胡幫勇

（重慶三峽學(xué)院財(cái)經(jīng)學(xué)院，重慶萬(wàn)州 404020）

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不確定性、流動(dòng)性約束與農(nóng)民消費(fèi)——以川渝四個(gè)國(guó)家貧困縣為例

胡幫勇

（重慶三峽學(xué)院財(cái)經(jīng)學(xué)院，重慶萬(wàn)州 404020）

摘 要：基于川渝四個(gè)國(guó)家貧困縣1985—2012年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用修正的λ模型實(shí)證研究貧困地區(qū)不確定性、流動(dòng)性約束與農(nóng)民消費(fèi)之間的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：貧困地區(qū)農(nóng)戶受到的流動(dòng)性約束較為嚴(yán)重，流動(dòng)性約束是解釋農(nóng)戶消費(fèi)過(guò)度敏感性的主要因素，而不確定性對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)沒(méi)有顯著的影響，實(shí)際利率的下降和個(gè)人消費(fèi)信貸業(yè)務(wù)的開(kāi)展也沒(méi)有顯著促進(jìn)農(nóng)戶消費(fèi)的增加。

關(guān)鍵詞：不確定性；流動(dòng)性約束；消費(fèi)；λ模型

一、引 言

在一個(gè)完善的金融市場(chǎng)體系中，農(nóng)戶可以通過(guò)自由借貸來(lái)解決生產(chǎn)生活中存在的收入不確定性問(wèn)題，實(shí)現(xiàn)平滑消費(fèi)，即為了實(shí)現(xiàn)消費(fèi)者一生總效用的最大化，在完善的金融市場(chǎng)體系下農(nóng)戶不會(huì)因?yàn)槭杖氲亩唐谧兓淖兿M(fèi)計(jì)劃。當(dāng)農(nóng)戶的收入下降時(shí)，農(nóng)戶可以通過(guò)借貸的方式彌補(bǔ)短期資金的不足。因此，從這種意義而言，一個(gè)完善高效的金融市場(chǎng)，不僅可以為農(nóng)戶提供生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)方面的金融服務(wù)，而且可以提供消費(fèi)保險(xiǎn)，這是穩(wěn)定農(nóng)戶消費(fèi)和生活的一項(xiàng)重要制度保障。國(guó)內(nèi)外學(xué)者常用傳統(tǒng)的λ模型來(lái)研究流動(dòng)性約束與消費(fèi)之間的關(guān)系，其優(yōu)點(diǎn)在于一目了然，通過(guò)簡(jiǎn)單的計(jì)算可以大致考察出流動(dòng)約束的情況。但是，越來(lái)越多的學(xué)者意識(shí)到，流動(dòng)性約束不能完全解釋消費(fèi)的過(guò)度敏感性。所謂消費(fèi)行為的過(guò)度敏感性，是指消費(fèi)對(duì)于當(dāng)期收入之變化的反應(yīng)是過(guò)度的這一現(xiàn)象，即當(dāng)期消費(fèi)高度依賴于當(dāng)期的可支配收入（Flavin，1985）。鄭璋鑫（2013）以江蘇省為例，根據(jù)預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論，從不確定性角度對(duì)江蘇省城鎮(zhèn)居民1999—2012年期間高儲(chǔ)蓄率進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)未來(lái)收入和支出的不確定性使江蘇省城鎮(zhèn)居民具有較強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，從而引發(fā)高儲(chǔ)蓄率。姜正和、陳震（2014）利用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)，分析疾病風(fēng)險(xiǎn)對(duì)居民消費(fèi)的影響，結(jié)果表明中國(guó)居民消費(fèi)存在顯著的過(guò)度敏感性，而疾病風(fēng)險(xiǎn)帶來(lái)的不確定性和信貸約束帶來(lái)的流動(dòng)性約束是這種過(guò)度敏感性的重要源泉。王柏杰（2014）利用 2003—2011年中國(guó)省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：受農(nóng)村居民收入制約和流動(dòng)性約束，農(nóng)村居民的各類消費(fèi)均表現(xiàn)為缺乏彈性，農(nóng)村居民的消費(fèi)行為更具理性和長(zhǎng)期性，遵循需求層次理論，且具有明顯的“閾值”效應(yīng)。劉雪嵐（2015）基于江西省2002—2013年的11個(gè)市的農(nóng)村居民面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，江西農(nóng)村居民存在顯著的預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為。農(nóng)民對(duì)未來(lái)收入的不確定性及支出不確定性對(duì)他們當(dāng)期的消費(fèi)產(chǎn)生了較大影響，不確定性與消費(fèi)顯著負(fù)相關(guān)。本文以Campell & Mankiw傳統(tǒng)的λ模型為基礎(chǔ)，通過(guò)對(duì)模型進(jìn)一步優(yōu)化，基于川渝四個(gè)國(guó)家貧困縣的宏觀時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用計(jì)量模型來(lái)實(shí)證研究流動(dòng)性約束、不確定性等多種因素對(duì)貧困地區(qū)農(nóng)戶消費(fèi)的影響。

