普惠金融視角下的農資賒銷可得性和覆蓋率分析

楊蓬勃，董敬敬,2，王學勤

（1.西安電子科技大學 經濟與管理學院，西安 710071；2.安徽科技學院 財經學院，安徽 滁州 239000）

0 引言

《推進普惠金融發展規劃（2016—2020年）》指出，當前我國普惠金融總體目標為提高金融服務“覆蓋率”、“可得性”和“滿意度”，其中農民群體是提高金融服務覆蓋率的重點對象之一。而作為農民剛性需求的一部分，農業生產資料（以下簡稱農資，本文主要指化肥、種子、農藥等）在農民資金短缺時可通過消費金融方式獲取，即可通過銀行農資消費信貸方式和商業農資賒欠消費方式獲取農資，而這兩類消費金融方式的可得性和覆蓋率決定了其在農村能否作為農村普惠金融工具，從而穩定農業產出、提高農民收入和提升農民消費層次。

目前國內外關于農戶正規銀行消費信貸的文獻較多，其大多是將銀行信貸作為消費金融的代表，研究重點主要是銀行金融服務對于居民流動性約束的影響[1-4]，研究農資賒銷與農村居民流動性約束的文獻較少[5-9]。鑒于此，本文從普惠金融視角出發，通過整理相關農業數據預估農資賒銷額，針對農村金融需求與供給結構系統分析農資賒銷的可得性與覆蓋率，并進一步研究農資賒銷對農戶流動性約束與農戶消費的影響，以便科學判斷農資賒銷是否是發展農村普惠金融的重要工具，能否為農村金融體制改革提供理論與經驗依據。

1 普惠金融視角下的農資賒銷可得性分析

所謂農資賒銷的可得性主要是指農戶賒購時的門檻較低，處于較低需求層次的農村居民在購買農資時可獲取農資賒銷，可通過觀察農村居民生理性需求、安全性需求與農資賒銷的關系判斷其可得性。

根據投入與產出原理預估農資賒銷額，其測度方法為：全國農資賒銷額≈全國農業生產物質消耗①農業物質消耗計算包括三部分：生產過程中實際消耗的勞動對象、生產過程中使用的固定資產的磨損、生產過程中勞務費用支出。-銀行農業貸款支出-全國農戶生產性消費支出-國家財政農業支出，其中數據來源于1990—2016年《中國農村統計年鑒》，從圖1可以看出，我國農資賒銷額占全國農業生產物質消耗的比重基本在20%～40%之間，與農戶自有的生產性現金支出占比大致相當，低于銀行等金融機構的農業貸款占比，并且與其呈此消彼長趨勢。雖然隨著近年來我國經濟發展水平的提高，農村居民收入水平增加以及國家加大對農業生產的財政扶持力度，國家財政支出和農戶生產性現金支出占全國農業生產物質消耗的比重有所提高，但農資賒銷仍然占很大比例，其相對于銀行信貸來說，由于其手續簡單、方便靈活，使得農資賒銷具有較高的可得性。

圖1 我國農資賒銷額在農資總消耗中所占比重

1.1 理論模型設計

目前對于流動性約束的檢驗，一般利用Campell和Mankiw（1989）[10]的C-M模型。C-M模型假設在現實生活中有兩類消費者：第一類消費者對流動性約束的敏感性小，其消費行為符合理性預期-持久收入假說；第二類消費者完全要受到流動性約束影響，其消費行為類似于凱恩斯的絕對收入假說。

假設兩類消費者得到的收入分別為Y1t和Y2t，那么總收入就是Yt=Y1t+Y2t。假定第二類消費者得到的收入占總收入的比例為λ，即說明有λ消費者受到流動性約束影響。則兩類消費者的收入分別可以表示為Y2t=λYt，Y1t=(1-λ)Yt。而由于第一類消費者完全按照當期所得收入進 行消 費 ，則C1t=Y1t,那么 ΔC1t=ΔY1t=(1-λ)ΔYt，ΔC2t=ΔY2t。因此，總消費的變動可以表示為：

其中(1-λ)εt為隨機誤差項，服從懷特噪音過程。為了檢驗農資賒銷與農戶流動性約束的關系，在模型（1）的基礎上，引入農資賒銷條件變量ΔCft，并加入控制變量ΔWt。若實證中λ值顯著不為0，通常認為存在流動性約束，即農戶居民消費對收入存在過度敏感性，并且λ越大農戶所受到的流動性約束越強烈。實證模型變化為：

1.2 變量選取

根據模型（2），ΔCt代表農戶居民消費變量，用當年和上一年的農戶平均消費支出之差與上一年農戶平均消費支出比值表示，為檢驗農資賒銷對于農戶不同層次消費需求的影響,本文針對如下三個消費支出指標進行實證分析：

