張愛輝

內(nèi)容摘要：流動約束與收入不確定性的交互作用，影響了我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)。為此，本文從我國農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)與消費結(jié)構(gòu)入手，探究流動約束、收入不確定對我國農(nóng)村居民消費的影響。研究發(fā)現(xiàn)，收入水平是影響我國農(nóng)村居民家庭消費的最主要因素，東部地區(qū)收入影響系數(shù)最高，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最低。流動約束對我國農(nóng)村居民家庭消費的影響作用次之，流動約束影響系數(shù)的絕對值由大到小依次為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，且東部地區(qū)與中部地區(qū)的流動約束作用高于全國平均水平，而西部地區(qū)的流動約束作用低于全國平均水平。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村居民消費 流動約束 收入不確定性 地區(qū)分異

流動約束抑制了我國農(nóng)村居民的消費水平，收入的不確定性也對我國農(nóng)村居民消費產(chǎn)生負面影響。為了具體分析流動約束與收入不確定對我國農(nóng)村居民消費的影響，本文從農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)與消費結(jié)構(gòu)入手，對流動約束、收入不確定性與農(nóng)村居民消費的關(guān)系進行實證分析，并探究我國東部、中部、西部三大區(qū)域的消費差異性，以期為提高農(nóng)村居民消費水平提供一定的參考。

我國農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)與消費結(jié)構(gòu)

據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2015年我國農(nóng)村仍有6億多人，占總?cè)丝诘?3.9%，同比下降1.33%。約有2.77億農(nóng)民工進城務(wù)工，其中外出農(nóng)民工約有1.69億人，本地農(nóng)民工約有1.09億人。2015年社會消費品零售總額達300931億元，其中農(nóng)村消費品零售額約為41932億元，約占13.93%。

2015年我國居民人均可支配收入為21966元，同比增長8.9%，剔除價格因素后，實際增長7.4%。其中，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為31195元，同比增長8.2%，剔除價格因素后，實際增長6.6%，中位數(shù)為29129元；農(nóng)村居民人均可支配收入為11422元，同比增長8.9%，剔除價格因素后，實際增長7.5%，中位數(shù)為10291元。農(nóng)村居民家庭人均純收入為10772元，農(nóng)民工人均年收入為36864元，同比增長7.2%。

2015年我國居民人均消費支出為15712元，同比增長8.4%，剔除價格因素后，實際增長6.9%。其中，城鎮(zhèn)居民人均消費支出為21392元，同比增長7.1%，剔除價格因素后，實際增長5.5%；農(nóng)村居民人均消費支出為9223元，同比增長10.0%，剔除價格因素后，實際增長8.6%。

由上可知，我國城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入約為農(nóng)村居民的2.7倍，而城鎮(zhèn)居民的消費支出約為農(nóng)村居民的2.3倍。通過測算可得，我國農(nóng)村居民的消費傾向約為0.81，仍存在較大消費潛力。

入世以來，我國農(nóng)村居民家庭人均收入與消費支出增長較快。2001-2014年我國農(nóng)村居民家庭人均收入結(jié)構(gòu)如圖1所示，2001-2014年我國農(nóng)村居民家庭人均消費結(jié)構(gòu)如圖2所示。在圖1中，農(nóng)村居民家庭人均純收入為次坐標軸，農(nóng)村居民家庭人均工資性純收入、經(jīng)營性純收入、財產(chǎn)性純收入、轉(zhuǎn)移性純收入為主坐標軸。在圖2中，農(nóng)村居民家庭人均消費支出為次坐標軸，農(nóng)村居民家庭人均食品、衣著、居住、家庭設(shè)備、交通通信、文教娛樂、醫(yī)療保健及其它消費支出為主坐標軸。

