收入類(lèi)型對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)行為影響的非線性研究

譚洪業(yè)，徐會(huì)奇

（1.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院 研究生院，北京102488；2.青島大學(xué) 商學(xué)院，山東 青島 266071）

收入類(lèi)型對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)行為影響的非線性研究

譚洪業(yè)1，徐會(huì)奇2

（1.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院 研究生院，北京102488；2.青島大學(xué) 商學(xué)院，山東 青島 266071）

在研究收入類(lèi)型與居民消費(fèi)行為的過(guò)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(lèi)型與農(nóng)村居民消費(fèi)關(guān)系的基礎(chǔ)上引入MS-VAR模型，研究?jī)烧咧g的動(dòng)態(tài)非線性關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：在兩區(qū)制的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下，工資性收入和家庭經(jīng)營(yíng)性收入仍舊是影響消費(fèi)的主要因素，但是在經(jīng)濟(jì)緊縮期，家庭經(jīng)營(yíng)收入和轉(zhuǎn)移支付對(duì)消費(fèi)有著重要的影響。

收入類(lèi)型；農(nóng)村居民消費(fèi)行為；MS-VAR模型

0　引言

作為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車(chē)”之一，消費(fèi)一直是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量，消費(fèi)支出水平的高低直接影響著宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。然而我國(guó)居民整體消費(fèi)能力較弱，尤其是農(nóng)村居民消費(fèi)一直存在消費(fèi)支出少、消費(fèi)結(jié)構(gòu)單一、消費(fèi)水平低的問(wèn)題，消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)推動(dòng)作用效果不明顯。因此，為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，國(guó)家經(jīng)濟(jì)政策的重點(diǎn)在于怎樣有效的擴(kuò)大居民消費(fèi)支出，尤其是怎樣提高農(nóng)村居民的消費(fèi)水平，以實(shí)現(xiàn)擴(kuò)大內(nèi)需的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)。

國(guó)內(nèi)學(xué)者主要從理論和實(shí)證兩個(gè)方面證實(shí)了不同類(lèi)型的收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的不同影響，其中農(nóng)村居民消費(fèi)主要受工資性收入和家庭經(jīng)營(yíng)性收入影響。實(shí)證研究方面主要是通過(guò)建立線性VAR模型，研究各參數(shù)與消費(fèi)的線性關(guān)系。但是，現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)環(huán)境是不斷變化的，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)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(jì)的發(fā)展周期。在不同的經(jīng)濟(jì)周期下，消費(fèi)行為和消費(fèi)政策會(huì)存在間斷性和不同的側(cè)重點(diǎn)。所以，消費(fèi)行為的變化影響著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，反過(guò)來(lái)宏觀經(jīng)濟(jì)變化也影響著居民的消費(fèi)行為和政策的制定。

農(nóng)村居民的消費(fèi)和收入也會(huì)受到宏觀經(jīng)濟(jì)變動(dòng)的左右，所以單純研究消費(fèi)的固定參數(shù)線性關(guān)系會(huì)存在一定的理論和實(shí)證缺陷。因此，本文將宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境因素考慮到實(shí)證分析中，將經(jīng)濟(jì)環(huán)境分為擴(kuò)張期和緊縮期并且兩區(qū)制之間會(huì)相互進(jìn)行轉(zhuǎn)換，以此來(lái)描述經(jīng)濟(jì)發(fā)展的周期現(xiàn)象。在此基礎(chǔ)上建立不同收入類(lèi)型的收入與農(nóng)村居民消費(fèi)之間的非線性區(qū)制自回歸模型（MS-VAR）,來(lái)分析不同經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下農(nóng)村居民消費(fèi)與不同類(lèi)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(duì)馬爾科夫鏈進(jìn)行一定的理論拓展的基礎(chǔ)上引入到計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中。Hamilton（1989）借鑒這一理論模型并將其應(yīng)用到經(jīng)濟(jì)周期問(wèn)題研究中。Krolzig（1997）進(jìn)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(shí)間序列向量的p階自回歸模型中：

