成都市農(nóng)村居民現(xiàn)金收入影響因素實(shí)證分析

劉 娜， 陳春生

(西安財(cái)經(jīng)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 陜西 西安 710100)

一、問題的提出

成都市作為西部城市之一，其金融制度、金融工具的發(fā)展遠(yuǎn)落后于東部發(fā)達(dá)地區(qū)，居民金融意識薄弱。作為貨幣中最活躍的一部分，現(xiàn)金收入的增長從另一個(gè)側(cè)面反映了居民的收入情況。而提高居民收入問題是經(jīng)濟(jì)理論研究中永恒的主題，也是經(jīng)濟(jì)實(shí)踐中的重大難題，提高居民收入是經(jīng)濟(jì)增長的長期動(dòng)力，因此研究居民收入問題變得尤為重要。為了研究居民收入問題，從現(xiàn)金收入的角度，對影響現(xiàn)金收入的因素進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析，從而找到提高居民收入的有效途徑。

二、文獻(xiàn)回歸

不同的學(xué)者采用不同的方法對農(nóng)村居民人均收入的影響因素進(jìn)行實(shí)證研究，如吳紅霞，張潤東(2012)用灰色關(guān)聯(lián)度分析方法研究了農(nóng)村居民人均年收入中工資性收入、家庭經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性和轉(zhuǎn)移性收入與總收入的關(guān)聯(lián)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)工資性收入是影響總收入的主要因素，并提出了提高農(nóng)村居民收入的對策[1-5]。芮田生,閻洪(2012)通過協(xié)整分析得出家庭經(jīng)營收入是促進(jìn)農(nóng)民增收的重要途徑,工資性收入是促進(jìn)農(nóng)民增收優(yōu)先發(fā)展的方向[6]。段隱華，王剛(2013)在研究如何提高農(nóng)民收入問題時(shí)，對影響農(nóng)民現(xiàn)金收入波動(dòng)因素進(jìn)行了基于VEC模型的動(dòng)態(tài)計(jì)量分析，得出各變量對農(nóng)民現(xiàn)金收入的影響程度[7]。本文從現(xiàn)金收入的角度對相關(guān)變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了基于VAR模型的分析，在計(jì)量上著重探討人均工資性收入增速、人均家庭經(jīng)營收入增速、人均轉(zhuǎn)移性和財(cái)產(chǎn)性收入增速對人均現(xiàn)金收入增速的影響程度。

三、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)描述

(一)指標(biāo)選取

本文選取成都市1995—2012年的農(nóng)村居民家庭全年人均現(xiàn)金收入增速(CI)、人均工資性收入增速(WI)、人均家庭經(jīng)營收入增速(MI)、人均轉(zhuǎn)移性和財(cái)產(chǎn)性收入增速(TI)作為變量，其中人均現(xiàn)金收入、人均工資性收入、人均家庭經(jīng)營收入、人均轉(zhuǎn)移性和財(cái)產(chǎn)性收入的數(shù)據(jù)取自《成都統(tǒng)計(jì)年鑒》，單位為元，增速數(shù)據(jù)經(jīng)計(jì)算求得。本文采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews5.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和計(jì)量實(shí)證研究。

(二)數(shù)據(jù)描述

自1995年以來這十幾年間,伴隨著成都市經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展,現(xiàn)金收入也呈現(xiàn)高速增長的態(tài)勢。1995年全市農(nóng)村居民人均現(xiàn)金收入為2 387.42元,到2012年增長到14 252.79元,增長了近6倍,年均增長率為11.1%。其中人均工資性收入由1995年的295.96元,增長到2012年的5 411.51元,增長了18倍多,年均增長率為18.6%。1995年人均家庭營業(yè)收入為1 468.34元,到2012年增長到6 688.69元,增長了4倍多,年均增長率為9.3%。1995年人均轉(zhuǎn)移性和財(cái)產(chǎn)性收入為169.57元,到2012年為2 152.60元,增長了12倍多,年均增長率為16.1%?？梢娙司べY性收入和人均轉(zhuǎn)移性和財(cái)產(chǎn)性收入增長速度最快,但由于基數(shù)較小,到2012年這兩項(xiàng)收入仍低于家庭營業(yè)收入在全市現(xiàn)金收入中的比重。

四、模型的建立與檢驗(yàn)

