李成友，李慶海，李　銳，張勇菊

（1.山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)研究院，濟(jì)南250100；2.南京財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，南京210046）

農(nóng)戶(hù)信貸配給程度及其對(duì)家庭消費(fèi)行為的影響

李成友1，李慶海2，李銳1，張勇菊1

（1.山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)研究院，濟(jì)南250100；2.南京財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，南京210046）

摘要：正確評(píng)價(jià)我國(guó)農(nóng)戶(hù)信貸配給程度及其對(duì)家庭消費(fèi)行為的影響，對(duì)于解決我國(guó)消費(fèi)領(lǐng)域中存在的問(wèn)題和促進(jìn)整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展都具有重要意義。2003～2009年全國(guó)10個(gè)省區(qū)1000個(gè)樣本農(nóng)戶(hù)的跟蹤調(diào)研數(shù)據(jù)表明：52.2%的農(nóng)戶(hù)受到信貸配給，其中43.1%的農(nóng)戶(hù)受到完全配給，9.1%的農(nóng)戶(hù)受到部分配給；信貸配給使得農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)支出下降18.8%，家庭消費(fèi)質(zhì)量下降19.7%。因此，我國(guó)應(yīng)健全農(nóng)村社會(huì)保障體系，鼓勵(lì)和扶植非正規(guī)金融組織的發(fā)展，應(yīng)通過(guò)開(kāi)發(fā)農(nóng)村消費(fèi)信貸產(chǎn)品等政策來(lái)提高農(nóng)戶(hù)的消費(fèi)數(shù)量和質(zhì)量。

關(guān)鍵詞：農(nóng)戶(hù)；信貸配給；家庭消費(fèi)行為；農(nóng)村金融

一、引　　言

改革開(kāi)放以來(lái)，隨著國(guó)民經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展和國(guó)民收入的不斷提高，我國(guó)居民的人均消費(fèi)水平不斷提升，生活質(zhì)量日益改善。但是，我國(guó)居民消費(fèi)領(lǐng)域還存在著較多問(wèn)題，總體形勢(shì)不容樂(lè)觀(guān)：一方面，我國(guó)居民消費(fèi)需求增長(zhǎng)乏力，且消費(fèi)總量占GDP的比重較低，國(guó)民經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)嚴(yán)重失衡，這些影響了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展；另一方面，我國(guó)居民消費(fèi)的恩格爾系數(shù)仍處于較高水平，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)仍不合理，居民消費(fèi)層次和消費(fèi)質(zhì)量尚待進(jìn)一步提升。①為此，我國(guó)政府相繼制定了一系列政策以刺激居民消費(fèi)和促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，但消費(fèi)下滑的勢(shì)頭并未得到有效遏制，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)依然困難重重。從現(xiàn)有的研究文獻(xiàn)看，國(guó)內(nèi)外學(xué)者從不同角度探究了我國(guó)居民消費(fèi)不足的原因，并取得了一定的科研成果，然而相關(guān)結(jié)論仍存在較大爭(zhēng)議，并未達(dá)成廣泛的共識(shí)。［1］［2］近年來(lái)，一些學(xué)者基于我國(guó)農(nóng)村金融體系發(fā)展滯后的現(xiàn)實(shí)，認(rèn)為信貸配給是造成我國(guó)居民消費(fèi)需求乏力的重要原因，并取得了較為一致的意見(jiàn)。［3］［4］因此，正確評(píng)價(jià)我國(guó)農(nóng)戶(hù)信貸配給程度及其對(duì)家庭消費(fèi)行為的影響，進(jìn)而引導(dǎo)和促進(jìn)農(nóng)村居民不斷提升消費(fèi)水平和消費(fèi)質(zhì)量，對(duì)于解決我國(guó)消費(fèi)領(lǐng)域中存在的問(wèn)題和整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展都具有重大意義。但是，國(guó)內(nèi)外學(xué)者運(yùn)用面板數(shù)據(jù)來(lái)估計(jì)我國(guó)農(nóng)戶(hù)遭受信貸配給程度及其對(duì)家庭消費(fèi)行為影響的文獻(xiàn)并不多見(jiàn)，本文試圖對(duì)此做出比較詳實(shí)的分析。