其中ut～I(xiàn)ID(0，∑),y0，···，y1-p固定。把A(L)=IK-A1L -···-APLP表示為（K×K）維的多項(xiàng)式滯后，并假設(shè)沒(méi)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(gè)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(shí)間序列隨著區(qū)制的變化而變化，具有時(shí)間不變參數(shù)的固定的VAR模型不適合參數(shù)計(jì)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(cè)時(shí)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(cè)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(cè)的區(qū)制St∈{1，···，M }的實(shí)現(xiàn)是由離散時(shí)間和離散的狀態(tài)馬爾科夫隨機(jī)過(guò)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(guò)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(jìn)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(chē)，若不是傍上大款，憑她那個(gè)寒酸的工薪家庭是無(wú)論如何置不起的。我想起小時(shí)候記憶中的白三刀，問(wèn)候她的父親身體可好？白麗筠傷心地告訴我說(shuō)，父親前幾年去世了，她剛剛有能力盡一點(diǎn)兒孝心的時(shí)候，父親卻不給她機(jī)會(huì)，撒手西去了。只有母親猶在，也老得走不動(dòng)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(lái)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(guò)程中，式（5）中的均值會(huì)產(chǎn)生相應(yīng)的變化，可以將式（6）添加一個(gè)區(qū)制依賴截距可以更好地滿足計(jì)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(shí)際的應(yīng)用過(guò)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(fèi)與收入性質(zhì)的MS-VAR模型

本文研究的重點(diǎn)是收入類(lèi)型與農(nóng)村居民消費(fèi)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(fèi)水平（C）、工資性收入（S）、家庭經(jīng)營(yíng)性收入（M）、財(cái)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(jì)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(jì)狀態(tài)（擴(kuò)張期和緊縮期），并且表示擴(kuò)張期、表示緊縮期。所有的變量可以構(gòu)成4維時(shí)間序列向量Yt=(Ct、St、Mt、GFt)。該時(shí)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(jì)方法（MLE）和期望最大化算法（EM），在具體的計(jì)量檢驗(yàn)過(guò)程中采用基于極大似然估計(jì)的EM算法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

2　MS-VAR模型實(shí)證檢驗(yàn)

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(fèi)支出（C）、家庭經(jīng)營(yíng)性收入(M)、工資收入(S)、財(cái)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(jì)量檢驗(yàn)的需要，將財(cái)產(chǎn)性收入和政府轉(zhuǎn)移支出合并（GF）進(jìn)行數(shù)據(jù)檢驗(yàn)。樣本數(shù)據(jù)全部來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2。

表2　數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)

在進(jìn)行MS-VAR模型計(jì)量檢驗(yàn)時(shí)，首先要保證樣本數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性。本文采用ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)C、M、S、F、GF各數(shù)據(jù)并不平穩(wěn)，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理和一階差分處理后數(shù)據(jù)達(dá)到平穩(wěn)。（見(jiàn)表3）。

表3　ADF單位根檢驗(yàn)

對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性處理達(dá)到平穩(wěn)性要求之后，可以進(jìn)行MS-VAR模型的建模分析。本文在OX軟件中的GIVEWIN平臺(tái)基礎(chǔ)上，利用MS-VAR軟件包和最大似然估計(jì)的EM算法進(jìn)行模型的計(jì)量分析。

對(duì)MS-VAR進(jìn)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(zhǔn)則和SIC準(zhǔn)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(dāng)滯后2階時(shí)，各判斷指標(biāo)數(shù)值相對(duì)較小，可以較好的符合計(jì)量檢驗(yàn)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(jì)量要求的MS-VAR模式，同樣根據(jù)LL、AIC、HQ、SC等判斷條件進(jìn)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(gè)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(shí)證分析

本文利用OX-MSVAR軟件包在GIVEWIN平臺(tái)進(jìn)行相應(yīng)的模型實(shí)證分析。得到如表6所示的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。

