我國農(nóng)民消費行為的影響因素

1、我國農(nóng)民消費行為的影響因素清華大學經(jīng)濟管理學院 孫文凱摘要：對消費的研究是福利經(jīng)濟學考慮的重要內(nèi)容，按照傳統(tǒng)的理論，消費主要受當期收入或持久收入的影響，但收入風險、財富、金融約束以及其他家庭特征因素都會影響消費。對1986到2001年我國農(nóng)村地區(qū)調(diào)查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)村居民的收入風險隨著經(jīng)濟改革的深入在不斷增大。1992年以前，較大的收入風險導(dǎo)致較少的消費，但在1992年后影響則不明顯，這來自于金融約束的降低和絕對收入水平的提高。農(nóng)戶消費的其他正向影響因素中，收入仍是最主要的因素，但影響力隨著時間在下降，財富和信貸水平也直接地顯著促進了消費，且影響力增加。較大的家庭人口數(shù)量是農(nóng)民消費的主要負

2、面影響因素。關(guān)鍵詞：消費 收入風險 金融約束 固定效應(yīng)模型中圖分類號： F222.3 文獻標識碼： ADeterminants of Farmers Consumption in Rural ChinaSun Wenkai （School of Economics and Management, Tsinghua University, 100084）Abstract：Research focusing on consumption is an important subject in Welfare economics. As traditional theories suggested,

3、consumption is mainly affected by current or permanent income. Actually, both of income risk, wealth, financial restriction and household character maybe also influencing factors. Based on analysis for rural China between 1986 and 2001, we find income risk is increasing due to continuous economic re

4、form. Income fluctuation has negative impact to consumption before 1992 but seems no distinct shocks after 1995. This change is mainly due to relaxing financial restriction and increasing income. Among other factors affecting farms consumption, importance of income is still the largest but decreasin

5、g with time while some factors reflecting market-orientation such as wealth, credit play more and more important roles. Household size has negative effect on per capita consumption in all periods.Key words：Consumption; Income Risk; Financial Restriction; Fixed-Effect Model孫文凱，清華大學經(jīng)管學院數(shù)量經(jīng)濟學博士生，研究方向：宏

6、觀經(jīng)濟學，計量經(jīng)濟學，中國經(jīng)濟。電子郵件：sunwk。我國農(nóng)民消費行為的影響因素一、 背景與問題提出中國20多年的改革開放政策使得經(jīng)濟實力長足進步，這不只在城市和發(fā)達地區(qū)，農(nóng)村居民的收入和消費水平也比改革開放前顯著提高了。但由圖1和圖2可見，雖然絕對收入量和消費量都在增長，但城鄉(xiāng)間的收入和消費差距變大了。從宏觀數(shù)據(jù)上看，構(gòu)成我國支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值的各項中，消費所占比例長期沒有上升，近幾年甚至略微下降（圖3）。尤其是，總消費中的居民消費比例和居民消費中的農(nóng)村消費比例都在下降（圖4和5），后者尤其顯著。雖然從圖1看到，城鄉(xiāng)人均實際可支配收入比由1985年的1.86增大到2006年的3.0倍，但總消

7、費中二者比例的巨大相對變化似乎不能完全由收入差距變化來解釋。城鄉(xiāng)收入差距擴大固然是農(nóng)村消費占總消費比例顯著下降的一個原因，但農(nóng)民自身消費和消費率的變化也勢必影響這個結(jié)果（圖6）。本文嘗試分析農(nóng)民人均消費變化影響因素，并計算各因素貢獻，在促進內(nèi)需的重要性被日益重視的今天，弄清楚這些問題既有理論價值，又有應(yīng)用價值。圖1 我國城鄉(xiāng)人均實際可支配收入變化：1985-2006年 圖1至圖5數(shù)據(jù)都來自歷年中國統(tǒng)計年鑒，其中，人均實際收入為當年價格收入除以消費價格指數(shù)獲得，人均實際消費是用總消費除以總?cè)丝?，再除以消費價格指數(shù)獲得。圖6來自農(nóng)業(yè)部農(nóng)村定點調(diào)查數(shù)據(jù)庫計算。圖2 我國城鄉(xiāng)人均實際消費變化：1989

