民消費水平的非線性關(guān)系，根據(jù)上文的分析本文采用農(nóng)村居民消費水平（C）、工資性收入（S）、家庭經(jīng)營性收入（M）、財產(chǎn)收入和政府轉(zhuǎn)移支付（GF）構(gòu)建MS-VAR模型。結(jié)合經(jīng)濟變量常有的兩狀態(tài)模式，本文假設(shè)該模型存在兩種經(jīng)濟狀態(tài)（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(gòu)成4維時間序列向量Yt=(Ct、St、Mt、GFt)。該時間序列在狀態(tài)可構(gòu)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(shù)估計。

2　MS-VAR模型實證檢驗

2.1MS-VAR模型數(shù)據(jù)處理

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

表2　數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

在進行MS-VAR模型計量檢驗時，首先要保證樣本數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性。本文采用ADF檢驗，檢驗發(fā)現(xiàn)C、M、S、F、GF各數(shù)據(jù)并不平穩(wěn)，對數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理和一階差分處理后數(shù)據(jù)達到平穩(wěn)。（見表3）。

表3　ADF單位根檢驗

對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性處理達到平穩(wěn)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(chǔ)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(shù)據(jù)相應(yīng)的滯后階數(shù)（P），本文采用AIC準則和SIC準則最優(yōu)化的原則確定數(shù)據(jù)滯后階數(shù)。由表4可知當滯后2階時，各判斷指標數(shù)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(shù)據(jù)的滯后階數(shù)為2階，即P=2。

確定滯后階數(shù)后，需要選擇符合數(shù)據(jù)計量要求的MS-VAR模式，同樣根據(jù)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(shù)值最小，并且LL數(shù)值最大，可以在1%的顯著水平下拒絕線性系統(tǒng)的原假設(shè)。即本文采用MSIAH(2)-VAR (2)的非線性模型，即存在2個區(qū)制和2階滯后，方差隨著區(qū)制狀態(tài)變化而變化的非線性模型。

表4　滯后階數(shù)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(yīng)的模型實證分析。得到如表6所示的參數(shù)估計結(jié)果。

表6　MSIAH(2)-VAR(2)模型參數(shù)估計結(jié)果

當經(jīng)濟處于擴張期即狀態(tài)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(fā)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(jīng)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(jīng)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(chǎn)性收入與政府轉(zhuǎn)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(jīng)濟處于緊縮期即狀態(tài)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(jīng)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?。粶?期和滯后2期的財產(chǎn)性收入與政府轉(zhuǎn)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(yīng)的狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率、狀態(tài)持續(xù)期和平均概率，由表7可知：經(jīng)濟處于狀態(tài)1（擴張期）的概率是0.8026，處于狀態(tài)2（緊縮期）的概率是0.6847，由狀態(tài)1向狀態(tài)2轉(zhuǎn)換的概率是0.1974，由狀態(tài)2向狀態(tài)1進行轉(zhuǎn)換的概率是0.3153。表8表明了樣本數(shù)據(jù)在不同的狀態(tài)下的相應(yīng)的期望持續(xù)期和平均概率。這說明：經(jīng)濟狀態(tài)主要維持在擴張期階段，處于緊縮期狀態(tài)的概率和持續(xù)期相對較小。

表7　狀態(tài)轉(zhuǎn)換概率

表8　狀態(tài)期望持續(xù)期和平均概率

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

圖1　 MSIAH(2)-VAR(2)模型區(qū)制概率圖

從兩區(qū)制間的相關(guān)系數(shù)（見表9）可以看出，在經(jīng)濟擴張期，農(nóng)村居民消費與工資性收入和家庭經(jīng)營性收入之間存在較大的相關(guān)性，與財產(chǎn)性收入和政府轉(zhuǎn)移支付相關(guān)性較小?？梢姡斀?jīng)濟狀況較好時，農(nóng)村居民的工資性收入和家庭經(jīng)營性收入較多，直接影響著農(nóng)村居民消費支出。在經(jīng)濟緊縮期，農(nóng)村居民消費與工資性收入、財產(chǎn)性收入和政府轉(zhuǎn)移支付之間有較強的相關(guān)性，與家庭經(jīng)營性收入間存在負向的相關(guān)關(guān)系。經(jīng)濟處于衰退期，家庭經(jīng)營性收入受到較大的沖擊，工資性收入、政府轉(zhuǎn)移支付直接作用農(nóng)村居民消費支出。

表9　不同狀態(tài)下的同期相關(guān)

3　結(jié)論

本文著重研究不同類型收入對農(nóng)村居民消費的動態(tài)影響，通過建立MS-VAR模型分析在不同狀態(tài)下的不同類型的收入與農(nóng)村居民消費的非線性關(guān)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(qū)分經(jīng)濟狀態(tài)，并得到如下結(jié)論：

（1）當經(jīng)濟處于擴張期時，農(nóng)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(jīng)營性收入增量、滯后1期的財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移支付增量的影響。并且農(nóng)村居民消費與工資性收入和家庭經(jīng)營性收入有較高的同期正相關(guān)性，與財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移支付相關(guān)性較小。

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

（2）當經(jīng)濟處于緊縮期時，農(nóng)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(jīng)營性收入增量、滯后1期到滯后2期的財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移支付增量的影響。并且農(nóng)村居民消費與工資性收入、家庭經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移支付都有較強的同期相關(guān)性。尤其是與財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移支付的同期相關(guān)性最強，與家庭經(jīng)營性收入存在負向的同期相關(guān)性。

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

[1]Keynes J M.The General Theory of Employment,Interest and Money [M].London:Macmillan Cambridge University Press,1936.

[2]Modigliani F,Cao S L.The Chinese Saving Puzzle and the Life Cycle Hypothesis[J].Journal of Economic Literature,2004,42（1）.

[3]Hall R E.Stochastic Implications of the Life-Cycle-Permanent In?come Hypothesis:Theory and Evidence[J].Journal of Political Econo?my,1978,(86).

[4]李輝,徐會奇,王克穩(wěn).我國城鎮(zhèn)居民消費行為研究分析[J].中國流通經(jīng)濟,2012,(8).

[5]徐會奇,李敬強.不同收入來源對農(nóng)村居民消費的影響及對策[J].經(jīng)濟縱橫,2009,(3).

[6]侯石安,趙和楠.城鄉(xiāng)居民收入來源構(gòu)成對其消費行為的影響[J].中南財經(jīng)政法大學學報,2012,(6).

[7]董秀良,曹鳳岐.基于馬爾科夫轉(zhuǎn)換模型的城鎮(zhèn)居民消費行為研究[J].經(jīng)濟管理,2009,(12).

（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(yè)（1988—），男，山東濰坊人，博士研究生，研究方向：農(nóng)村發(fā)展融資。徐會奇（1962—），男，山東青島人，博士，教授，研究方向：消費經(jīng)濟學、企業(yè)管理。