張愛輝

內容摘要：流動約束與收入不確定性的交互作用，影響了我國農村居民消費結構。為此，本文從我國農村居民的收入結構與消費結構入手，探究流動約束、收入不確定對我國農村居民消費的影響。研究發(fā)現(xiàn)，收入水平是影響我國農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。

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

我國農村居民的收入結構與消費結構

據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2015年我國農村仍有6億多人，占總人口的43.9%，同比下降1.33%。約有2.77億農民工進城務工，其中外出農民工約有1.69億人，本地農民工約有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。農村居民家庭人均純收入為10772元，農民工人均年收入為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村居民的2.7倍，而城鎮(zhèn)居民的消費支出約為農村居民的2.3倍。通過測算可得，我國農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，我國農村居民家庭人均收入與消費支出增長較快。2001-2014年我國農村居民家庭人均收入結構如圖1所示，2001-2014年我國農村居民家庭人均消費結構如圖2所示。在圖1中，農村居民家庭人均純收入為次坐標軸，農村居民家庭人均工資性純收入、經營性純收入、財產性純收入、轉移性純收入為主坐標軸。在圖2中，農村居民家庭人均消費支出為次坐標軸，農村居民家庭人均食品、衣著、居住、家庭設備、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，經營性收入是我國農村居民最重要的收入來源，其次是工資性純收入。近年來，我國農村居民家庭人均工資性收入快速增長，逐漸縮短了與經營性純收入的差距，成為影響我國農村居民家庭純收入的重要組成部分。由此可知，工資性純收入與經營性純收入是我國農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。轉移性純收入由于受到相關政策的影響，在某些年份存在大幅增長趨勢。在2001-2014年期間，我國農村居民財產性純收入也是穩(wěn)中有升。隨著城鄉(xiāng)一體化與新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展，我國農村勞動力不斷向城鎮(zhèn)轉移就業(yè)，提高了我國農村居民家庭人均工資性收入水平，也提高了農村居民消費能力，進而有利于優(yōu)化農村居民消費結構。

由圖2可知，我國農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，我國農村居民的恩格爾系數(shù)存在下降趨勢，即我國農村居民的生活質量在不斷提高。

流動約束、收入不確定性與我國農村居民消費的關系

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或非金融結構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。國外學者認為，流動約束可能由于四個原因而產生：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。

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

為了簡化分析，假設實際利潤與貼現(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期農村居民家庭所擁有的資產，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，并比較第二期所擁有的資產與收入之和，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，流動約束導致預期消費并不平滑。

不確定性是指居民無法預料和難以預測的變化，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，導致農村居民家庭收入與支出存在不確定而無法準確預測。

就農村居民收入而言，我國政府強化以工業(yè)反哺農業(yè)，使得農村居民家庭農業(yè)經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期也逐漸擴大。

就農村居民支出而言，我國農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。隨著市場化與相關政策的不斷完善，農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。雖然預期流動約束與當期收入無關，但是會影響當期消費。因此，可構建如下計量模型：

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表示我國農村居民家庭人均實際消費支出水平；Yit表示我國農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、不確定性與農村居民消費的關系，本文對農村居民家庭人均收入與支出相關數(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模型還是隨機效應模型，具體檢驗結果如表3所示。

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

從未引入虛擬變量的模型來看，影響我國農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)域農村居民消費與城市居民消費具有更多的效仿效應，對農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：一是農村居民家庭收入主要來源于工資性收入與經營性收入，工資性收入受市場的不確定影響較大，經營性收入受自然災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害不確定性影響。二是我國農村居民家庭預期的流動性約束增加，導致未來的持久性收入不確定性與支出的不確定性增加，進而導致農村居民家庭消費傾向降低，導致農村居民家庭的消費水平下降。三是由于中西部農村居民的“信貸消費”理念尚未形成，導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)農村居民的消費水平。

結論

實證結果表明，我國東、中、西三大區(qū)域農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。收入不確定性對農村居民家庭消費的影響效應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：一是切實提高農村居民的工資性收入與經營性收入。由于地方政策及區(qū)域經濟發(fā)展的差異性，相應的地方政府應具體地區(qū)具體對待，提高轉移性收入的利用率，幫助農村居民改善收入結構。二是加快農村地區(qū)金融創(chuàng)新，不斷完善農村地區(qū)金融體系，降低農村居民家庭預期的流動性約束，提高農村居民家庭消費傾向。三是強化農村居民的信貸消費意識，提高農村居民的信貸能力，改善農村消費市場與消費環(huán)境。

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