流動(dòng)約束、收入不確定性對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響與地區(qū)分異

張愛(ài)輝

內(nèi)容摘要：流動(dòng)約束與收入不確定性的交互作用，影響了我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)。為此，本文從我國(guó)農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)入手，探究流動(dòng)約束、收入不確定對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，收入水平是影響我國(guó)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)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(dòng)約束對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的影響作用次之，流動(dòng)約束影響系數(shù)的絕對(duì)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(dòng)約束作用高于全國(guó)平均水平，而西部地區(qū)的流動(dòng)約束作用低于全國(guó)平均水平。

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

流動(dòng)約束抑制了我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平，收入的不確定性也對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)產(chǎn)生負(fù)面影響。為了具體分析流動(dòng)約束與收入不確定對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，本文從農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)入手，對(duì)流動(dòng)約束、收入不確定性與農(nóng)村居民消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，并探究我國(guó)東部、中部、西部三大區(qū)域的消費(fèi)差異性，以期為提高農(nóng)村居民消費(fèi)水平提供一定的參考。

我國(guó)農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)

據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2015年我國(guó)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(jìn)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(huì)消費(fèi)品零售總額達(dá)300931億元，其中農(nóng)村消費(fèi)品零售額約為41932億元，約占13.93%。

2015年我國(guó)居民人均可支配收入為21966元，同比增長(zhǎng)8.9%，剔除價(jià)格因素后，實(shí)際增長(zhǎng)7.4%。其中，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為31195元，同比增長(zhǎng)8.2%，剔除價(jià)格因素后，實(shí)際增長(zhǎng)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(zhǎng)8.9%，剔除價(jià)格因素后，實(shí)際增長(zhǎng)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(zhǎng)7.2%。

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

由上可知，我國(guó)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(fèi)支出約為農(nóng)村居民的2.3倍。通過(guò)測(cè)算可得，我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向約為0.81，仍存在較大消費(fèi)潛力。

入世以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村居民家庭人均收入與消費(fèi)支出增長(zhǎng)較快。2001-2014年我國(guó)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(guó)農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)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(biāo)軸，農(nóng)村居民家庭人均工資性純收入、經(jīng)營(yíng)性純收入、財(cái)產(chǎn)性純收入、轉(zhuǎn)移性純收入為主坐標(biāo)軸。在圖2中，農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出為次坐標(biāo)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(lè)、醫(yī)療保健及其它消費(fèi)支出為主坐標(biāo)軸。

由圖1可以看出，經(jīng)營(yíng)性收入是我國(guó)農(nóng)村居民最重要的收入來(lái)源，其次是工資性純收入。近年來(lái)，我國(guó)農(nóng)村居民家庭人均工資性收入快速增長(zhǎng)，逐漸縮短了與經(jīng)營(yíng)性純收入的差距，成為影響我國(guó)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(yíng)性純收入是我國(guó)農(nóng)村居民家庭人均純收入的主要來(lái)源，工資性純收入的增長(zhǎng)水平高于純收入的平均增長(zhǎng)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(zhǎng)趨勢(shì)。在2001-2014年期間，我國(guó)農(nóng)村居民財(cái)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(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力不斷向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移就業(yè)，提高了我國(guó)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(fèi)能力，進(jìn)而有利于優(yōu)化農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

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

流動(dòng)約束、收入不確定性與我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的關(guān)系

流動(dòng)約束是指居民個(gè)人或家庭無(wú)法以自身?yè)?dān)保獲取金融機(jī)構(gòu)或非金融結(jié)構(gòu)貸款來(lái)滿足當(dāng)前消費(fèi)的一種約束狀態(tài)，可分為即期流動(dòng)約束、遠(yuǎn)期流動(dòng)約束以及觀念流動(dòng)約束。國(guó)外學(xué)者認(rèn)為，流動(dòng)約束可能由于四個(gè)原因而產(chǎn)生：居民或家庭沒(méi)有財(cái)富或收入水平低、信貸市場(chǎng)不發(fā)達(dá)、信貸市場(chǎng)信息不對(duì)稱、信貸相關(guān)法律規(guī)定不同。就我國(guó)現(xiàn)行情況來(lái)看，我國(guó)的流動(dòng)約束主要表現(xiàn)在前三個(gè)原因。

假設(shè)我國(guó)農(nóng)村居民家庭的初始消費(fèi)效用函數(shù)為：

U（C）=C-αC2/2 （1）

其中，C表示我國(guó)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)水平，U（C）表示我國(guó)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)效用，α表示參數(shù)。

為了簡(jiǎn)化分析，假設(shè)實(shí)際利潤(rùn)與貼現(xiàn)率均為0，Ct表示第t期消費(fèi)水平，Yt表示第t期消費(fèi)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(fèi)效用函數(shù)為：

U（C）=（C - α C2 / 2）+ E 2 [U（C3）]

（3）

對(duì)（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(dāng)期流動(dòng)約束下第二期的消費(fèi)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(shí)期內(nèi)，流動(dòng)約束導(dǎo)致預(yù)期消費(fèi)并不平滑。

不確定性是指居民無(wú)法預(yù)料和難以預(yù)測(cè)的變化，這種不確定性包括自然環(huán)境的不確定性、個(gè)人或家庭的有限理性的不確定性以及認(rèn)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(wú)法準(zhǔn)確預(yù)測(cè)。