定稿日期：2014－05－21

二、文獻(xiàn)綜述

1.信貸配給程度的估計(jì)

在研究信貸配給對(duì)農(nóng)戶(hù)消費(fèi)行為的影響時(shí)，農(nóng)戶(hù)是否遭受信貸配給及其程度的估計(jì)是其中的關(guān)鍵問(wèn)題，這也一直是學(xué)術(shù)界研究的熱點(diǎn)和難點(diǎn)。目前，定量分析信貸配給程度的文獻(xiàn)主要有以下三類(lèi)：

一是間接法，其基本思想是通過(guò)計(jì)量檢驗(yàn)驗(yàn)證是否在統(tǒng)計(jì)上拒絕生命周期假說(shuō)或者隨機(jī)游走的持久收入假說(shuō)，進(jìn)而間接推斷信貸配給存在與否及其程度。然而，這種方法的合理性不斷受到學(xué)者們的質(zhì)疑，目前已很少有人使用了。［5］

二是半直接法，其基本思想是運(yùn)用（部分）可觀(guān)測(cè)的市場(chǎng)交易行為以推斷信貸配給的相關(guān)信息。它又可分為兩種：一種是通過(guò)代理變量以識(shí)別是否受到配給，如消費(fèi)者持有的流動(dòng)性資產(chǎn)的多少、消費(fèi)信貸額占消費(fèi)支出比率等。［6］由于代理變量的尋找較為容易，這種方法運(yùn)用最為廣泛，但其缺陷在于選取代理變量時(shí)往往側(cè)重于需求或供給單方面的特征，而很少?gòu)墓┣箅p方的特征出發(fā)進(jìn)行選取，研究結(jié)論也會(huì)隨著代理變量的變化而存在較大差異，其有效性值得商榷。另一種方法是采用計(jì)量模型（如Biprobit模型、聯(lián)立方程模型和隨機(jī)前沿函數(shù)等）估計(jì)信貸配給的程度或概率，并分析其產(chǎn)生的因果關(guān)系。［7］其中，以李慶海［8］等人的研究最具代表性，他們?cè)O(shè)定了一個(gè)可行的標(biāo)準(zhǔn)明確定義消費(fèi)者（農(nóng)戶(hù)）的類(lèi)型，并采用面板數(shù)據(jù)估計(jì)出了包含完全配給和部分配給兩種情形在內(nèi)的農(nóng)戶(hù)信貸配給程度。然而，該研究的缺陷在于所使用的面板Biprobit模型對(duì)于個(gè)體“異質(zhì)性”（Individual Heterogeneity）的假設(shè)過(guò)于嚴(yán)格。

三是直接法，這類(lèi)方法通過(guò)設(shè)計(jì)調(diào)查問(wèn)卷和實(shí)地詢(xún)問(wèn)農(nóng)戶(hù)參與信貸融資的經(jīng)歷和數(shù)據(jù)，進(jìn)而判斷農(nóng)戶(hù)是否受到信貸配給。［9］但是這種方法過(guò)度依賴(lài)其主觀(guān)判斷，理論基礎(chǔ)比較模糊，從而存在較大的缺陷。

2.信貸配給對(duì)消費(fèi)行為的影響

經(jīng)驗(yàn)分析信貸配給對(duì)居民消費(fèi)行為影響的文獻(xiàn)主要集中在對(duì)消費(fèi)支出的影響上，相關(guān)研究結(jié)果均表明信貸配給對(duì)居民消費(fèi)支出具有顯著的抑制作用。［10］然而，其缺點(diǎn)在于消費(fèi)者是否受到配給是通過(guò)代理變量進(jìn)行識(shí)別的，由于代理變量本身固有的缺陷，因此，所得結(jié)論的有效性往往存在分歧。