(一)計(jì)量模型選擇

經(jīng)濟(jì)變量間的相互作用是動(dòng)態(tài)的[8],本文利用向量自回歸模型(VAR)對成都市現(xiàn)金收入的影響因素進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析。VAR模型的實(shí)質(zhì)是考察多個(gè)變量之間的動(dòng)態(tài)互動(dòng)關(guān)系,一般的VAR模型形式為:Yt=C+?1Yt-1+?2Yt-2+…+?pYt-p+BXt+εt。其中Yt是一個(gè)內(nèi)生變量向量,Xt是外生變量向量,C代表常數(shù)向量,B和?t是待估的系數(shù)矩陣,εt是誤差向量。

(二)單位根檢驗(yàn)

為了避免數(shù)據(jù)模型中出現(xiàn)“偽回歸問題”,確保估計(jì)結(jié)果的有效性,本文利用ADF檢驗(yàn)法分別對CI、WI、MI和TI進(jìn)行單位根檢驗(yàn)[1]。從表1可以看出,CI、WI和MI在5%的水平下不存在單位根,各變量平穩(wěn)。TI在1%的水平下不存在單位根,變量平穩(wěn)。

表1 各變量單位根檢驗(yàn)

(三)滯后階數(shù)檢驗(yàn)

對各變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)后,原序列平穩(wěn),構(gòu)建VAR模型,根據(jù)初步確立的VAR模型,確定模型的滯后階數(shù)K。由表2綜合LR、FPE、AIC、SC 和HQ等準(zhǔn)則均判斷滯后階數(shù)為2,即k=2,由此可建立滯后階數(shù)為2的VAR模型。

表2 VAR模型滯后階數(shù)的確定

(四)格蘭杰因果檢驗(yàn)

對各變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)[2]，確定各變量之間是否存在因果關(guān)系，由表3可知，在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，WI、MI、TI都能Granger引起變量CI，并在建立VAR模型時(shí)將各變量作為內(nèi)生變量處理。

表3 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

(五)VAR模型建立與平穩(wěn)性檢驗(yàn)

根據(jù)滯后階數(shù)檢驗(yàn)確定滯后階數(shù)為2，根據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)確定各變量都作為內(nèi)生變量進(jìn)入VAR模型，因此建立VAR(2)模型。進(jìn)行AR根圖表分析，發(fā)現(xiàn)特征根全部落在單位圓內(nèi)，該模型穩(wěn)定，見圖1。

圖1 VAR模型的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

建立VAR模型為CI=1.989*CI(-1) -1.947*CI(-2)+0.751*WI(-1)-1.066*WI(-2)-1.054*MI(-1)+1.249*MI(-2)-0.524*TI(-1)+0.662*TI(-2)+12.262；通過VAR模型發(fā)現(xiàn)，CI受到自身滯后期及WI、MI、TI滯后期值的影響。其中WI滯后一期值對CI影響彈性為0.751，WI滯后二期值對CI影響彈性為-1.066，可見居民外出務(wù)工或本地勞務(wù)收入增速的上升使現(xiàn)金收入增速提高，而居民工資水平的提高又會使其產(chǎn)生惰性，阻礙人均現(xiàn)金收入增速的增加；MI滯后一期值對CI的影響彈性為-1.054，MI滯后二期值對CI的影響彈性為1.249，說明前一期人均家庭自主創(chuàng)業(yè)增速的上升會使人均現(xiàn)金總收入增速下降，但人均家庭自主創(chuàng)業(yè)增速上升所帶來的收入增加使人均現(xiàn)金總收入增速的上升；TI滯后一期值對CI的影響最小且為負(fù)數(shù)，TI滯后二期值對CI的影響最小為正數(shù)，說明人均轉(zhuǎn)移性和財(cái)產(chǎn)性收入增速的增加會降低下一期人均現(xiàn)金收入的增速，可見前一期人均轉(zhuǎn)移性和財(cái)產(chǎn)性收入增速的增加會打擊居民的工作積極性，而人均轉(zhuǎn)移性和財(cái)產(chǎn)性收入增速的增加所帶來的收入總量增加使人均現(xiàn)金收入增速會上升。

(六)脈沖響應(yīng)分析

為進(jìn)一步考察模型中對內(nèi)生變量的沖擊會給因變量的當(dāng)前值和未來值所帶來的影響，使用脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫這種動(dòng)態(tài)過程[3]。圖2中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)，縱軸表示受到影響的變量，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)。本文確定進(jìn)入VAR模型的變量順序?yàn)椋篊I、WI、MI、TI，基于VAR(2)系統(tǒng)進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，結(jié)果見圖2。