二、理論分析、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）理論分析

用傳統(tǒng)的Campell與Mankiw消費(fèi)函數(shù)模型來(lái)分析流動(dòng)性約束對(duì)貧困地區(qū)農(nóng)戶的消費(fèi)決策行為的影響，存在明顯的缺陷。我們需要構(gòu)建新的消費(fèi)函數(shù)，更加充分的考慮貧困地區(qū)農(nóng)村實(shí)際消費(fèi)環(huán)境，比如，除了考慮流動(dòng)性約束因素，我們可以將不確定性因素作為新的解釋變量引入到消費(fèi)函數(shù)中來(lái)。事實(shí)上，很多經(jīng)濟(jì)學(xué)都強(qiáng)調(diào)了不確定性因素對(duì)消費(fèi)的影響，作為一個(gè)理性的消費(fèi)者，當(dāng)面臨未來(lái)的不確定性時(shí)，他首先考慮的是降低當(dāng)前的消費(fèi)而增加儲(chǔ)蓄，以抵御未來(lái)的不確定性對(duì)未來(lái)消費(fèi)帶來(lái)的負(fù)面效應(yīng)。比如Leland認(rèn)為，消費(fèi)者面臨未來(lái)不確定性時(shí)將增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄，他將預(yù)防性儲(chǔ)蓄定義為由于未來(lái)不確定性而引起的額外儲(chǔ)蓄。預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論強(qiáng)調(diào)，在不確定性條件下，與當(dāng)前確定條件下的邊際效應(yīng)相比，消費(fèi)者預(yù)期未來(lái)的消費(fèi)的邊際效用更大，因此由于未來(lái)的不確定性消費(fèi)者將減少當(dāng)前消費(fèi)而增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄，通過(guò)平滑消費(fèi)實(shí)現(xiàn)一生總效用水平的最大化。改革開(kāi)放以來(lái)，隨著市場(chǎng)化改革的進(jìn)一步加劇，貧困地區(qū)農(nóng)戶在就業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療等方面面臨越來(lái)越不確定的環(huán)境。隨著社會(huì)環(huán)境的不斷變遷，貧困地區(qū)農(nóng)戶面臨的不確定性加強(qiáng)，這強(qiáng)化了貧困地區(qū)農(nóng)戶的謹(jǐn)慎動(dòng)機(jī)，可能會(huì)增加農(nóng)戶的預(yù)防性儲(chǔ)蓄（彭秀麗、袁劍雄，2008）。由此說(shuō)明不確定性同樣對(duì)收入的“過(guò)度敏感”有著部分解釋力，而傳統(tǒng)的 Campell & Mankiw模型將流動(dòng)性約束作為消費(fèi)對(duì)收入“過(guò)度敏感”的唯一原因，難免有失偏頗。

（二）模型構(gòu)建

根據(jù)λ模型的假設(shè)，Campell & Mankiw認(rèn)為經(jīng)濟(jì)中存在兩種不同行為人，即不受流動(dòng)性約束的消費(fèi)者和受到流動(dòng)性約束的消費(fèi)者。因此，本研究將貧困地區(qū)的農(nóng)戶也分為兩類，其中第一類農(nóng)戶不受流動(dòng)性約束，消費(fèi)行為遵循Hall（1978）的理性預(yù)期持久收入假說(shuō)，其跨期最優(yōu)選擇的一階必要條件，也就是歐拉方程為：

其中u為邊際效用函數(shù)，其中腳標(biāo)1表示第一類行為人，即不受流動(dòng)性約束的消費(fèi)者。如果邊際效用為線性趨勢(shì)且消費(fèi)變量服從對(duì)數(shù)正態(tài)分布的情況下，我們暫不考慮利率因素的影響，（1）可以轉(zhuǎn)化為著名的Hall模型（1988）：