（1）生理型消費支出。生理需求是指人們為滿足衣食住行而產生的最基本的需求。消費者只有在滿足了生理性等較低的消費需求之后，較高層次的需求才會顯示出激勵作用。李燕橋和臧旭恒（2013）[2]通過實證發現收入過低時，居民消費多集中于非耐用品上。因此，本文將農村居民食品、衣著消費支出作為農戶生理型消費支出指標。

（2）安全型消費支出。安全需求指人們希望生活有所保障、病有所醫等，如果農戶對農資進行賒銷，則農戶用于其他方面的可支配資金相對較多，有可能實現現金剩余，刺激農戶安全需求的消費支出。因此本文將農村居民居住、醫療消費支出作為農戶安全型支出指標。

（3）改善型消費支出。目前在第三次消費結構正處于升級轉型的過程中，教育、娛樂、文化、交通、通訊等方面的消費增長較快。因此，本文將農村居民交通通信、家庭設備用品和文教娛樂等消費支出作為農戶改善型消費支出指標。

最終模型設定為：

其中 ΔCit，i=1、2、3分別為消費層次定義方式。 ΔYit代表收入變量，用當年和上一年的農戶平均純收入之差與上一年農戶平均純收入的比值表示；ΔCfit代表農資賒銷變量，用當年和上一年農戶平均農資賒銷額之差與上一年農戶平均農資賒銷額的比值表示；ΔWit是一組控制變量，采用農戶家庭負擔系數,用15歲以下和60歲以上人口與15～60歲人口的比重作為代理變量,負擔系數越高，消費越大。根據《第六次全國人口普查》數據顯示，我國鄉村人口總撫養比與全國人口總撫養比之比約為1.2，因此可以通過在全國人口總撫養比基礎上乘以1.2來估算農村人口總撫養比。

其余數據包括農村居民消費支出、農村居民純收入、農村居民消費價格指數、農業生產資料價格指數等來源于國家統計局網站，樣本區間從1990—2015年，消除相關價格指數影響（1985=100）。

1.3 實證結果及分析

由于本文所采用的數據是時間序列數據，為了避免模型出現偽回歸現象，本文利用單位根檢驗法（ADF）檢驗變量的平穩性。ADF檢驗結果如表1所示。ΔCt、ΔYt、ΔCfit、ΔWt同為一階差分平穩序列，表明這些變量之間存在長期穩定關系，可以利用模型進行進一步檢驗。

表1 ADF檢驗結果

為分析農資賒銷對流動性約束的影響，本文利用LS進行模型估計，分析結果如表2所示。

表2 農資賒銷與農戶消費行為的回歸結果

首先農戶消費對收入存在過度敏感性，相關系數為0.2455，表明農戶的消費行為受到一定程度的流動性約束；而農戶消費與農資賒銷在1%水平上呈顯著正相關性，相關系數為0.3138，表明在加入農資賒銷變量后，使得消費對收入的敏感系數有所降低。表明在某種程度上，作為普惠金融的重要組成部分,農資賒銷的發展緩解了農戶所面臨的流動性約束，并促進了農戶的消費增長；另外，農戶消費與農戶家庭撫養比在1%水平上呈顯著負相關，敏感系數為-0.3107，這也比較符合農村的實際情況，伴隨計劃生育政策，農村的少兒撫養比逐漸下降，而老年撫養比則不斷上升，導致農戶家庭撫養負擔不斷加重，從而抑制了農戶的消費行為。

（1）農資賒銷與農戶生理性消費行為檢驗結果分析

農戶生理性消費對收入存在的過度敏感性比總消費更強烈,這表明當前農戶家庭的消費支出仍然以較低層次的生理需求為主，如果無法完全滿足農戶這部分消費需求，很難釋放更高層次消費空間，達到刺激農村整體消費的目的；農戶生理性消費與農資賒銷在1%水平上呈顯著正相關，相關系數為0.3785，這是由于農戶在低層次消費承擔了較大壓力，而由于農資賒銷的可得性較高，能夠滿足農戶對農業生產的資金投入，從而提高生理性需求等消費支出；另外，農戶生理性消費支出與撫養比在1%水平上呈顯著正相關，系數高達0.9610，說明撫養負擔越重，農戶家庭就不得不為此付出更多必需品支出，這從整體上會使農戶家庭壓縮其他消費支出，如住房、醫療等。而農資賒銷的加入可以在一定程度上緩解農戶對其他消費支出的壓力。

（2）農資賒銷與農戶安全性消費行為檢驗結果分析

農戶安全性消費與農戶收入、農資賒銷仍然存在過度敏感性，但敏感系數相對較低。這是由于農戶收入雖然有所提高但是仍然相對較低，而且相對不夠穩定，雖然農資賒銷的可得性比較高，但僅限于農業生產，而且農資賒銷市場發展尚欠規范，融資層次相對較低，規模較小，相對購房支出和醫療支出這些大筆支出來說仍然杯水車薪；另外農戶安全型消費支出與撫養比在1%水平上呈顯著負相關，相關系數為-0.4052，這表明撫養負擔的加重會促使農戶壓縮大筆消費支出。