就作者目前查閱的文獻(xiàn)而言，經(jīng)驗(yàn)分析信貸配給對(duì)農(nóng)戶(hù)消費(fèi)結(jié)構(gòu)（或消費(fèi)質(zhì)量）影響的文獻(xiàn)還比較少。董志勇和黃邁［11］采用調(diào)查問(wèn)卷并結(jié)合截面數(shù)據(jù)模型分析了信貸配給對(duì)農(nóng)戶(hù)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，但其研究存在較多不足之處：首先，文中作為因變量的消費(fèi)結(jié)構(gòu)較為特殊，其本質(zhì)上是百分?jǐn)?shù)（取值介于0和1之間，具有上下邊界），若直接采用一般的計(jì)量模型進(jìn)行分析，其結(jié)果會(huì)出現(xiàn)偏誤；其次，該文無(wú)法比較不同信貸配給類(lèi)型（部分配給和完全配給）對(duì)農(nóng)戶(hù)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響；最后，文中采用的調(diào)查問(wèn)卷較多依賴(lài)于農(nóng)戶(hù)的主觀(guān)判斷，所得結(jié)論有待考證。

三、樣本數(shù)據(jù)來(lái)源與分析

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自于中國(guó)農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀(guān)察點(diǎn)，時(shí)間跨度為2003～2009年。樣本采用五階段（區(qū)抽省，省抽縣（市）、縣抽鎮(zhèn)（鄉(xiāng)）、鎮(zhèn)抽村，村抽農(nóng)戶(hù)）分級(jí)隨機(jī)抽樣方法，根據(jù)各區(qū)域社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和地形地貌特征的不同，選取10個(gè)?。▍^(qū)）、17個(gè)縣（市）、17個(gè)鎮(zhèn)（鄉(xiāng)）、18個(gè)村的1000個(gè)樣本農(nóng)戶(hù)進(jìn)行抽樣跟蹤調(diào)查。形成了一個(gè)涵蓋家庭人員構(gòu)成、就業(yè)、農(nóng)地流轉(zhuǎn)、固定資產(chǎn)、生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、家庭收支、信貸活動(dòng)等各方面比較完整的村莊調(diào)查問(wèn)卷，為本文的研究提供了豐富的數(shù)據(jù)和經(jīng)驗(yàn)事實(shí)。

通過(guò)統(tǒng)計(jì)調(diào)研可知，樣本農(nóng)戶(hù)在2003～2009年年均家庭消費(fèi)支出和改善型家庭消費(fèi)支出分別為13060元和7465元，年均改善型消費(fèi)支出所占比率為51%。②從各省情況來(lái)看，省際之間的家庭消費(fèi)支出、改善型家庭消費(fèi)支出地區(qū)間差異較大，而消費(fèi)質(zhì)量（消費(fèi)結(jié)構(gòu)）的地區(qū)間差異相對(duì)要小一些。在家庭消費(fèi)支出方面，遼寧、江蘇、福建和山東等省的年均值均在1.5萬(wàn)元以上，而吉林、河南、四川和新疆等省的年均值均小于1萬(wàn)元；在改善型家庭消費(fèi)支出方面，遼寧、江蘇和福建年均值均大于1萬(wàn)元，而吉林、河南、四川和新疆等省年均值均在6千元以下；在改善型家庭消費(fèi)支出所占比率方面，河南、湖北、四川和新疆等省均不到50%，而遼寧、江蘇、福建、山東、吉林和甘肅等省均明顯高于50%。由此可見(jiàn)，我國(guó)東部地區(qū)農(nóng)戶(hù)不僅消費(fèi)支出規(guī)模較大，而且消費(fèi)質(zhì)量亦相對(duì)較高。

樣本農(nóng)戶(hù)在2003～2009年家庭消費(fèi)支出、改善型消費(fèi)支出及其所占比率均呈逐年上升趨勢(shì)。其中，家庭消費(fèi)支出由2003年的8537元上升到2009年的17603元，年均增幅約為12%；改善型家庭消費(fèi)支出由2003年的5101元上升到2009年的9902元，年均增幅約為11.5%，略低于家庭消費(fèi)支出上升比率；改善型家庭消費(fèi)支出所占比率由2003年的48.51%上升到2009年的52.83%，增幅較小并且增幅由快變緩，這說(shuō)明近年來(lái)我國(guó)農(nóng)戶(hù)的消費(fèi)質(zhì)量并沒(méi)有隨著消費(fèi)支出的增加而得到顯著改善。

四、信貸配給模型及其經(jīng)驗(yàn)分析

1.信貸配給的面板部分可觀(guān)測(cè)Biprobit模型

其中，αi和ηi分別表示需求和供給方程中的“個(gè)體特定效應(yīng)”；β和γ分別表示待估計(jì)的未知參數(shù)和分別表示特質(zhì)隨機(jī)誤差項(xiàng)。