其中C1，t表示第一類農(nóng)戶在t時(shí)期的實(shí)際消費(fèi)支出。ε1，t為隨機(jī)誤差修正項(xiàng)。Hall模型表明，對(duì)于不受流動(dòng)性約束的消費(fèi)者而言，收入的變化與消費(fèi)的變化之間沒(méi)有必然的聯(lián)系，從理論上否定了凱恩斯的絕對(duì)收入消費(fèi)理論，Hall認(rèn)為第一類消費(fèi)者，即不受流動(dòng)性約束的消費(fèi)者，消費(fèi)的邊際效用服從隨機(jī)游走，消費(fèi)與收入無(wú)關(guān)。也就說(shuō)，如果農(nóng)戶是第一類不受流動(dòng)性約束的農(nóng)戶，由于在收入降低時(shí)能夠自由借貸，從而保持消費(fèi)水平不變，也就是說(shuō)，不受流動(dòng)性約束的農(nóng)戶的消費(fèi)對(duì)收入的需求彈性的值很小，在完全理性預(yù)期下，理論上為零，這類農(nóng)戶消費(fèi)的變化與收入沒(méi)有關(guān)系，而是完全取決于其他信息。

第二類農(nóng)戶受到完全的流動(dòng)性約束，其跨期最有選擇表示如下：

其中U為凹的效用函數(shù)，E2，t，C2，t，Y2，t和A2，t分別表示第二類行為人，即受到流動(dòng)性約束的消費(fèi)者基于t期獲得信息的條件期望、消費(fèi)支出、收入及財(cái)富稟賦。ρ，r分別為貼現(xiàn)率和利率。羅默（1993）給出了一個(gè)簡(jiǎn)化模型，假設(shè)第二類農(nóng)戶的收入占總收入的比例為λ，則消費(fèi)變化可以表示為：

ω2，t為隨機(jī)誤差修正項(xiàng)。將第一類農(nóng)戶和第二類農(nóng)戶合在一起，可以得到經(jīng)典的Campell & Mankiw的消費(fèi)函數(shù)模型：

其簡(jiǎn)化形式為：

ΔlnCt=λΔlnYt+μt，

λ表示受到流動(dòng)性約束的農(nóng)戶收入占所有農(nóng)戶總收入的比率。

一般認(rèn)為，λ數(shù)值越大則說(shuō)明農(nóng)戶受到了流動(dòng)性約束的影響程度就越大。如果我們考慮利率因素的影響，Hall認(rèn)為，如果考慮利率因素且利率的變動(dòng)服從正態(tài)分布，則模型（5）可以改為：

如果將兩類農(nóng)戶行為人的消費(fèi)行為加總，則一個(gè)經(jīng)濟(jì)中總消費(fèi)的變動(dòng)可以表示為：

參照Carroll（1992）的做法，將不確定性因素（UN）作為解釋變量引入到模型（6）中來(lái)，用該解釋變量來(lái)測(cè)度不確定性因素對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)決策行為的影響。由此，我們可以得到改進(jìn)流動(dòng)性約束模型：

其中，r表示利率，β1=λ，βi（i=0，1，2，3），為待估計(jì)的參數(shù)，Ct為貧困地區(qū)農(nóng)戶家庭在第t年的年人均消費(fèi)支出，Yt為貧困地區(qū)農(nóng)戶家庭在第t年的年人均純收入，消費(fèi)支出和年均純收入的數(shù)據(jù)都是剔除物價(jià)因素影響后的實(shí)際數(shù)據(jù)。rt為年利率變量，UNt為不確性變量，φt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（三）變量選擇與數(shù)據(jù)說(shuō)明

1．不確性變量和利率變量的選擇。如何量化不確定性，即找到合適的替代變量來(lái)度量不確定性不是容易的事情，如何量化不確定性無(wú)章可循。不確定性，是指經(jīng)濟(jì)主體不能準(zhǔn)確的預(yù)知自己當(dāng)前某種決策的未來(lái)結(jié)果，或者是未來(lái)的結(jié)果可能不止一種，由此就會(huì)產(chǎn)生不確定性。不確定性是一個(gè)未知的集合，是各種可能影響未來(lái)結(jié)果的因素交互作用的結(jié)果，因此如何量化不確定性沒(méi)有統(tǒng)一的范式。部分學(xué)者曾經(jīng)使用失業(yè)率作為替代變量來(lái)解釋消費(fèi)的變動(dòng)（Carroll， 1992）。用失業(yè)率指標(biāo)來(lái)度量貧困地區(qū)農(nóng)村不確定性不符合我國(guó)農(nóng)村實(shí)際，我國(guó)失業(yè)率的數(shù)據(jù)不是很全面，失業(yè)率也往往只考察城市，沒(méi)有考察農(nóng)民失業(yè)的問(wèn)題，特別是貧困地區(qū)失業(yè)率數(shù)據(jù)更不全面；袁志剛等使用基尼系數(shù)作為不確定性的代理變量，但是基尼系數(shù)主要是用來(lái)衡量收入狀況的不平等，將其放入模型中，只能說(shuō)解釋了分配狀況對(duì)消費(fèi)的影響而不能說(shuō)明不確定性對(duì)消費(fèi)的影響，因此基尼系數(shù)也不是很好的替代變量。國(guó)內(nèi)學(xué)者還分別使用居民收入的標(biāo)準(zhǔn)差、居民收入方差和收入增長(zhǎng)預(yù)測(cè)誤差值的平方等數(shù)據(jù)來(lái)度量不確定性的大小。大多數(shù)觀點(diǎn)認(rèn)為，消費(fèi)不確定的主要根源之一是收入的不確定性，因此本研究參Muellbauer & Murphy（1993）的作法，首先用貧困地區(qū)農(nóng)民的年人均純收入對(duì)時(shí)間趨勢(shì)進(jìn)行回歸，從而獲得殘差，用殘差數(shù)值的絕對(duì)值來(lái)度量不確定性的大小程度，該方法涂大坤（2011）在相關(guān)研究中使用過(guò)，本研究也借鑒這種方法測(cè)度不確定性大小。收入對(duì)時(shí)間回歸結(jié)果的殘差往往反映了各期收入偏離預(yù)計(jì)趨勢(shì)線的程度，偏離的程度越大，說(shuō)明未來(lái)的不確定越大，偏離的程度越小，說(shuō)明未來(lái)面臨的不確定性越小，該指標(biāo)可以較好反映不確定性的特征。