8、-2006年圖3 國內(nèi)生產(chǎn)總值中消費比例的變化：1978-2006年圖4 總消費中居民消費與政府消費比例變化：1978-2006年圖5 居民消費中農(nóng)村和城鎮(zhèn)消費所占比例變化：1978-2006年圖6 農(nóng)村居民消費率變化：1986-2001年農(nóng)民收入和消費間的關(guān)系主要體現(xiàn)在兩個方面，一方面，隨著金融扶持、農(nóng)產(chǎn)品商品化和打工機會增多，農(nóng)民平均收入水平顯著提高了，這放寬了當期預(yù)算約束，導(dǎo)致當期消費水平上升。另一方面，收入波動性上升了（宋錚，1999；萬廣華等，2001；孫文凱等，2007），由于更多不確定性在經(jīng)濟中發(fā)揮了越來越顯著的作用，人們的絕對收入水平和相對收入水平都有很大波動。尤其在1992年

9、后，地區(qū)間和不同人群間的年度收入差距穩(wěn)定上升，同時這其中也伴隨著較大的收入流動，這意味著農(nóng)村居民的收入風險可能增大了。由此產(chǎn)生了農(nóng)民消費在宏觀和微觀上的幾個問題：收入風險如何影響農(nóng)民消費？收入風險本身如何測度及變化趨勢如何？其他影響農(nóng)民消費的因素都有哪些，他們的作用如何？尤其是，金融信貸的發(fā)展如何影響消費？它本身具有何種特點？已由部分學者對我國收入不確定性對消費的影響做了研究（孫慧鈞，2004；羅楚亮，2004；王芳，2006），雖然這些研究普遍發(fā)現(xiàn)不確定性對消費有負面影響，但他們使用的數(shù)據(jù)具有局限性，以宏觀數(shù)據(jù)或者小范圍的調(diào)查數(shù)據(jù)為主，時間上以截面數(shù)據(jù)為主，固定觀察點的農(nóng)戶數(shù)據(jù)較少被采用，這

10、樣就不能觀察到變化的趨勢。而這些研究方法上已定性討論為主，沒有對農(nóng)民消費影響因素進行全面系統(tǒng)的微觀研究，這樣也不利于全面發(fā)現(xiàn)問題并尋找解決措施。最新的研究中，樊瀟彥等（2007）利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查的4次截面調(diào)查構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)分析20世紀末期10年我國城鄉(xiāng)居民收入風險對耐用消費品的影響，認為有顯著的負面影響，但這個研究對收入風險的測度是用分組測度，實質(zhì)反映的是不同教育水平、職業(yè)和工作單位對消費的影響，而非實質(zhì)性的收入風險。本文利用農(nóng)業(yè)部固定觀察點調(diào)查的1986-2001年數(shù)據(jù)，分析上文提到的問題，提出新的收入風險測度指標，并衡量其對整體消費的影響。研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)戶的收入風險隨著時間在增大，在早

11、期，較大的收入風險導(dǎo)致較少的消費，但在后來影響則不明顯。農(nóng)戶消費的影響因素中，收入仍是最主要的因素，但其作用在下降，金融的作用日益顯現(xiàn)，并因此使得收入不確定性的負面影響降低。二、 對消費量的研究假設(shè)1992年以前，雖然我國農(nóng)村經(jīng)歷了改革開放后的一系列變化，包括很多全國和地方的經(jīng)濟政策變革，如糧食價格市場化改革，地區(qū)內(nèi)部農(nóng)民外出打工條件限制的放寬等，但農(nóng)民收入仍主要來自農(nóng)業(yè)（孫文凱等，2007），這一時期相對以后有較少的收入增長和波動。1992年在我國是特殊的一年，這一年我國政府首次明確提出市場經(jīng)濟，并且之后跨地區(qū)的農(nóng)民工大批出現(xiàn)。在這之后，農(nóng)民的平均收入增長較快，波動也更加劇烈。一般認為，不確

