基于向量自回歸模型的轉(zhuǎn)移性收入對(duì)城鎮(zhèn)居民收入增長影響研究

廖加澤

摘要：為了研究轉(zhuǎn)移性收入、城鎮(zhèn)居民收入增長的動(dòng)態(tài)關(guān)系，本文結(jié)合現(xiàn)有的相關(guān)資料和數(shù)據(jù)入手，利用福建省1996—2015年城鎮(zhèn)居民可支配收入、城鎮(zhèn)居民人均轉(zhuǎn)移性收入的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，通過向量自回歸模型實(shí)證分析轉(zhuǎn)移性收入對(duì)城鎮(zhèn)居民收入增長影響，得出了相關(guān)結(jié)論，該方法具有較高的可行性，將帶來顯著的學(xué)術(shù)價(jià)值。

關(guān)鍵詞：向量自回歸模型；轉(zhuǎn)移性收入；居民收入增長

中圖分類號(hào)：TP311 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1009-3044（2016）11-0192-03

1 概述

目前，國內(nèi)高等院校、科研機(jī)構(gòu)、專家學(xué)者有關(guān)轉(zhuǎn)移性收入對(duì)收入差距影響方面的研究方法較多，但關(guān)于轉(zhuǎn)移性收入對(duì)居民收入增長影響方面的研究幾乎空白。根據(jù)福建省1996-2015年城鎮(zhèn)居民可支配收入、城鎮(zhèn)居民人均轉(zhuǎn)移性收入的數(shù)據(jù)看，兩者增長趨勢(shì)基本一致，存在著緊密的聯(lián)系。

本文使用向自量回歸模型是不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)，采用多方程聯(lián)立的方式，模式所有內(nèi)生變量的滯后回歸是通過建立逐個(gè)方程的內(nèi)生變量完成，最后在對(duì)所有內(nèi)生變量的動(dòng)態(tài)相互之間關(guān)系發(fā)現(xiàn)規(guī)律。將深入研究分析脈沖響應(yīng)、方差分解轉(zhuǎn)移性收入對(duì)城鎮(zhèn)居民收入增長影響程度，最終形成基于向量自回歸模型的轉(zhuǎn)移性收入對(duì)城鎮(zhèn)居民收入增長影響的方法。

2向量自回歸模型

2.1 向量自回歸模型的構(gòu)造

原來回歸模型是用線性回歸和非線性回歸來表示，以一定的經(jīng)濟(jì)理論作為基礎(chǔ)，構(gòu)建相應(yīng)的模型，對(duì)有關(guān)經(jīng)濟(jì)主體進(jìn)行描述，在發(fā)現(xiàn)模型與實(shí)際不符時(shí)，通過人為有意識(shí)制造一些外生變量來干擾內(nèi)生變量進(jìn)修正。這樣的模型還存在部分缺陷，一是原先部分的變量當(dāng)成內(nèi)生，再把其他當(dāng)成外生或前定，存在較大主觀因素，內(nèi)生和外生變量之間有可能互動(dòng)；二是平常為了較快識(shí)別相關(guān)的模型，人為對(duì)某個(gè)方程的某些變量進(jìn)行調(diào)整或省去。

為解決這樣的問題，本文引入向量自回歸模型VAR。不考慮經(jīng)濟(jì)理論是VAR模型的核心內(nèi)容，重點(diǎn)考慮時(shí)間序列在各經(jīng)濟(jì)變量間的關(guān)系。P階向量自回歸模型VAR（P）可表示為：

[yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+μt] [t=1，2，…，T] ⑴

式⑵中，[yt]表示k維內(nèi)生變量向量，p表示滯后階數(shù)，[xt]表示d維外生變量向量， T表示樣本個(gè)數(shù)。

若向量自回歸模型（VAR）扣除外生變量中非限制向量自回歸模型，則要把A為系數(shù)矩陣表示為：

[yt=A1yt-1+…+Apyt-p+ut] 或者 [A（L）yt=ut] ⑵

若行列式[det[A（L）]]的根均在單位圓內(nèi)，表示式⑵滿足平穩(wěn)性條件。本文就利用設(shè)定的模型預(yù)測(cè)，并作一步分析。

2.2 向量自回歸模型的滯后期

對(duì)于滯后期方程的確定往往受多變量影響，最關(guān)鍵是檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性。結(jié)合目前常用ADF統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)變量方法，先觀察是否為平穩(wěn)序列，若達(dá)到條件再用ADF統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，確定最佳滯后期數(shù)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

[Δyt=γ yt-1+i=1pβiΔyt-i+εt] ⑶

式⑶中，若目前數(shù)據(jù)沒達(dá)到原來?xiàng)l件，還可以進(jìn)行多次重新差分，直到變量為平穩(wěn)序列，表示當(dāng)前條件比較平穩(wěn)，然后建立所需向量自回歸模型，一般采用AIC或SIC準(zhǔn)則計(jì)算的值，最終確定最佳滯后期數(shù)。

2.3 向量自回歸模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)是向量自回歸模型中的一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊受其他內(nèi)生變量所帶來的影響，可以察看內(nèi)生變量的當(dāng)前值、未來值產(chǎn)生的影響，是用一個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)、上一次一個(gè)沖擊分別表示。向量自回歸 （p）模型表示為

3 實(shí)證分析

3.1數(shù)據(jù)選取與處理

本文采用1996—2015年的《福建省統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)，變量包括福建省城鎮(zhèn)可支配收入（KZP）、轉(zhuǎn)移性收入（ZY）。為了減少干擾因素，對(duì)KZP、ZY進(jìn)行數(shù)字化處理，經(jīng)過轉(zhuǎn)換結(jié)果如表1：

3 .2 VAR模型

在做VAR模型的過程中關(guān)鍵是滯后階數(shù)的選取，利用AIC標(biāo)準(zhǔn)方法準(zhǔn)則進(jìn)行計(jì)算，Lag Length Creteria、Ar Roots Gragh，分別用兩種方法來檢驗(yàn)滯后階數(shù)是否合適，確定最佳滯后期數(shù)，建立VAR模型。可用兩者方式相結(jié)合，首先對(duì)第一種方法進(jìn)行確定，有4階滯后數(shù)是最好，出現(xiàn)了4階滯后期的時(shí)候，脈沖響應(yīng)函數(shù)無法做，出現(xiàn)的脈沖響應(yīng)函數(shù)不穩(wěn)定。因此只好確定VAR模型滯后期為3期，從而建立了相應(yīng)的VAR（2）模型。表2和圖1分別是Lag Length Creteria和Ar Roots Gragh兩種方法得到的結(jié)果。

3.3 轉(zhuǎn)移性收入對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的脈沖響應(yīng)分析

本文利用向量自回歸模型對(duì)LZY和LKZP分別對(duì)脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行分析，得出圖2和圖3分別表示LZY對(duì)自身和對(duì)LKZP的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。

從圖2得出，若在本期受轉(zhuǎn)移性收入自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，立刻作出的反應(yīng)，這種沖擊反應(yīng)從第一期開始就逐步下降，但是在相當(dāng)長的時(shí)期內(nèi)，這個(gè)沖擊反應(yīng)均是正向影響。從第1—10年脈沖響應(yīng)曲線基本上處于第一象限，我們可以理解為轉(zhuǎn)移性收入也會(huì)受自身變動(dòng)影響，馬上引起變化，沒有時(shí)間停留。從結(jié)果看出，當(dāng)?shù)?年突然增加轉(zhuǎn)移性收入，對(duì)未來轉(zhuǎn)移性收入的增長在一定時(shí)期內(nèi)可以反映出正向刺激效果，隨著當(dāng)前的轉(zhuǎn)移性收入增多有利助未來轉(zhuǎn)移性收入的增多，也會(huì)正向刺激呈現(xiàn)逐步減弱。這種現(xiàn)象主要原因是：伴隨居民可支配收入的逐步增加，轉(zhuǎn)移性收入所占可支配收入的比重呈現(xiàn)逐步減少，即隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，人們的生活水平逐步提高，“贍養(yǎng)收入”“撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)”“價(jià)格補(bǔ)貼”等等的收入將逐步減少。