（3）農資賒銷與農戶改善性消費行為檢驗結果分析

農戶改善性消費支出與農資賒銷不存在顯著相關性，這是由于農資賒銷不足以支持農戶更高層次的消費改善，這部分消費需求仍然要靠農戶的收入以及消費信貸等銀行信用的發展來進一步刺激。

從上述分析可以看出農資賒銷對于處于生理性和安全性需求的農村居民而言可得性較高，而對其改善性消費支出無關。

2 普惠金融視角下的農資賒銷覆蓋率分析

其中，μt為農戶消費者在t期的效用，μs為農戶消費者在s期的效用，s=t+1,t+2,…，∞，β用來表示農戶消費者在短期貼現時表現出來的自我控制。

設農戶消費者生存三期，t=0、1、2，消費者在t=0期決定最優消費信用量，即最優農資賒銷量和最優消費信貸量。在t=1期農戶進行消費，在t=2期發生消費費用或者機會成本，即償還消費信用。假設農戶消費者在t=1時取得收入為Yt，使用農資賒銷消費額Cf，消費信貸消費Cd，其中消費信貸被滿足φ，0≤φ≤1。除此之外的部分全部用現金形式消費M。由于使用消費信用到t=2期才償還，根據目前市場水平將t=2期貼現到t=1期的商業信用利率設定為rf，銀行信用利率設定為rd，那么消費者在t=1期以現金形式支付的消費為：rt-rfCf-rdCd。為便于分析，將M消費效用

本文所指的覆蓋率主要指廣大農村居民均能獲取農資賒銷這一金融產品，而非少數較為富裕的農村居民，因此通過分析農資賒銷與廣大農村居民的消費關系來判斷其覆蓋率，即分析賒銷能否有效緩解廣大農村居民的流動性約束。

2.1 理論模型設計

為更好地分析農資賒銷和消費信貸為代表的消費信用對農戶消費的影響,引入雙曲線貼現模型,并增加短期貼現因子β，消費者的跨期效用可以表示如下[11]：單位化，令U(M,C)=M+U(C)，即U(M)=M。

t=1時，農戶消費者按消費計劃進行消費，消費者效用最大化為：

分別對Cf和Cd求偏導：

對比式（6）和式（7）可知：最優農資賒銷量、最優消費信貸量與各自的利率有關，當φ=1時，即銀行貸款能完全滿足消費者的消費信貸需求時,由于效用函數是凹函數,如果rf＜rd,則Cf＞Cd,即此時農村消費者傾向于使用更多的農資賒銷平滑消費，然而農資賒銷沒有給出明確的利率值，通常隱含在農資價格中，所以rf≈0。另外根據實際經驗，通常rd越大，φ越小，因此當銀行發放消費信貸的利率過高時，農村居民的消費信貸需求就會越低，他們就會更傾向于使用農資賒銷的形式緩解流動性約束。

2.2 變量選取與結果分析

由于農村消費信貸起步較晚，且定義不明確，因此本文用銀行貸款利率代替消費信貸變量，在模型（2）基礎上加入消費信貸條件變量ΔCfd=φΔCd，通過公式：實際貸款利率=一年期名義貸款利率-通貨膨脹率（消除物價變動因素）計算得出，其中通貨膨脹率=(CPI1-CPI0)/CPI0,農村居民消費價格指數CPI（1985=100）。即實證模型為：

根據模型（8），ΔCfd代表消費信貸條件變量，其余變量含義同模型（2）。

分析結果如表3所示，單獨加入農資賒銷變量（1）和消費信貸變量（2），農戶消費都與其在1%水平上顯著相關，但是農資賒銷相對消費信貸敏感系數略高，這是由于農資賒銷主要影響農戶較低層次的消費需求，消費信貸主要影響農戶較高層次的消費需求[12]，而目前較低層次的生理性消費需求在農戶消費總支出中占據較大比例。同時加入消費信貸變量和農資賒銷變量（3）之后，農戶消費對收入和撫養比的敏感系數有所降低，并且擬合效果更好，這說明農資賒銷能有效緩解廣大農村居民所面臨的流動性約束，說明其覆蓋率較高，屬于農村普惠金融的重要工具。

3 結論

本文在C-M模型基礎上，分析農資賒銷對不同需求層次的農戶消費和農戶的流動性約束影響，采用1990—2015年間的時間序列數據，并進一步結合行為經濟學雙曲線貼現模型深入對比分析以農資賒銷為代表的商業信用金融服務和以消費信貸為代表的銀行金融服務對農村消費市場的結構性影響。結果發現：第一，農資賒銷對農戶生理性需求和安全性需求營銷較大，說明低層次需求的農戶對農資賒銷可得性較高；第二，農資賒銷能有效緩解農戶流動性約束，說明其覆蓋率較高。

表3 農資賒銷、消費信貸與農村消費變動回歸分析

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