由圖1可以看出，經(jīng)營性收入是我國農(nóng)村居民最重要的收入來源，其次是工資性純收入。近年來，我國農(nóng)村居民家庭人均工資性收入快速增長，逐漸縮短了與經(jīng)營性純收入的差距，成為影響我國農(nóng)村居民家庭純收入的重要組成部分。由此可知，工資性純收入與經(jīng)營性純收入是我國農(nóng)村居民家庭人均純收入的主要來源，工資性純收入的增長水平高于純收入的平均增長水平。轉(zhuǎn)移性純收入由于受到相關(guān)政策的影響，在某些年份存在大幅增長趨勢。在2001-2014年期間，我國農(nóng)村居民財產(chǎn)性純收入也是穩(wěn)中有升。隨著城鄉(xiāng)一體化與新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展，我國農(nóng)村勞動力不斷向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移就業(yè)，提高了我國農(nóng)村居民家庭人均工資性收入水平，也提高了農(nóng)村居民消費能力，進而有利于優(yōu)化農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)。

由圖2可知，我國農(nóng)村居民家庭人均消費支出呈現(xiàn)快速增長趨勢，且增長率也在不斷提高。食品消費占據(jù)我國農(nóng)村居民家庭人均消費支出的第一位，但是食品消費所占比重卻處于下降趨勢。居住消費占我國農(nóng)村居民家庭人均消費支出的比重居于第二位，隨后依次是交通通信、文教娛樂、醫(yī)療保健、家庭設(shè)備、衣著及其他。在食品消費支出比重下降的同時，居住消費所占比重卻有所提高。從長期來看，兩者的比重存在波動下降態(tài)勢。由恩格爾定律可得，我國農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)存在下降趨勢，即我國農(nóng)村居民的生活質(zhì)量在不斷提高。

流動約束、收入不確定性與我國農(nóng)村居民消費的關(guān)系

流動約束是指居民個人或家庭無法以自身擔保獲取金融機構(gòu)或非金融結(jié)構(gòu)貸款來滿足當前消費的一種約束狀態(tài)，可分為即期流動約束、遠期流動約束以及觀念流動約束。國外學(xué)者認為，流動約束可能由于四個原因而產(chǎn)生：居民或家庭沒有財富或收入水平低、信貸市場不發(fā)達、信貸市場信息不對稱、信貸相關(guān)法律規(guī)定不同。就我國現(xiàn)行情況來看，我國的流動約束主要表現(xiàn)在前三個原因。

假設(shè)我國農(nóng)村居民家庭的初始消費效用函數(shù)為：

U（C）=C-αC2/2 （1）

其中，C表示我國農(nóng)村居民家庭消費水平，U（C）表示我國農(nóng)村居民家庭消費效用，α表示參數(shù)。

為了簡化分析，假設(shè)實際利潤與貼現(xiàn)率均為0，Ct表示第t期消費水平，Yt表示第t期消費水平，A t表示第t期農(nóng)村居民家庭所擁有的資產(chǎn)，則有：

C 1 = Y 1 - A 1，C 2 = A 1+ Y 2 - A 2 ，…，C n = A n-1 + Y n - A n （2）

由此可得，第二期的消費效用函數(shù)為：

U（C）=（C - α C2 / 2）+ E 2 [U（C3）]

（3）

對（3）式求導(dǎo)，并比較第二期所擁有的資產(chǎn)與收入之和，得到當期流動約束下第二期的消費水平：

C1 = min { [ A 1+ Y 2-E 2（Y 3）] / 2，A 1 + Y 2 } （4）

同理推出，在有限的t時期內(nèi)，流動約束導(dǎo)致預(yù)期消費并不平滑。

不確定性是指居民無法預(yù)料和難以預(yù)測的變化，這種不確定性包括自然環(huán)境的不確定性、個人或家庭的有限理性的不確定性以及認知的有限性等，導(dǎo)致農(nóng)村居民家庭收入與支出存在不確定而無法準確預(yù)測。

就農(nóng)村居民收入而言，我國政府強化以工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)，使得農(nóng)村居民家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入占總收入的比重趨于下降，而工資性收入所占比重逐年升高，但具有一定的波動幅度。我國農(nóng)村居民家庭收入的不確定因素也逐漸增加，人們對收入不確定性的心理預(yù)期也逐漸擴大。