2．?dāng)?shù)據(jù)來(lái)源與說(shuō)明。本研究以川渝地區(qū)的四個(gè)國(guó)家級(jí)貧困縣作為研究樣本，它們分別是重慶市萬(wàn)州區(qū)、重慶市云陽(yáng)縣、四川省南充市嘉陵區(qū)和四川省儀隴縣。

相關(guān)原始數(shù)據(jù)來(lái)源于1983—2013年《四川統(tǒng)計(jì)年鑒》和《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》。用Ct表示貧困地區(qū)農(nóng)戶家庭在第t年的年人均消費(fèi)支出，Yt為貧困地區(qū)農(nóng)戶家庭在第t年的年人均純收入，消費(fèi)支出和年均純收入的數(shù)據(jù)都是剔除物價(jià)因素影響后的實(shí)際數(shù)據(jù)。由于缺乏貧困地區(qū)農(nóng)村物價(jià)指數(shù)，本研究以全國(guó)農(nóng)村的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來(lái)作為替代變量。關(guān)于不確定性的計(jì)算本文是用貧困地區(qū)農(nóng)戶家庭人均年收入對(duì)時(shí)間回歸結(jié)果的殘差來(lái)加以度量，先用收入對(duì)時(shí)間進(jìn)行簡(jiǎn)單回歸，通過(guò)回歸方程可以得到殘差et，用殘差絕對(duì)值的大小|et|來(lái)測(cè)度貧困地區(qū)農(nóng)村的不確定性的大小。

三、實(shí)證結(jié)果及說(shuō)明

為了驗(yàn)證不確定性對(duì)貧困地區(qū)農(nóng)村農(nóng)戶的消費(fèi)行為是否有顯著影響，本研究以1999年為分界點(diǎn)，設(shè)置虛擬變量Dt，當(dāng)1985≤t≤1999時(shí)，Dt=0；當(dāng)2000≤t≤2012時(shí)，Dt=1，此時(shí)，在模型（7）中加入虛擬變量Dt并且暫時(shí)不考慮利率的影響，可以得到如下實(shí)證模型：

其中，

β2個(gè)人消費(fèi)信貸業(yè)務(wù)對(duì)貧困地區(qū)農(nóng)戶流動(dòng)性約束產(chǎn)生的影響；

β3表不確定性變量對(duì)消費(fèi)支出的彈性系數(shù)，即不確定性上升1%將引致消費(fèi)支出變動(dòng)的程度。

我們首先需要對(duì)模型（8）中的各時(shí)間序列變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定其平穩(wěn)性。

前面已經(jīng)驗(yàn)證了LnYΔ和LnCΔ為平穩(wěn)序列，這里只需驗(yàn)證不確定性UNt和實(shí)際利率 rt的平穩(wěn)性，利用Eviews7.0軟件對(duì)不確定性UNt和實(shí)際利率rt進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。

從檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，不確定性序列UNt和實(shí)際利率rt序列分別在5%和1%顯著水平下的ADF統(tǒng)計(jì)量大于其臨界值，說(shuō)明這兩個(gè)時(shí)間序列分別在1%顯著水平和5%顯著水平下為平穩(wěn)序列，滿足回歸的前提條件。