表6　MSIAH(2)-VAR(2)模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于擴(kuò)張期即狀態(tài)1時(shí)，當(dāng)前消費(fèi)方程表明：滯后1期到滯后2期的消費(fèi)變動(dòng)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)增長(zhǎng)存在明顯的正向影響，即滯后1期消費(fèi)支出發(fā)生1單位的變動(dòng)就會(huì)造成0.59單位的當(dāng)期消費(fèi)的正向變動(dòng)。滯后1期到滯后2期的工資性收入變動(dòng)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)存在負(fù)向影響；滯后1期的家庭經(jīng)營(yíng)性收入對(duì)當(dāng)期消費(fèi)增長(zhǎng)存在較小的正向影響，滯后2期的家庭經(jīng)營(yíng)性收入對(duì)消費(fèi)增長(zhǎng)存在負(fù)向影響；滯后1期和滯后2期的財(cái)產(chǎn)性收入與政府轉(zhuǎn)移支付對(duì)當(dāng)期消費(fèi)增長(zhǎng)分別存在著正向影響和負(fù)向影響，滯后2期的負(fù)向影響微弱。

當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于緊縮期即狀態(tài)2中，當(dāng)期消費(fèi)方程表明：滯后1期的消費(fèi)變動(dòng)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)增長(zhǎng)存在正向影響，但是滯后2期的消費(fèi)變動(dòng)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)增長(zhǎng)存在負(fù)向影響，1單位的滯后2期消費(fèi)變動(dòng)會(huì)帶來(lái)當(dāng)期消費(fèi)增長(zhǎng)的1.2單位的變動(dòng)。滯后1期的工資性收入變動(dòng)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)增長(zhǎng)存在有限的負(fù)向影響，滯后2期的工資性收入對(duì)當(dāng)期消費(fèi)增長(zhǎng)存在正向影響；滯后1期到滯后2期的家庭經(jīng)營(yíng)性收入對(duì)當(dāng)期消費(fèi)增長(zhǎng)存在負(fù)向影響，尤其是滯后2期的影響力較小；滯后1期和滯后2期的財(cái)產(chǎn)性收入與政府轉(zhuǎn)移支付對(duì)當(dāng)期消費(fèi)增長(zhǎng)分別存在著負(fù)向影響和正向影響。

進(jìn)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(jì)處于狀態(tài)1（擴(kuò)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(jìn)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(shuō)明：經(jīng)濟(jì)狀態(tài)主要維持在擴(kuò)張期階段，處于緊縮期狀態(tài)的概率和持續(xù)期相對(duì)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?duì)顟B(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(yù)測(cè)概率。由圖1可以看出經(jīng)濟(jì)大部分時(shí)間是處于擴(kuò)張期，經(jīng)濟(jì)在1985—1991年和1997—2010年兩個(gè)時(shí)間段基本上是出于擴(kuò)張發(fā)展?fàn)顟B(tài)。這與我國(guó)當(dāng)時(shí)改革開(kāi)放和21世紀(jì)初期經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展有著密切的關(guān)系。1985—1991年改革開(kāi)放逐漸深入，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制逐漸代替計(jì)劃經(jīng)濟(jì)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(fèi)逐漸增多。1985年底農(nóng)村家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)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(jìn)一步活躍農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的十項(xiàng)政策》，允許農(nóng)產(chǎn)品的商品化流通，農(nóng)村市場(chǎng)初具模型；國(guó)家于1985年取消糧食的統(tǒng)購(gòu)政策，糧食流通機(jī)制同樣實(shí)現(xiàn)了市場(chǎng)化。這兩方面的措施大大激發(fā)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)活力，使得農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的市場(chǎng)機(jī)制建立，為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展奠定了堅(jiān)實(shí)的政策基礎(chǔ)。1997—2010年我國(guó)GDP一直維持在較高的增長(zhǎng)水平上，經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速。同時(shí)，在這期間國(guó)家出臺(tái)了大量的“三農(nóng)”政策：“建設(shè)社會(huì)主義新農(nóng)村”（2002）、取消農(nóng)業(yè)稅（2006）、良種補(bǔ)貼（2003）、種糧直補(bǔ)和農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼（2004）、2004—2008連續(xù)五年出臺(tái)中央一號(hào)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(jì)實(shí)力增強(qiáng)，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(gè)時(shí)間段上宏觀經(jīng)濟(jì)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(jiàn)表9）可以看出，在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期，農(nóng)村居民消費(fèi)與工資性收入和家庭經(jīng)營(yíng)性收入之間存在較大的相關(guān)性，與財(cái)產(chǎn)性收入和政府轉(zhuǎn)移支付相關(guān)性較小。可見(jiàn)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)狀況較好時(shí)，農(nóng)村居民的工資性收入和家庭經(jīng)營(yíng)性收入較多，直接影響著農(nóng)村居民消費(fèi)支出。在經(jīng)濟(jì)緊縮期，農(nóng)村居民消費(fèi)與工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和政府轉(zhuǎn)移支付之間有較強(qiáng)的相關(guān)性，與家庭經(jīng)營(yíng)性收入間存在負(fù)向的相關(guān)關(guān)系。經(jīng)濟(jì)處于衰退期，家庭經(jīng)營(yíng)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(fèi)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(lèi)型收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)影響，通過(guò)建立MS-VAR模型分析在不同狀態(tài)下的不同類(lèi)型的收入與農(nóng)村居民消費(fèi)的非線性關(guān)系。從實(shí)證分析來(lái)看，最終建立的MSIAH(2)-VAR(2)模型能夠很好的區(qū)分經(jīng)濟(jì)狀態(tài)，并得到如下結(jié)論：