12、定的收入成分越高，預(yù)防性儲蓄越多，消費將越少（Kimball，1990，等）。本文基于此種觀點提出假設(shè)1和假設(shè)2。假設(shè)1：1992年以后，農(nóng)民的收入風險相對更高。假設(shè)2：收入風險對人均消費有負影響。由于農(nóng)民消費受多種因素影響，其他可能顯著影響消費的因素應(yīng)該被控制。首先，最基本的因素有兩個：收入和財富，如果收入或財富較高，將導(dǎo)致較高的即期消費。基于此，本文提出假設(shè)3。假設(shè)3：人均純收入、人均財富都與農(nóng)戶人均消費正相關(guān)。家庭人口因素可能顯著影響消費， 由于本文的數(shù)據(jù)是家庭數(shù)據(jù)，而家庭消費有規(guī)模效應(yīng)，本文也計算了等價人均消費，即用總消費除以總?cè)丝诘拈_方，回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)除了勞動力的影響相反外，和使用人均

13、消費并無大的區(qū)別，因此本文只列出使用人均消費的結(jié)果。如果總?cè)丝谳^多，那么將更可能有較低人均消費，如果勞動力比例較高，那么人均消費可能會由于預(yù)期的較高收入而較高。假設(shè)4：較高的勞動力比例帶來較高人均消費。假設(shè)5：較大人口總量導(dǎo)致較少的人均消費。此外，本文也考慮戶主特征對家庭人均消費影響，如果戶主是村干部，可能會有較高消費水平，如果戶主受教育程度較高，或者外出打工，可能會因理念超前或預(yù)期收入水平高而消費水平較高，因此本文提出假設(shè)6和假設(shè)7。假設(shè)6：戶主是村干部提升人均消費水平。假設(shè)7：較高的戶主受教育水平和外出務(wù)工都能提升當前家庭人均消費。在應(yīng)對收入波動或收入限制時，金融的發(fā)達程度是一個重要影響因

14、素。如果借貸較為自由，那么消費會較為平穩(wěn)，并且預(yù)算變大會增加消費。本文依此提出假設(shè)8。假設(shè)8：借貸提高人均消費。本文還分析通貨膨脹率的影響，通貨膨脹率改變了人們對當前物價的感覺和未來物價的預(yù)期，對消費的影響可能有兩面性，需要實證檢驗。三、數(shù)據(jù)與方法（一） 數(shù)據(jù)說明本文數(shù)據(jù)來自中央政策研究室和農(nóng)業(yè)部聯(lián)合進行的農(nóng)戶各年定點調(diào)查，這一調(diào)查從1986年開始，包含了各類農(nóng)戶（各種經(jīng)營類型，各種收入水平，干部戶和五保戶等）的各類信息（人口結(jié)構(gòu)，收入，資產(chǎn)，經(jīng)營狀況，借貸等），具有廣泛的代表性。本文的樣本中包括遼寧、山東、湖北、廣東、云南、甘肅六個省1986-2002年的數(shù)據(jù)，其中，1992、1994兩年沒

15、有調(diào)查因而數(shù)據(jù)缺少，本文主要使用連續(xù)的各年數(shù)據(jù)，這些年度包括1986-1991年和1995-2001年。初步處理數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，2002年廣東收入明顯偏高，而甘肅收入明顯偏低，本年數(shù)據(jù)可能存在較大誤差，本文沒有采用。所有受價格影響數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)都進行了價格指數(shù)平減，并刪除收入最高和最低1%樣本，最終得到每年2216個數(shù)據(jù)，這是本文的主要分析對象。由于收集的數(shù)據(jù)是以家庭為單位，本文使用人均純收入作為家庭收入水平的指標。消費包括基本生活消費（衣食住行用和燃料）、文化消費和其他非借貸性支出，在數(shù)據(jù)庫中也給出了總量。 本文也分析了含耐用品的消費和不含耐用品消費的不同，由于耐用品消費較少，單獨分析的結(jié)論和本文中使用

16、總消費的結(jié)論相差不大，而且原始數(shù)據(jù)中對耐用品的定義有一定問題，將一些較小的短期消費都歸入了其中，因此文中沒有列出針對耐用品的結(jié)果。財富定義為家庭擁有的所有資產(chǎn)的貨幣價值，具體內(nèi)容包括現(xiàn)金、存款、對外投資、對外借款和固定資產(chǎn)原值并扣除借入款。從下文表3的描述性統(tǒng)計可以看到，各個變量從均值或比例上看沒有過大或過小的情況，而且很多變量在兩個時期出現(xiàn)了較大變動，這有利于分析影響因素在兩個時期的不同作用，觀察消費量影響因素的結(jié)構(gòu)性變化。（二）方法說明什么能夠反應(yīng)持久收入？在Friedman(1957)開創(chuàng)性的研究中采用了多年收入的移動平均作為持久收入的代表，類似做法的還有Gottschalk and M