表1　 不確定性和實(shí)際利率變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

在模型（8）中，隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)φt包含與預(yù)期收入相關(guān)的信息，擾動(dòng)項(xiàng)與自變量ΔLnYt和UNt存在著相關(guān)關(guān)系，這些變量是聯(lián)合決定的（Campell and Mankiw， 1990）。如果直接采用普通最小二乘法進(jìn)行回歸分析，則參數(shù)的估計(jì)結(jié)果會(huì)呈現(xiàn)偏和不一致的特征，而采用兩階段最小二乘法（2OLS）進(jìn)行回歸分析能夠較好地避免這個(gè)缺陷。

因此，將ΔLnCt -1，ΔLnYt-1和UNt-1作為工具變量，對(duì)方程（8）進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表 2所示，其中模型Ⅰ為不加入虛擬變量的估計(jì)結(jié)果，模型Ⅱ?yàn)榧尤胩摂M變量的估計(jì)結(jié)果。

表2　 加入不確定性變量模型的估計(jì)結(jié)果

從回歸結(jié)果可以得出以下結(jié)論：

1．論是否加入虛擬變量，β1的系數(shù)均能通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明貧困地區(qū)農(nóng)戶的家庭消費(fèi)支出的變動(dòng)的確受農(nóng)戶實(shí)際純收入的影響很大，也是本節(jié)各解釋變量中唯一顯著影響農(nóng)戶消費(fèi)支出的變量。此外，無(wú)論是否加入虛擬變量，β1的數(shù)值偏大（分別為0.712 3和0.783 1），說(shuō)明貧困地區(qū)農(nóng)戶的消費(fèi)對(duì)收入存在過(guò)度敏感性，即消費(fèi)與收入高度正相關(guān)，按照Campell & Mankiw理論模型的解釋，這意味著貧困地區(qū)農(nóng)戶面臨嚴(yán)重的流動(dòng)性約束。

2．論是否加入虛擬變量，β3的系數(shù)為負(fù)數(shù)（分別為-0.002 1和-2.6E-5），但是均沒(méi)通過(guò)5%或1%的顯著性檢驗(yàn)，這意味著未來(lái)不確定性的增加在一定程度上降低了農(nóng)戶當(dāng)前的消費(fèi)意愿，但是不確定性對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)方面影響的顯著性較弱（t值分別為-1.213 8和-0.201 8）。這與萬(wàn)廣華等人（2001）研究的結(jié)論存在一定的差異性，萬(wàn)廣華等人的研究發(fā)現(xiàn)，改革開(kāi)放后不確定性的增加顯著降低了居民的消費(fèi)意愿，不確定性對(duì)居民消費(fèi)有顯著的負(fù)向影響。本研究的結(jié)論盡管也得出了不確定性與消費(fèi)支出負(fù)相關(guān)的結(jié)論，但是這種負(fù)相關(guān)的顯著性很弱。

理論上，貧困地區(qū)的不確定性增加會(huì)顯著降低農(nóng)戶的消費(fèi)意愿，因?yàn)槲覈?guó)貧困地區(qū)農(nóng)戶缺乏完善的養(yǎng)老和醫(yī)療等保障體系，農(nóng)戶未來(lái)的不確定性對(duì)農(nóng)戶的消費(fèi)影響更為強(qiáng)烈，貧困地區(qū)農(nóng)戶應(yīng)該增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄，但是實(shí)證研究并未證實(shí)不確定性的加強(qiáng)會(huì)顯著降低當(dāng)前消費(fèi)。如果考慮到我國(guó)貧困地區(qū)農(nóng)村的特殊的經(jīng)濟(jì)特征和區(qū)域文化等原因，其實(shí)也不難解釋。貧困地區(qū)農(nóng)戶雖然面臨較為嚴(yán)重的信貸約束，農(nóng)戶完全的信貸滿足程度較低，大部分農(nóng)戶在有借貸需求時(shí)，都或多或少的能夠借到部分所需的資金。在貧困地區(qū)，親朋好友的民間借貸是農(nóng)戶重要的融資渠道，因此非正規(guī)借貸市場(chǎng)是貧困地區(qū)農(nóng)戶應(yīng)對(duì)未來(lái)不確定性的重要手段之一。

此外，貧困地區(qū)養(yǎng)兒防老的觀念依然盛行，多子多福觀念并未削弱，家庭老人依然主要依靠子女養(yǎng)老，因此家庭養(yǎng)老模式進(jìn)一步降低了農(nóng)戶對(duì)未來(lái)不確定性的顧慮，這也是貧困地區(qū)超生現(xiàn)象嚴(yán)重的主要原因。事實(shí)上，調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，貧困地區(qū)相當(dāng)比例的農(nóng)戶家庭擁有兩個(gè)甚至兩個(gè)以上小孩，超生可以降低農(nóng)民養(yǎng)老的后顧之憂，降低農(nóng)戶未來(lái)的不確定性。由此看來(lái)，貧困地區(qū)農(nóng)戶不確定性增加并沒(méi)有顯著降低農(nóng)戶當(dāng)前消費(fèi)意愿也是有可能的。