很顯然，只有當(dāng)?shù)趇個(gè)農(nóng)戶(hù)在第t時(shí)期具有資金需求（ydit＝1），且資金供給方愿意向其提供貸款（ysit＝1）時(shí)，才能實(shí)際觀(guān)測(cè)到農(nóng)戶(hù)的借貸行為。將農(nóng)戶(hù)的借貸行為記作yit，得出：

可以看出，方程式（2）是一個(gè)具有部分可觀(guān)察性的Biprobit模型。

表1　模型中所涉及到變量的基本統(tǒng)計(jì)特征

2.變量選擇

結(jié)合已有的相關(guān)研究和現(xiàn)有數(shù)據(jù)庫(kù)所提供的樣本信息，本文的變量選擇如表1所示。

3.經(jīng)驗(yàn)分析結(jié)果

本文使用Stata10.0統(tǒng)計(jì)分析軟件，采用MSL方法估計(jì)面板部分可觀(guān)測(cè)的Biprobit模型，識(shí)別出了影響農(nóng)戶(hù)資金需求和供給意愿的主要因素，估計(jì)結(jié)果參見(jiàn)表2。

表2　面板部分可觀(guān)測(cè)Biprobit模型的估計(jì)結(jié)果

通過(guò)表2可知，在影響農(nóng)戶(hù)資金需求意愿方面，戶(hù)主受教育程度、經(jīng)營(yíng)土地面積、轉(zhuǎn)型化程度以及交通距離對(duì)農(nóng)戶(hù)資金需求意愿的影響在10%的統(tǒng)計(jì)水平上均不顯著；而上年固定資本、重大事件支出、上年金融資產(chǎn)余額以及是否位于東部地區(qū)對(duì)農(nóng)戶(hù)資金需求意愿的影響分別在10%、1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。其中，上年固定資本、重大事件支出以及是否位于東部地區(qū)等影響為正，上年金融資產(chǎn)余額影響為負(fù)。

在影響農(nóng)戶(hù)資金供給意愿方面，戶(hù)主經(jīng)營(yíng)土地面積、上年固定資產(chǎn)、是否僅從正規(guī)渠道貸款以及交通距離對(duì)農(nóng)戶(hù)資金供給意愿的影響等在10%的統(tǒng)計(jì)水平上均不顯著；而戶(hù)主受教育程度、是否具備技能、是否干部戶(hù)、獲贈(zèng)收入、是否位于資金富裕村莊、是否僅從非正規(guī)渠道貸款以及是否位于東部地區(qū)等對(duì)農(nóng)戶(hù)資金供給意愿的影響分別在10%、5%、1%、5%、5%、1%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著。

對(duì)于那些時(shí)變變量時(shí)間均值的影響，大多數(shù)變量的影響方向與之前類(lèi)似，但其影響一般不再顯著，并且這不是本文討論的重點(diǎn)，此處不再贅述。

此外，表2還給出了不可觀(guān)測(cè)因素的估計(jì)結(jié)果。首先，由于需求和供給方程的特質(zhì)隨機(jī)誤差項(xiàng)的方差均被單位化為1，則對(duì)于資金需求，約54.9%的不可觀(guān)測(cè)的隨機(jī)擾動(dòng)可以用個(gè)體“異質(zhì)性”去解釋?zhuān)╥. e.，)σ1／（1＋)σ））；對(duì)于資金供給，約61.7%的不可觀(guān)測(cè)的隨機(jī)擾動(dòng)可以用個(gè)體“異質(zhì)性”去解釋?zhuān)╥.e.，)σ1／（1＋)σ））。由此可見(jiàn)，農(nóng)戶(hù)的個(gè)體“異質(zhì)性”（如生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力、心理因素和風(fēng)險(xiǎn)偏好等）對(duì)于農(nóng)戶(hù)資金需求和供給行為均有著重要影響。其次，兩個(gè)方程之間個(gè)體“異質(zhì)性”的相關(guān)系數(shù)ρ1是正向顯著的，說(shuō)明資金需求和供給之間的個(gè)體“異質(zhì)性”存在正向關(guān)系。最后，需求和供給方程的特質(zhì)隨機(jī)誤差項(xiàng)之間的相關(guān)關(guān)系ρ2是負(fù)向不顯著的。

