成都市農村居民現(xiàn)金收入影響因素實證分析

劉 娜， 陳春生

(西安財經學院 經濟學院， 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)展遠落后于東部發(fā)達地區(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側面反映了居民的收入情況。而提高居民收入問題是經濟理論研究中永恒的主題，也是經濟實踐中的重大難題，提高居民收入是經濟增長的長期動力，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)金收入的因素進行動態(tài)分析，從而找到提高居民收入的有效途徑。

二、文獻回歸

不同的學者采用不同的方法對農村居民人均收入的影響因素進行實證研究，如吳紅霞，張潤東(2012)用灰色關聯(lián)度分析方法研究了農村居民人均年收入中工資性收入、家庭經營性收入、財產性和轉移性收入與總收入的關聯(lián)關系，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)整分析得出家庭經營收入是促進農民增收的重要途徑,工資性收入是促進農民增收優(yōu)先發(fā)展的方向[6]。段隱華，王剛(2013)在研究如何提高農民收入問題時，對影響農民現(xiàn)金收入波動因素進行了基于VEC模型的動態(tài)計量分析，得出各變量對農民現(xiàn)金收入的影響程度[7]。本文從現(xiàn)金收入的角度對相關變量的動態(tài)關系進行了基于VAR模型的分析，在計量上著重探討人均工資性收入增速、人均家庭經營收入增速、人均轉移性和財產性收入增速對人均現(xiàn)金收入增速的影響程度。

三、指標選取與數(shù)據(jù)描述

(一)指標選取

本文選取成都市1995—2012年的農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)、人均家庭經營收入增速(MI)、人均轉移性和財產性收入增速(TI)作為變量，其中人均現(xiàn)金收入、人均工資性收入、人均家庭經營收入、人均轉移性和財產性收入的數(shù)據(jù)取自《成都統(tǒng)計年鑒》，單位為元，增速數(shù)據(jù)經計算求得。本文采用計量經濟學軟件Eviews5.0進行數(shù)據(jù)處理和計量實證研究。

(二)數(shù)據(jù)描述

自1995年以來這十幾年間,伴隨著成都市經濟的快速發(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年人均轉移性和財產性收入為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%。可見人均工資性收入和人均轉移性和財產性收入增長速度最快,但由于基數(shù)較小,到2012年這兩項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

(一)計量模型選擇

經濟變量間的相互作用是動態(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行動態(tài)分析。VAR模型的實質是考察多個變量之間的動態(tài)互動關系,一般的VAR模型形式為:Yt=C+?1Yt-1+?2Yt-2+…+?pYt-p+BXt+εt。其中Yt是一個內生變量向量,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

為了避免數(shù)據(jù)模型中出現(xiàn)“偽回歸問題”,確保估計結果的有效性,本文利用ADF檢驗法分別對CI、WI、MI和TI進行單位根檢驗[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

(三)滯后階數(shù)檢驗

對各變量進行ADF檢驗后,原序列平穩(wěn),構建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

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

表3 格蘭杰因果檢驗結果

(五)VAR模型建立與平穩(wěn)性檢驗

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

圖1 VAR模型的平穩(wěn)性檢驗結果

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，可見居民外出務工或本地勞務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的影響最小且為負數(shù)，TI滯后二期值對CI的影響最小為正數(shù)，說明人均轉移性和財產性收入增速的增加會降低下一期人均現(xiàn)金收入的增速，可見前一期人均轉移性和財產性收入增速的增加會打擊居民的工作積極性，而人均轉移性和財產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)脈沖響應分析

為進一步考察模型中對內生變量的沖擊會給因變量的當前值和未來值所帶來的影響，使用脈沖響應函數(shù)刻畫這種動態(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，實線表示脈沖響應函數(shù)。本文確定進入VAR模型的變量順序為：CI、WI、MI、TI，基于VAR(2)系統(tǒng)進行脈沖響應分析，結果見圖2。

圖2 各變量對CI沖擊的脈沖響應結果

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營收入增速的一個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移性和財產性收入增速的一個單位正向沖擊在第一期會減少，到第二期會增加，可見人均轉移性和財產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模型結果一致。

(七)方差分解

為將VAR的預測均方誤差分解為系統(tǒng)內各變量沖擊所做的貢獻[4]。下面對模型進行方差分解，以測算CI、WI、MI、TI沖擊的相對貢獻率，結果見表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，受人均家庭經營收入增速的影響次之，受人均轉移性和財產性收入增速的影響最小；從長期來看人均現(xiàn)金收入增速的波動也主要受人均工資性收入增速沖擊的影響，受人均家庭經營收入增速的影響次之，受人均轉移性和財產性收入增速的影響最小。

五、結論與啟示

通過對1995—2012年成都市農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、人均家庭經營收入增速、人均轉移性和財產性收入增速進行分析及對VAR模型脈沖效應分析及方差分解發(fā)現(xiàn)：成都市農村居民家庭人均工資性收入增速、人均家庭經營收入增速、人均轉移性和財產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、脈沖效應及方差分解發(fā)現(xiàn)，人均工資性收入增速是推動人均現(xiàn)金收入增速增長的最大影響因素，人均家庭經營收入增速次之，人均轉移性和財產性收入增速最小。綜合上述結果和成都市的經濟發(fā)展情況，應該采取各種措施來提高農村居民的收入增長速度。成都市政府應逐步形成合理的職工工資增長機制，根據(jù)經濟發(fā)展、物價變動等因素，適時調整最低工資標準，加強國有企業(yè)高管薪酬管理，優(yōu)化工資結構，提高基本工資占比。制定一系列的相關措施，鼓勵大學生、下崗職工等自主創(chuàng)業(yè)，開展多渠道、多層次的創(chuàng)業(yè)培訓活動，幫助他們樹立主動創(chuàng)業(yè)的精神，掌握企業(yè)經營與管理知識，提高捕捉商機的本領和處理問題的能力。同時多渠道增加農村居民的轉移性收入和財產性收入，加快健全以社會保障、轉移支付為主要手段的再分配調節(jié)機制，落實上市公司分紅制度，保護中小投資者合法權益，推進利率市場化改革，適度擴大存貸利率浮動范圍，保護存款者權益。

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