3．加入虛擬變量Dt后，調(diào)整的R2的數(shù)值顯著增加，由0.342 3增加到0.701 8，說(shuō)明加入虛擬變量后模型的整體回歸效果得到了顯著改善，但是并未改變各解釋變量對(duì)被解釋變量的影響方向，也未改變各解釋變量估計(jì)值的顯著性。特別是，虛擬變量Dt的估計(jì)參數(shù)盡管為正數(shù)（β2=0.210 8），但從β2的t統(tǒng)計(jì)值（1.021 3）來(lái)看，參數(shù)的顯著性較弱，這意味著自1999年我國(guó)各商業(yè)銀行開(kāi)展個(gè)人消費(fèi)信貸業(yè)務(wù)以來(lái)，這項(xiàng)業(yè)務(wù)并未顯著促進(jìn)貧困地區(qū)農(nóng)戶消費(fèi)的增加，這一研究結(jié)論與涂大坤（2011）研究的結(jié)論不一致，涂大坤利用全國(guó)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，研究證實(shí)個(gè)人消費(fèi)信貸業(yè)務(wù)的開(kāi)展對(duì)緩解我國(guó)居民的流動(dòng)性約束和促進(jìn)居民消費(fèi)有著顯著作用。本研究并沒(méi)有得出個(gè)人消費(fèi)信貸業(yè)務(wù)的開(kāi)展顯著緩解貧困地區(qū)農(nóng)戶流動(dòng)性約束和促進(jìn)農(nóng)戶消費(fèi)的結(jié)論，這可能與貧困地區(qū)農(nóng)村居民由于缺乏抵押物和缺乏完善的信用記錄等原因相關(guān)，針對(duì)貧困地區(qū)農(nóng)村的個(gè)人消費(fèi)信貸業(yè)務(wù)基本沒(méi)有開(kāi)展，該項(xiàng)業(yè)務(wù)更多的可能是促進(jìn)了城市居民消費(fèi)。事實(shí)上，在貧困地區(qū)的調(diào)研中也發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶獲得生產(chǎn)性貸款已實(shí)屬不易，消費(fèi)性貸款更難獲取，因此消費(fèi)信貸業(yè)務(wù)與農(nóng)戶的消費(fèi)支出并不存在顯著的正向關(guān)系。

在單獨(dú)分析了不確定性和個(gè)人信貸業(yè)務(wù)農(nóng)戶家庭消費(fèi)決策的影響后，我們進(jìn)一步實(shí)證分析同時(shí)考慮流動(dòng)性約束UNt利率變量rt的模型（7）。

理論上，實(shí)際利率的變動(dòng)通過(guò)收入效應(yīng)和替代效應(yīng)來(lái)影響農(nóng)戶的消費(fèi)行為。利率變動(dòng)的收入效應(yīng)是指利率的上升會(huì)增加既定儲(chǔ)蓄的實(shí)際價(jià)值，儲(chǔ)蓄實(shí)際價(jià)值的增加會(huì)刺激農(nóng)戶消費(fèi)。利率變動(dòng)的替代效應(yīng)是指利率上升會(huì)增加農(nóng)戶當(dāng)前消費(fèi)的機(jī)會(huì)成本，農(nóng)戶會(huì)增加儲(chǔ)蓄而減少當(dāng)前消費(fèi)，通過(guò)用未來(lái)的消費(fèi)來(lái)替代現(xiàn)在消費(fèi)以實(shí)現(xiàn)跨期消費(fèi)效應(yīng)的最大化。

由此看來(lái)，利率的提升對(duì)農(nóng)戶的消費(fèi)既有正向效應(yīng)也有負(fù)向效應(yīng)，對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)影響的大小取決于收入效應(yīng)和替代效應(yīng)的力量對(duì)比，如果收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，則利率上升會(huì)增加農(nóng)戶當(dāng)前消費(fèi)，反之減少當(dāng)前消費(fèi)。

一般來(lái)說(shuō)，對(duì)于低收入者而言，利率的提升主要以替代效應(yīng)為主，即利率的上升會(huì)減少當(dāng)前消費(fèi)而增加儲(chǔ)蓄。對(duì)于高收入者而言，利率提高主要以收入效應(yīng)為主，即利率上升會(huì)增加當(dāng)前消費(fèi)而減少儲(chǔ)蓄。前面的分析我們已經(jīng)指出，本研究用扣除通貨膨脹因素后的實(shí)際利率而非名義利率作為模型中的實(shí)證變量，因?yàn)閷?shí)際利率不僅會(huì)影響農(nóng)戶各期的約束條件，而且農(nóng)戶消費(fèi)的收入效應(yīng)和替代效應(yīng)也僅與實(shí)際利率相關(guān)。