就農(nóng)村居民支出而言，我國農(nóng)村居民消費支出包括食品、衣著、居住、教育、醫(yī)療、文娛、交通等，像衣食住行的低層次支出所占比重逐年下降，而像教育、醫(yī)療以及文娛等高層次消費支出逐年遞增。隨著市場化與相關(guān)政策的不斷完善，農(nóng)村居民在基本支出方面的不確定性也不斷下降，但是在較高層次的消費不確定性仍然居高不下。

流動約束、收入不確定性與我國農(nóng)村居民消費的實證分析

由前人的分析可知，流動約束主要由消費者的敏感性造成，諸多的不確定性因素導(dǎo)致消費者謹慎性動機和儲蓄性動機的形成和擴大，進而降低當期消費水平。雖然預(yù)期流動約束與當期收入無關(guān)，但是會影響當期消費。因此，可構(gòu)建如下計量模型：

Δ ln C it = β i0 + β i1 Δ ln Y it + β i2 Δ ln LD it + β i3U it + ε it （5）

其中，Cit表示我國農(nóng)村居民家庭人均實際消費支出水平；Yit表示我國農(nóng)村居民家庭人均實際純收入水平；LDit表示流動約束變量；Uit表示不確定性變量，采用農(nóng)村居民家庭人均純收入的方法來衡量；Δ表示差分運算符號；βi0、βi1、βi2和βi3表示待估計參數(shù)；εit表示隨機誤差項；i表示區(qū)域；t表示時期。

選取2005-2014年四大經(jīng)濟片區(qū)的數(shù)據(jù)進行實證分析，為了更真實地分析流動約束、不確定性與農(nóng)村居民消費的關(guān)系，本文對農(nóng)村居民家庭人均收入與支出相關(guān)數(shù)據(jù)進行處理，以2005年為基期，剔除消費價格指數(shù)的影響。

在（5）式中引入虛擬變量Dit來衡量預(yù)期流動約束，則可得檢驗方程：

Δ ln C i（t-1）=β i0 +（β i1 +β i2D it ） Δ ln Y i（t-1）+ β i3 U it + εit （6）

然后，采用ADF檢驗法對（6）式中各個變量進行平穩(wěn)性檢驗，利用Eviews軟件，得到如表1所示的檢驗結(jié)果。

由表1可知，ΔlnCi、ΔlnYi、Ui三個變量都是一階平穩(wěn)的，可采用上述模型研究流動約束、收入不確定性對農(nóng)村居民家庭消費的影響。

考慮到東部、中部及西部收入與消費的差異性，采用Eviews軟件，根據(jù)模型（6）利用二階段最小二乘估計進行分析。面板數(shù)據(jù)模型包括變截距模型與變系數(shù)模型，可將（6）式轉(zhuǎn)變?yōu)椋?/p>

Δ ln C i（t-1）= β i + （ β 1 + β 2D ） Δ ln Yi（t-1）+ β 3 U it + ε it （7）

Δ ln C i（t-1）= β 0 + （ β i1 + β i2D it ） Δ ln Yi（t-1）+ β i3U it + ε it （8）

其中，（7）式為變截距面板模型，（8）式為變系數(shù)面板模型，都可采用F檢驗法進行檢驗確定。全國及各區(qū)域的F值如表2所示。

由表2可以看出，全國與東部、中部及西部地區(qū)的F值更適合采用模型（7）進行計量估算，所以采用變截距模型進行檢驗。然后，利用Hausman檢驗確定采用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型，具體檢驗結(jié)果如表3所示。

由Hausman檢驗結(jié)果可確定該模型更適合采用隨機效應(yīng)模型，然后利用隨機效應(yīng)模型對（7）式進行估計，可得表4的分析結(jié)果。