就農(nóng)村居民收入而言，我國(guó)政府強(qiáng)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(yíng)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(dòng)幅度。我國(guó)農(nóng)村居民家庭收入的不確定因素也逐漸增加，人們對(duì)收入不確定性的心理預(yù)期也逐漸擴(kuò)大。

就農(nóng)村居民支出而言，我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)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(fèi)支出逐年遞增。隨著市場(chǎng)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(fèi)不確定性仍然居高不下。

流動(dòng)約束、收入不確定性與我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的實(shí)證分析

由前人的分析可知，流動(dòng)約束主要由消費(fèi)者的敏感性造成，諸多的不確定性因素導(dǎo)致消費(fèi)者謹(jǐn)慎性動(dòng)機(jī)和儲(chǔ)蓄性動(dòng)機(jī)的形成和擴(kuò)大，進(jìn)而降低當(dāng)期消費(fèi)水平。雖然預(yù)期流動(dòng)約束與當(dāng)期收入無(wú)關(guān)，但是會(huì)影響當(dāng)期消費(fèi)。因此，可構(gòu)建如下計(jì)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(guó)農(nóng)村居民家庭人均實(shí)際消費(fèi)支出水平；Yit表示我國(guó)農(nóng)村居民家庭人均實(shí)際純收入水平；LDit表示流動(dòng)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(lái)衡量；Δ表示差分運(yùn)算符號(hào)；βi0、βi1、βi2和βi3表示待估計(jì)參數(shù)；εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)；i表示區(qū)域；t表示時(shí)期。

選取2005-2014年四大經(jīng)濟(jì)片區(qū)的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，為了更真實(shí)地分析流動(dòng)約束、不確定性與農(nóng)村居民消費(fèi)的關(guān)系，本文對(duì)農(nóng)村居民家庭人均收入與支出相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，以2005年為基期，剔除消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響。

在（5）式中引入虛擬變量Dit來(lái)衡量預(yù)期流動(dòng)約束，則可得檢驗(yàn)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(yàn)法對(duì)（6）式中各個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，利用Eviews軟件，得到如表1所示的檢驗(yàn)結(jié)果。

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

考慮到東部、中部及西部收入與消費(fèi)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(jì)進(jìn)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(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)確定。全國(guó)及各區(qū)域的F值如表2所示。

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

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

從未引入虛擬變量的模型來(lái)看，影響我國(guó)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的主要因素是收入水平，全國(guó)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(guó)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(guó)平均水平的原因可能在于，該區(qū)域農(nóng)村居民消費(fèi)與城市居民消費(fèi)具有更多的效仿效應(yīng)，對(duì)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)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(duì)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(chǎng)化進(jìn)程造成的。

從引入虛擬變量的模型來(lái)看，收入水平仍是影響我國(guó)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的最主要因素，此模型全國(guó)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(guó)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(dòng)約束對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的影響作用次之，全國(guó)流動(dòng)約束系數(shù)為-0.007，流動(dòng)約束影響系數(shù)的絕對(duì)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(dòng)約束作用高于全國(guó)平均水平，而西部地區(qū)的流動(dòng)約束作用低于全國(guó)平均水平。在不確定性方面，全國(guó)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(guó)平均水平。造成這種現(xiàn)象的原因可能在于以下三個(gè)方面：一是農(nóng)村居民家庭收入主要來(lái)源于工資性收入與經(jīng)營(yíng)性收入，工資性收入受市場(chǎng)的不確定影響較大，經(jīng)營(yíng)性收入受自然災(zāi)害的不確定性影響較大。相對(duì)而言，東部地區(qū)收入不確定性主要受市場(chǎng)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(guó)農(nóng)村居民家庭預(yù)期的流動(dòng)性約束增加，導(dǎo)致未來(lái)的持久性收入不確定性與支出的不確定性增加，進(jìn)而導(dǎo)致農(nóng)村居民家庭消費(fèi)傾向降低，導(dǎo)致農(nóng)村居民家庭的消費(fèi)水平下降。三是由于中西部農(nóng)村居民的“信貸消費(fèi)”理念尚未形成，導(dǎo)致信貸能力對(duì)其消費(fèi)狀況的影響不大，無(wú)法提高中西部地區(qū)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平。

結(jié)論

實(shí)證結(jié)果表明，我國(guó)東、中、西三大區(qū)域農(nóng)村居民家庭消費(fèi)都受到流動(dòng)約束與收入不確定性的影響，流動(dòng)約束影響系數(shù)的絕對(duì)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(dòng)約束作用高于全國(guó)平均水平，而西部地區(qū)的流動(dòng)約束作用低于全國(guó)平均水平。收入不確定性對(duì)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)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(guó)平均水平。針對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)現(xiàn)狀，本文提出以下幾點(diǎn)建議：一是切實(shí)提高農(nóng)村居民的工資性收入與經(jīng)營(yíng)性收入。由于地方政策及區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(duì)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(dòng)性約束，提高農(nóng)村居民家庭消費(fèi)傾向。三是強(qiáng)化農(nóng)村居民的信貸消費(fèi)意識(shí)，提高農(nóng)村居民的信貸能力，改善農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)與消費(fèi)環(huán)境。

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