（1）當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于擴(kuò)張期時(shí)，農(nóng)村居民的消費(fèi)支出增量主要受滯后1期到滯后2期的消費(fèi)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(yíng)性收入增量、滯后1期的財(cái)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(fèi)與工資性收入和家庭經(jīng)營(yíng)性收入有較高的同期正相關(guān)性，與財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移支付相關(guān)性較小。

這說(shuō)明當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于擴(kuò)展期時(shí)，農(nóng)村居民的收入和消費(fèi)也會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)張而出現(xiàn)相應(yīng)的增長(zhǎng)。農(nóng)村居民的收入主要來(lái)自于工資性收入和家庭經(jīng)營(yíng)性收入，財(cái)產(chǎn)性收入和政府轉(zhuǎn)移支付在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期較少。所以，擴(kuò)張期農(nóng)村居民消費(fèi)的增量主要受到工資增加的經(jīng)營(yíng)收入增加的左右，財(cái)產(chǎn)收入和轉(zhuǎn)移支付收入的增加影響較小。

（2）當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于緊縮期時(shí)，農(nóng)村居民的消費(fèi)支出增量主要受滯后1期到滯后2期的消費(fèi)增量、滯后2期的工資性收入增量、滯后1期的家庭經(jīng)營(yíng)性收入增量、滯后1期到滯后2期的財(cái)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(fèi)與工資性收入、家庭經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移支付都有較強(qiáng)的同期相關(guān)性。尤其是與財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移支付的同期相關(guān)性最強(qiáng)，與家庭經(jīng)營(yíng)性收入存在負(fù)向的同期相關(guān)性。

當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于緊縮期時(shí)，農(nóng)村居民的整體收入水平和消費(fèi)水平會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)環(huán)境的緊縮而降低。作為農(nóng)村居民主要收入來(lái)源的工資性收入和家庭經(jīng)營(yíng)性收入減少，尤其是家庭經(jīng)營(yíng)性產(chǎn)業(yè)較為容易受到經(jīng)濟(jì)緊縮的沖擊，而政府轉(zhuǎn)移性支付變得相對(duì)重要，所以會(huì)表現(xiàn)出農(nóng)村居民消費(fèi)增量與家庭經(jīng)營(yíng)性收入之間存在負(fù)向相關(guān)性關(guān)系，與財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移支付增量之間存在相當(dāng)強(qiáng)的同期相關(guān)性。

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（責(zé)任編輯/易永生）

F323.8

A

1002-6487（2016）22-0035-04

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)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(huì)奇（1962—），男，山東青島人，博士，教授，研究方向：消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)、企業(yè)管理。