根據(jù)表2中面板部分不可觀(guān)測(cè)Biprobit模型的估計(jì)結(jié)果，在采用臨界值識(shí)別出t時(shí)期農(nóng)戶(hù)i是否受到信貸配給的狀態(tài)下，便可計(jì)算出所有樣本中遭受信貸配給的農(nóng)戶(hù)所占的比率約為52.2%，其中，被完全配給的農(nóng)戶(hù)所占的比率約為43.1%，被部分配給的農(nóng)戶(hù)所占的比率約為9.1%。

五、信貸配給對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)行為的影響

1.信貸配給影響的計(jì)量模型

在識(shí)別出農(nóng)戶(hù)在t時(shí)刻是否受到信貸配給的類(lèi)型后，可引入如下啞變量：

為分析信貸配給對(duì)于農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)行為的影響，構(gòu)建面板計(jì)量模型如下：

其中，Yit表示在t時(shí)刻農(nóng)戶(hù)i的消費(fèi)數(shù)量或消費(fèi)質(zhì)量，ζi表示個(gè)體特定效應(yīng)；χit表示影響農(nóng)戶(hù)消費(fèi)數(shù)量及其質(zhì)量的嚴(yán)格外生解釋變量，μit表示方程的特質(zhì)隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2．變量選擇

在估計(jì)信貸配給的影響時(shí)，還需要引入其他變量。具體如表3所示。

表3　模型中所涉及到其他變量的基本統(tǒng)計(jì)特征

3.經(jīng)驗(yàn)分析結(jié)果

本文以戶(hù)主年齡、戶(hù)主受教育程度、農(nóng)戶(hù)家庭人口規(guī)模等因素作為影響農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)數(shù)量及質(zhì)量的解釋變量。對(duì)于前者可運(yùn)用等式（4）中的面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)；對(duì)于后者可運(yùn)用QMLE方法進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4　線(xiàn)性回歸模型的估計(jì)結(jié)果

由表4可知，戶(hù)主年齡對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)數(shù)量及其質(zhì)量的影響在10%的統(tǒng)計(jì)水平下均不顯著，而受教育程度、農(nóng)戶(hù)家庭人口規(guī)模等因素對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)支出及其消費(fèi)質(zhì)量的影響均為正，且分別在10%、5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；信貸配給對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)支出及其消費(fèi)質(zhì)量的影響均為負(fù)，且分別在1%和5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。在保持其他條件不變的前提下，由于信貸配給使得平均每個(gè)農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)支出減少2461元，占農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)支出平均值的18.8%，農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)質(zhì)量平均下降約10.7%，占農(nóng)戶(hù)改善型消費(fèi)支出所占比率平均值的19.7%。

表5　完全配給和部分配給對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)數(shù)量和質(zhì)量的影響

由表5可知，在其它影響因素相同的條件下，完全配給使農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)支出減少3260元，其損失比率為25.0%，農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)質(zhì)量下降15.1%，損失比率為27.7%，且二者均在1%水平下負(fù)向顯著。部分配給使農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)支出減少751元，其損失比率為5.8%；使農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)質(zhì)量平均下降3.6%，其損失比率為6.6%，二者影響在10%的統(tǒng)計(jì)水平下均不顯著。

六、結(jié)論及建議

本文使用2003～2009年全國(guó)10個(gè)省區(qū)1000個(gè)樣本農(nóng)戶(hù)跟蹤調(diào)研數(shù)據(jù)，測(cè)算了農(nóng)戶(hù)信貸配給程度及其對(duì)家庭消費(fèi)行為的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)以下幾點(diǎn)：第一，約52.2%的農(nóng)戶(hù)受到了信貸配給，其中43.1%的農(nóng)戶(hù)受到完全配給，9.1%的農(nóng)戶(hù)受到部分配給；信貸配給使農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)數(shù)量減少18.8%，農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)質(zhì)量下降19.7%；第二，上年生產(chǎn)性固定資本等因素分別在10%、5%和1%水平下對(duì)農(nóng)戶(hù)資金需求影響顯著，而經(jīng)營(yíng)土地面積等因素則沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；戶(hù)主受教育程度等因素分別在10%、5%和1%水平下對(duì)農(nóng)戶(hù)資金供給影響顯著，而上年固定資產(chǎn)等因素亦沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；第三，戶(hù)主年齡對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)數(shù)量及其質(zhì)量的影響在統(tǒng)計(jì)水平上均不顯著，而受教育程度、農(nóng)戶(hù)家庭人口規(guī)模等因素對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)支出及其消費(fèi)質(zhì)量的影響均為正，且分別在10%、5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。