在同時(shí)考慮了實(shí)際利率和不確定性變量的模型中，我們依然采用兩階段最小二乘法（2OLS）進(jìn)行回歸分析，將ΔLnCt -1，ΔLnYt-1，rt-1和UNt-1作為工具變量，可以得到回歸結(jié)果如下方程（9）所示。

回歸方程對(duì)應(yīng)系數(shù)下方括號(hào)和圓括號(hào)的數(shù)值分別代表漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)差的數(shù)值和t統(tǒng)計(jì)量。從回歸方程來(lái)看，我們可以得出如下結(jié)論：

1．貧困地區(qū)農(nóng)戶消費(fèi)對(duì)收入依然存在過(guò)度敏感性（0.731 5），農(nóng)戶家庭純收入變動(dòng)時(shí)農(nóng)戶消費(fèi)支出變動(dòng)高度正相關(guān)，說(shuō)明貧困地區(qū)農(nóng)戶面臨較為嚴(yán)重的流動(dòng)性約束。

2．實(shí)際利率rt的估計(jì)值為負(fù)數(shù)（-0.000 2），這符合其他經(jīng)濟(jì)學(xué)家的理論預(yù)期（carroll， 1992）。因?yàn)槔碚撋蠈?shí)際利率上升會(huì)增加農(nóng)戶的借貸成本，從而降低農(nóng)戶當(dāng)前的消費(fèi)意愿。姚耀軍（2005）認(rèn)為實(shí)際利率的系數(shù)為負(fù)，是因?yàn)閷?shí)際利率上升的替代效應(yīng)大于了收入效應(yīng)。一般來(lái)說(shuō)，貧困地區(qū)的農(nóng)戶在總體上來(lái)說(shuō)屬于低收入群體，因此利率的替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)，換句話說(shuō)，實(shí)際利率的上升會(huì)降低貧困地區(qū)農(nóng)戶當(dāng)前消費(fèi)意愿，模型（9）中實(shí)際利率rt的估計(jì)值為負(fù)（-0.000 2），這符合理論預(yù)期，但是遺憾的是，該估計(jì)參數(shù)并未通過(guò)t檢驗(yàn)（t值為-0.072 1），說(shuō)明實(shí)際利率對(duì)貧困地區(qū)農(nóng)戶消費(fèi)影響的顯著性較弱。涂大坤（2011）的研究表明，實(shí)際利率的下降會(huì)顯著促進(jìn)城市居民消費(fèi)支出的增加，但是本研究發(fā)現(xiàn)實(shí)際利率與農(nóng)村居民消費(fèi)支出并無(wú)顯著關(guān)系，原因可能是貧困地區(qū)農(nóng)戶由于缺乏抵押物和完整的信用記錄等，難以從銀行等金融機(jī)構(gòu)獲取消費(fèi)貸款，因此農(nóng)戶的消費(fèi)與利率關(guān)系不大，這意味著農(nóng)村居民可能面臨著比城市居民緊得多的流動(dòng)性約束，這從側(cè)面證實(shí)貧困地區(qū)農(nóng)戶面臨著較為嚴(yán)重的流動(dòng)性約束。

事實(shí)上，我國(guó)實(shí)際利率的降低對(duì)貧困地區(qū)農(nóng)戶的消費(fèi)決策幾乎沒(méi)有正面影響，扣除物價(jià)上漲因素后的實(shí)際利率長(zhǎng)期保持低位運(yùn)行甚至為負(fù)，但是這并沒(méi)有刺激農(nóng)戶消費(fèi)的增加，這與我國(guó)的現(xiàn)實(shí)情況相符合，因?yàn)樨毨У貐^(qū)農(nóng)戶很難從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲取貸款來(lái)滿足當(dāng)前消費(fèi)，這進(jìn)一步說(shuō)明貧困地區(qū)農(nóng)戶面臨著嚴(yán)重的流動(dòng)性約束。

3．不確定性變量UNt參數(shù)估計(jì)結(jié)果表明，不確定性對(duì)貧困地區(qū)農(nóng)戶的消費(fèi)決策行為有微弱的負(fù)向影響（-0.000 7），但是顯著性極弱（t值為-0.801 4），換句話說(shuō)，不確定性對(duì)貧困地區(qū)農(nóng)戶的消費(fèi)決策行為的影響幾乎可以忽略不計(jì)。原因前面已經(jīng)分析過(guò)，可能與貧困地區(qū)民間借貸的大量存在和貧困地區(qū)農(nóng)戶家庭養(yǎng)老模式等相關(guān)。因此，基于本節(jié)的研究結(jié)果，我們可以將貧困地區(qū)農(nóng)戶消費(fèi)對(duì)收入的過(guò)度敏感性主要?dú)w因于農(nóng)戶所面臨的流動(dòng)性約束。