17、offitt (1994)，而Khor and Pencavel (2006)直接采用多年收入平均來反應(yīng)持久收入，本文采用的方法類似后者，稍有改造。這也和Blundell and Preston（2005）的方法類似。假設(shè)農(nóng)戶的某年收入完全由持久收入部分和短期收入組成，持久收入反映其能力、年齡等因素帶來的收入，短期收入反映了一些其他的偶發(fā)的不確定性的收入或損失。 （1）i代表家庭，t代表時間，P和T分別代表持久和短期收入，容易理解，持久收入隨時間在變化，進一步假設(shè)持久收入有如下表達式： （2）其中代表多年平均收入，而被假設(shè)服從以下形式： （3）Tt代表時間趨勢，這樣，總收入可以分解成： （4）

18、代表了短期收入，對于某一個確定年份t，持久收入和短期收入的波動可以表達為： （5） （6）這樣，只要預(yù)測了三個參數(shù)a、m0和m1，就可以估計某年度某個農(nóng)戶的持久收入和短期收入并基于此計算他們的波動大小及對比。如果隨著年度變化短期收入波動與持久收入波動對比變大，這也意味著整體而言農(nóng)戶的平均收入波動增大了。四、持久收入與短期收入的變化利用上文描述的方法，本文采用普通最小二乘法對三個參數(shù)進行預(yù)測，得到結(jié)果如表1所示。表1 持久-短期收入模型中的參數(shù)估計am0m186-9100.9783（113.93）0.0062（3.62）95-0164.0961（3.54）0.6174（26.66）0.0673（

19、22.06）注：括號內(nèi)為t值，所有變量都是顯著的，86-91年間常數(shù)項顯著為0。根據(jù)表1所作估計，帶入原始模型的公式（5）與（6）中，可以計算1986-2001年每年持久收入波動和短期收入波動的大小及對比，如表2所示。表2 持久和短期收入波動的計算及對比198619871988198919901991var(incP)314.11316.09318.07320.04322.02324.00var(incT)248.40210.86241.17200.97191.22249.03S(t)1.261.491.311.591.681.30S1(t)0 .280 .230.240 .230 .210.

20、261995199619971998199920002001var(incP)616.73677.38738.02798.67859.31919.96980.60var(incT)600.37650.52666.09676.07655.72715.82793.41S(t)1.021.041.101.181.311.281.23S1(t)0 .610 .560 .530 .510 .500 .500 .52注：S(t)= var(incP)/ var(incT)，incP代表持久收入，incT代表短期收入，S1(t)=mean(|incT/incP|)。由表2可見，相比于1991年以前，1995

21、年以后的短期收入波動相對于持久收入顯著地變大了，這印證了假設(shè)1。這也意味著1995年以后，農(nóng)民收入不確定性相對增加了。五、消費的影響因素已有很多對消費的研究（孫鳳，2001； Wan, 2005，等），但較少有人采用微觀定點數(shù)據(jù)系統(tǒng)地分析農(nóng)民消費行為的影響因素，而消費的反面則是儲蓄，對于消費的分析也有利于理解我國的高儲蓄率。一般地，對于面板數(shù)據(jù)（panel data），首先應(yīng)該假設(shè)最一般的形式是：, , (7)此模型有三種可能的系數(shù)結(jié)構(gòu)：情形1：,情形2：,情形3：,情形3是最一般的形式，包含了前兩種特例情形。由于本文的數(shù)據(jù)兩個時間段各包含幾年的樣本，而每年又有幾千個農(nóng)戶數(shù)據(jù)，因此如果采用情形

22、3，那么結(jié)果會非常多，難以羅列。即使只是根據(jù)標準參考書的過程驗證情形3是否成立，也是非常復(fù)雜的過程。因為我們只想得到平均的結(jié)論，本文大多數(shù)時候直接假設(shè)所有變量系數(shù)在每個時期內(nèi)近似相同，他們的不同體現(xiàn)在截距上（固定效應(yīng)）。針對不同收入階層的細分時，此時的假設(shè)是所有收入階層變量系數(shù)相同。即我們的模型基本采用情形2，在這種情況，我們需要驗證采用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型，通過Hausman檢驗，拒絕隨機效應(yīng)（檢驗的卡方值在1%范圍內(nèi)顯著），本文采用帶工具變量的固定效應(yīng)模型。被解釋變量采用人均實際總消費支出，回歸分析所使用的解釋變量可歸納為五大類：收入變量Inc：包括人均純（總）收入，人均財富，短期