基于以上研究結(jié)論，本文提出如下幾點(diǎn)看法：

一是從收入方面來(lái)看，由于農(nóng)戶(hù)家庭收入受到各種因素影響而波動(dòng)較大，同時(shí)我國(guó)農(nóng)村社會(huì)保障體系尚不完善，因此，需要加快農(nóng)村社會(huì)保險(xiǎn)制度的建設(shè)，加大財(cái)政補(bǔ)貼力度，完善并健全農(nóng)村社會(huì)保障體系，從而形成對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入風(fēng)險(xiǎn)的有力規(guī)避，減輕農(nóng)戶(hù)遭受信貸配給的程度，不斷提高農(nóng)戶(hù)的效用和福利水平。

二是從信貸配給角度來(lái)看，我國(guó)已經(jīng)形成了多種所有制形式并存的現(xiàn)代農(nóng)村金融體系的雛形，農(nóng)村金融改革取得了顯著的成效，在一定程度上緩解了農(nóng)村金融市場(chǎng)供給不足的矛盾。然而，我國(guó)政府主導(dǎo)的農(nóng)村金融改革著力于在農(nóng)村完善和引進(jìn)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)，農(nóng)村正規(guī)金融機(jī)構(gòu)發(fā)展較快，與此相對(duì)應(yīng)的農(nóng)村非正規(guī)金融組織發(fā)展緩慢，政府應(yīng)該鼓勵(lì)和扶植非正規(guī)金融組織發(fā)展，構(gòu)建農(nóng)村正規(guī)金融機(jī)構(gòu)和非正規(guī)金融組織有機(jī)混合的互補(bǔ)關(guān)系和模式，增強(qiáng)對(duì)農(nóng)村金融市場(chǎng)的資金供給能力。

三是在充分考慮我國(guó)農(nóng)村金融市場(chǎng)和微觀(guān)農(nóng)戶(hù)主體行為特征的前提下，金融機(jī)構(gòu)和組織應(yīng)大力發(fā)展新型農(nóng)村金融信貸業(yè)務(wù)，開(kāi)發(fā)適合農(nóng)村實(shí)際情況的消費(fèi)信貸產(chǎn)品，如教育信貸、耐用品信貸、信用卡貸款和抵押貸款業(yè)務(wù)等，滿(mǎn)足不同消費(fèi)類(lèi)型農(nóng)戶(hù)對(duì)消費(fèi)信貸產(chǎn)品的需求，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶(hù)消費(fèi)數(shù)量的不斷上升及其消費(fèi)質(zhì)量的不斷改善。

注釋

①在本文中消費(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)質(zhì)量的含義是相同的。

②本文參照董志勇和黃邁的做法，將消費(fèi)支出分為兩種：必需型消費(fèi)支出（主要指食品消費(fèi)支出）以及改善型消費(fèi)支出（主要包括衣物、住房、燃料、家庭設(shè)備、保險(xiǎn)等消費(fèi)支出）。

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責(zé)任編輯：蔡強(qiáng)

作者簡(jiǎn)介：李成友（1987－），男，山東聊城人，山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)研究院博士研究生，主要從事農(nóng)村金融和計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析研究；李慶海（1982－），男，山東棗莊人，南京財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師，主要從事農(nóng)村金融和計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析研究；李銳（1967－），男，湖南岳陽(yáng)人，山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)研究院教授，主要從事農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析研究；張勇菊（1978－），女，山西河津人，山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)研究院博士研究生，主要從事金融制度研究。

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目（71133001）

收稿日期：2014－04－20

中圖分類(lèi)號(hào)：F832.43

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1005－2674（2014）07－063－07