圖2 各變量對CI沖擊的脈沖響應(yīng)結(jié)果

通過分析發(fā)現(xiàn)，人均現(xiàn)金收入增速受到人均工資性收入增速的一個(gè)單位正向沖擊在第一期會增加，到第二期會下降[4]，表明人均工資收入增速上升使人均現(xiàn)金總收入增速提高，而居民工資水平的提高又會使其產(chǎn)生惰性，阻礙人均現(xiàn)金收入增速的增加；人均現(xiàn)金收入增速受到人均家庭經(jīng)營收入增速的一個(gè)單位正向沖擊在第一期會增加，到第二期會下降，說明人均家庭自主創(chuàng)業(yè)增速增加會降低人均現(xiàn)金總收入增速，但人均家庭自主創(chuàng)業(yè)增速增加所帶來的收入可以提高人均現(xiàn)金總收入增速；人均現(xiàn)金收入增速受到人均轉(zhuǎn)移性和財(cái)產(chǎn)性收入增速的一個(gè)單位正向沖擊在第一期會減少，到第二期會增加，可見人均轉(zhuǎn)移性和財(cái)產(chǎn)性收入增速增加會打擊居民的工作積極性，但人均現(xiàn)金總收入增速會增加。這與VAR模型結(jié)果一致。

(七)方差分解

為將VAR的預(yù)測均方誤差分解為系統(tǒng)內(nèi)各變量沖擊所做的貢獻(xiàn)[4]。下面對模型進(jìn)行方差分解，以測算CI、WI、MI、TI沖擊的相對貢獻(xiàn)率，結(jié)果見表4。

表4 LNCI的方差分解圖

通過方差分解發(fā)現(xiàn)，CI受WI沖擊的貢獻(xiàn)率在第二期為19.7%，第三期為17.2%，直到第十期為25%；受WI沖擊的貢獻(xiàn)率在第二期為15%，第三期為16.3%，直到第十期為19.8%；受TI沖擊的貢獻(xiàn)率在第二期為5.9%，第三期為6.2%，直到第十期為7.9%。說明從短期來看人均現(xiàn)金收入增速的波動(dòng)主要受人均工資性收入增速沖擊的影響，但影響程度逐漸減弱，受人均家庭經(jīng)營收入增速的影響次之，受人均轉(zhuǎn)移性和財(cái)產(chǎn)性收入增速的影響最??；從長期來看人均現(xiàn)金收入增速的波動(dòng)也主要受人均工資性收入增速沖擊的影響，受人均家庭經(jīng)營收入增速的影響次之，受人均轉(zhuǎn)移性和財(cái)產(chǎn)性收入增速的影響最小。

五、結(jié)論與啟示

通過對1995—2012年成都市農(nóng)村居民家庭人均全年現(xiàn)金收入增速、人均工資性收入增速、人均家庭經(jīng)營收入增速、人均轉(zhuǎn)移性和財(cái)產(chǎn)性收入增速進(jìn)行分析及對VAR模型脈沖效應(yīng)分析及方差分解發(fā)現(xiàn)：成都市農(nóng)村居民家庭人均工資性收入增速、人均家庭經(jīng)營收入增速、人均轉(zhuǎn)移性和財(cái)產(chǎn)性收入增速均是人均現(xiàn)金收入增速提高的原因，通過建立VAR模型、脈沖效應(yīng)及方差分解發(fā)現(xiàn)，人均工資性收入增速是推動(dòng)人均現(xiàn)金收入增速增長的最大影響因素，人均家庭經(jīng)營收入增速次之，人均轉(zhuǎn)移性和財(cái)產(chǎn)性收入增速最小。綜合上述結(jié)果和成都市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，應(yīng)該采取各種措施來提高農(nóng)村居民的收入增長速度。成都市政府應(yīng)逐步形成合理的職工工資增長機(jī)制，根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、物價(jià)變動(dòng)等因素，適時(shí)調(diào)整最低工資標(biāo)準(zhǔn)，加強(qiáng)國有企業(yè)高管薪酬管理，優(yōu)化工資結(jié)構(gòu)，提高基本工資占比。制定一系列的相關(guān)措施，鼓勵(lì)大學(xué)生、下崗職工等自主創(chuàng)業(yè)，開展多渠道、多層次的創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)活動(dòng)，幫助他們樹立主動(dòng)創(chuàng)業(yè)的精神，掌握企業(yè)經(jīng)營與管理知識，提高捕捉商機(jī)的本領(lǐng)和處理問題的能力。同時(shí)多渠道增加農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入，加快健全以社會保障、轉(zhuǎn)移支付為主要手段的再分配調(diào)節(jié)機(jī)制，落實(shí)上市公司分紅制度，保護(hù)中小投資者合法權(quán)益，推進(jìn)利率市場化改革，適度擴(kuò)大存貸利率浮動(dòng)范圍，保護(hù)存款者權(quán)益。

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