從未引入虛擬變量的模型來看，影響我國農(nóng)村居民家庭消費的主要因素是收入水平，全國收入影響系數(shù)為0.885，其中東部地區(qū)收入影響系數(shù)為0.897，高于全國水平；中部地區(qū)和西部地區(qū)的收入影響系數(shù)分別為0.868、0.755。東部地區(qū)收入影響系數(shù)高于全國平均水平的原因可能在于，該區(qū)域農(nóng)村居民消費與城市居民消費具有更多的效仿效應(yīng)，對農(nóng)村居民家庭消費的影響要高于不確定性收入的影響。不確定性影響系數(shù)為-0.009，各區(qū)域不確定性影響系數(shù)的絕對值由大到小依次為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，造成這種現(xiàn)象的原因可能是由于市場化進程造成的。

從引入虛擬變量的模型來看，收入水平仍是影響我國農(nóng)村居民家庭消費的最主要因素，此模型全國收入影響系數(shù)為0.855，略低于未引入虛擬變量模型的全國收入影響系數(shù)，其中東部地區(qū)收入影響系數(shù)最高，約為0.874；中部地區(qū)的收入影響系數(shù)為0.847，居于第二位；西部地區(qū)的收入影響系數(shù)最低，約為0.733。流動約束對我國農(nóng)村居民家庭消費的影響作用次之，全國流動約束系數(shù)為-0.007，流動約束影響系數(shù)的絕對值由大到小依次為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，且東部地區(qū)與中部地區(qū)的流動約束作用高于全國平均水平，而西部地區(qū)的流動約束作用低于全國平均水平。在不確定性方面，全國的影響系數(shù)為-0.008，不確定性影響效應(yīng)由大到小依次為西部地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)，且中部地區(qū)的不確定性作用低于全國平均水平。造成這種現(xiàn)象的原因可能在于以下三個方面：一是農(nóng)村居民家庭收入主要來源于工資性收入與經(jīng)營性收入，工資性收入受市場的不確定影響較大，經(jīng)營性收入受自然災(zāi)害的不確定性影響較大。相對而言，東部地區(qū)收入不確定性主要受市場不確定性影響，而西部地區(qū)收入不確定性主要受自然災(zāi)害不確定性影響。二是我國農(nóng)村居民家庭預(yù)期的流動性約束增加，導(dǎo)致未來的持久性收入不確定性與支出的不確定性增加，進而導(dǎo)致農(nóng)村居民家庭消費傾向降低，導(dǎo)致農(nóng)村居民家庭的消費水平下降。三是由于中西部農(nóng)村居民的“信貸消費”理念尚未形成，導(dǎo)致信貸能力對其消費狀況的影響不大，無法提高中西部地區(qū)農(nóng)村居民的消費水平。

結(jié)論

實證結(jié)果表明，我國東、中、西三大區(qū)域農(nóng)村居民家庭消費都受到流動約束與收入不確定性的影響，流動約束影響系數(shù)的絕對值由大到小依次為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，且東部地區(qū)與中部地區(qū)的流動約束作用高于全國平均水平，而西部地區(qū)的流動約束作用低于全國平均水平。收入不確定性對農(nóng)村居民家庭消費的影響效應(yīng)由大到小依次為西部地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)，且中部地區(qū)的不確定性作用低于全國平均水平。針對我國農(nóng)村居民消費現(xiàn)狀，本文提出以下幾點建議：一是切實提高農(nóng)村居民的工資性收入與經(jīng)營性收入。由于地方政策及區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的差異性，相應(yīng)的地方政府應(yīng)具體地區(qū)具體對待，提高轉(zhuǎn)移性收入的利用率，幫助農(nóng)村居民改善收入結(jié)構(gòu)。二是加快農(nóng)村地區(qū)金融創(chuàng)新，不斷完善農(nóng)村地區(qū)金融體系，降低農(nóng)村居民家庭預(yù)期的流動性約束，提高農(nóng)村居民家庭消費傾向。三是強化農(nóng)村居民的信貸消費意識，提高農(nóng)村居民的信貸能力，改善農(nóng)村消費市場與消費環(huán)境。

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