四、結(jié)論及對(duì)策

本文基于1985—2012年川渝四個(gè)國(guó)家貧困縣的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用修正的λ模型實(shí)證分析了流動(dòng)性約束、不確定性、消費(fèi)信貸、利率等因素對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)的影響。用扣除物價(jià)因素影響的實(shí)際年存款利率作為利率變量，用農(nóng)民純收入對(duì)時(shí)間變量回歸結(jié)果的殘差值作為不確定性的替代變量，同時(shí)加入消費(fèi)信貸業(yè)務(wù)這一虛擬變量。

研究結(jié)果證實(shí)，貧困地區(qū)農(nóng)戶受到的流動(dòng)性約束較為嚴(yán)重，農(nóng)戶消費(fèi)對(duì)收入存在過(guò)度敏感性。實(shí)際利率的下降并沒(méi)顯著促進(jìn)農(nóng)戶消費(fèi)的增長(zhǎng)，個(gè)人消費(fèi)信貸業(yè)務(wù)的開(kāi)展對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)支出影響也并不顯著，不確定性的增加雖然對(duì)農(nóng)戶的消費(fèi)表現(xiàn)出負(fù)向效應(yīng)但是這種負(fù)向效應(yīng)的顯著性不強(qiáng)。貧困地區(qū)農(nóng)戶消費(fèi)對(duì)收入的過(guò)度敏感性主要?dú)w因于農(nóng)戶所受的流動(dòng)性約束。

基于研究結(jié)論，我們可以發(fā)現(xiàn)，要解決貧困地區(qū)農(nóng)戶的消費(fèi)困境，主要從解決農(nóng)戶流動(dòng)性約束方面入手。

1．要擴(kuò)大農(nóng)村消費(fèi)信貸品種，正規(guī)金融應(yīng)注重開(kāi)發(fā)農(nóng)村消費(fèi)信貸產(chǎn)品，逐步滿足農(nóng)民在住房、醫(yī)療、教育、耐用消費(fèi)品等方面的融資需求。

2．政府應(yīng)當(dāng)放寬農(nóng)村金融市場(chǎng)準(zhǔn)入機(jī)制，積極引導(dǎo)民間資本進(jìn)入農(nóng)村金融市場(chǎng)，加快培育村鎮(zhèn)銀行、農(nóng)村資金互助社、農(nóng)村典當(dāng)行、小額信貸公司等新型農(nóng)村金融組織，引導(dǎo)社會(huì)資金投資設(shè)立適應(yīng)“三農(nóng)”需要的各類新型金融微型機(jī)構(gòu)，逐步拓寬農(nóng)戶融資渠道。

3．緩解貧困地區(qū)農(nóng)村信貸約束不僅需要加大供給力度，也需從需求方入手。鼓勵(lì)農(nóng)戶積極參加聯(lián)保小組，提高農(nóng)戶參加聯(lián)保小組的比例，降低農(nóng)戶對(duì)正規(guī)金融貸款的認(rèn)知性偏差，讓更多農(nóng)戶熟悉貸款條件和流程，降低農(nóng)戶信貸約束的概率。

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中圖分類號(hào)：F323.8

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1009-8135（2016）04-0038-07

收稿日期：2016-03-28

作者簡(jiǎn)介：胡幫勇（1980-），男，四川南充人，重慶三峽學(xué)院財(cái)經(jīng)學(xué)院副教授，博士，主要研究金融學(xué)。

基金項(xiàng)目：重慶三峽學(xué)院校級(jí)重點(diǎn)項(xiàng)目（13ZD15），重慶市社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目（2013PYYJ13）階段性成果

（責(zé)任編輯：于開(kāi)紅）

Uncertainty， Liquidity constraints and Farmers' Consumption： A Case Study of Four National Poverty Counties in Sichuan and Chongqing

HU Bangyong
（Finance and Economics College， Chongqing Three Gorges University， Wanzhou， Chongqing 404020）

Abstract：Based on 1990 - 2012 time series data of four national poverty counties in Sichuan and Chongqing， this empirical study uses modified λ model to explore the relationship among the uncertainty，the liquidity constraints and consumption of farmers in poor areas. The results show that farmers in poor areas are seriously influenced by the liquidity constraints， which are the main factors that explain the excess sensitivity of household consumption. On the contrary， the uncertainty has no significant effect on farmers' consumption. At the same time， the decline of real interest rates and personal consumer credit business development have little influence to farmers’ consumption.

Keywords：uncertainty； liquidity constraints； consumption；?model