從圖3得出，若在本期會(huì)對(duì)居民可支配收入一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，居民可支配收入會(huì)產(chǎn)生一定時(shí)間滯后，在第2期開始處于穩(wěn)步上升通道，當(dāng)?shù)?期出現(xiàn)了頂點(diǎn)，表示了出現(xiàn)最高的正響應(yīng)效果；然后在第5期之后，影響程度逐步減少，到第9、10期基本上處于0，說明了這種影響是有一定程度的滯后性。

3.4 轉(zhuǎn)移性收入對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的方差分解

本文利用向量自回歸模型對(duì)LZY逐個(gè)進(jìn)行方差分解分析，說明轉(zhuǎn)移性收入對(duì)居民可支配收入的貢獻(xiàn)率和轉(zhuǎn)移性收入對(duì)自身貢獻(xiàn)率的動(dòng)態(tài)變化過程，結(jié)果如表3 ：

從表2中得出，引起對(duì)轉(zhuǎn)移性收入變化貢獻(xiàn)率最大的是自身的變化過程，它對(duì)自身的貢獻(xiàn)率是呈現(xiàn)“v”字型的變化趨勢(shì)，當(dāng)?shù)?期貢獻(xiàn)率為100.00%，至第6期下降到最低點(diǎn)為97.64561%，貢獻(xiàn)率一直保持在相對(duì)高的水平，從而可以看出今后一段時(shí)期內(nèi)，轉(zhuǎn)移性收入的增長具有直接正向激發(fā)效果。當(dāng)轉(zhuǎn)移性收入變動(dòng)對(duì)居民可支配收入變化的貢獻(xiàn)總體仍處于比較低水平，以第1期“0”，以后呈逐年遞增的態(tài)勢(shì)，到第6期上升到最高值2.354389；而后第7期開始貢獻(xiàn)率逐步下降，變化比較緩慢?？梢姺讲罘纸獾贸龅慕Y(jié)論與脈沖響應(yīng)分析極為相似，它從另一個(gè)角度印證了轉(zhuǎn)移性收入對(duì)居民可支配收入增長的刺激效應(yīng)雖然有滯后性，但持續(xù)性較強(qiáng)。

4 結(jié)論

使用向量自回歸模型，先用脈沖響應(yīng)分析，最后利用方差分解，經(jīng)過全面、準(zhǔn)確的證實(shí)，轉(zhuǎn)移性收入與居民可支配收入之間存在著協(xié)整關(guān)系，具有長期、穩(wěn)定的均衡發(fā)展關(guān)系，兩者之間有一個(gè)有機(jī)協(xié)整方程。福建省城鎮(zhèn)居民轉(zhuǎn)移性收入對(duì)可支配收入影響的彈性系數(shù)為0.227，表明轉(zhuǎn)移性收入每增加1%，將會(huì)使可支配收入增加0.227%。通過脈沖響應(yīng)分析和方差分解表明，無論是轉(zhuǎn)移性收入自身的增長，還是轉(zhuǎn)移性收入對(duì)居民可支配收入增長，兩者相互推動(dòng)作用還是比較顯著。兩者能夠相互激發(fā)， 帶來了可持續(xù)性發(fā)展的效果，前者效果相對(duì)較快，且持續(xù)時(shí)間也比較長；后者效果存在一定滯后性，出現(xiàn)前低-中高-后低的態(tài)勢(shì)，能夠高效、準(zhǔn)確反映轉(zhuǎn)移性收入與居民可支配收入影響周期變化規(guī)律，因此是一種有效填補(bǔ)目前國內(nèi)對(duì)此項(xiàng)研究的空白。

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