23、收入與持久收入比（收入風險）人口變量Pop：包括總?cè)丝冢瑒趧恿Ρ壤龖糁魈卣鱄ead：包括是否村干部，是否黨員，戶主受教育程度金融變量Fin：當年借貸總額其他變量Other：是否外出打工，地區(qū)年度通貨膨脹率采用以下模型形式：Ave_lexpit = ai + bIncit + dPopit + hHeadit + fFinit+ gOtherit + eit （4-8）其中，i代表農(nóng)戶，t代表時間，為了區(qū)分1992年前后的不同，本文將整個樣本分解為兩部分，即1986-1991年和1995-2001年，基本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計如表3所示。表3 變量的描述性統(tǒng)計及說明19861995均值標準差均值標準差

24、變量類型說明人均消費449.72335.321701.551433.89數(shù)值家庭生活消費/家庭總?cè)丝谌司杖?58.13406.752305.091803.50數(shù)值家庭純收入/總?cè)丝谌司敻?286.921219.875091.046407.49數(shù)值（現(xiàn)金+存款+對外投資+對外借款-借入款+固定資產(chǎn)原值）/總?cè)丝诙唐谑杖氡?0.060.350.040.74數(shù)值短期收入/持久收入總?cè)丝?.061.774.511.62整數(shù)勞動力比率0.550.180.620.20數(shù)值勞動力數(shù)量/家庭常住總?cè)丝谕獬龃蚬?.150.360.190.39啞變量有人外出=1否則=0村干部0.050.230.060.23啞

25、變量是=1否則=0當年借貸額270.25782.99728.753310.53數(shù)值各種借款當年發(fā)生額之和注：每期收入、財富、消費和借貸都折算到時段年初價格。通過簡單對人均消費占人均收入的比重計算，容易看出平均而言農(nóng)民的消費率在后一時期有所下降，而人均財富和收入則明顯上升。由于消費受多種因素影響，因此需要控制多個因素做多元分析。重要的是，信貸額度可能是一個隨機變量而非外生變量，需要采用工具變量解決回歸誤差，本文采用上年末信貸總量作為工具變量，此工具變量滿足與本年信貸總額相關(guān)而與收入和消費不相關(guān)。回歸結(jié)果如表4和表5所示。在對教育程度影響回歸分析時，采用高中及以上教育程度為參考變量。各個影響因素的

26、影響總結(jié)如下：（1）收入風險的影響在第一時期，較高的短期收入與持久收入比顯著地降低人均消費，而且在不同收入層級都得到一致的結(jié)論，尤其是對于低收入者這個負面影響更大。而在第二時期，短期收入比對消費影響不再顯著。這些結(jié)論部分印證了假設(shè)2。短期收入較高意味著收入波動較大，這會增加預(yù)防性儲蓄從而減少消費，但如果金融信貸環(huán)境改善了，農(nóng)民可以較自由借貸或儲蓄以降低收入波動影響，那么這將顯著減少其對消費的影響程度，對金融因素的考察證實了這一點，在第二階段，金融的影響變得顯著而收入波動的影響不再顯著。另外，絕對收入和財富的增長也使得有更大能力應(yīng)付收入風險。表4 人均消費影響因素的估計結(jié)果：1986-1991年

27、總體P值低收入P值高收入P值人均純收入0.530.000.640.000.490.00人均財富0.020.000.040.000.0070.15短期收入比-80.820.00-102.480.00-89.800.00總?cè)丝?12.190.00-6.950.00-16.090.00勞動力比例6.070.69-3.000.802.590.94是否村干部28.770.03-11.920.2956.080.04是否黨員35.360.0025.250.0038.420.04受教育程度文盲-10.840.383.930.68-34.730.29受教育程度小學-1.580.88-2.170.80-2.490

28、.92受教育程度初中-4.330.69-5.070.56-8.000.75年度通脹率0.040.910.320.31-0.300.67是否外出打工5.400.49-7.660.267.010.68借貸額-0.0030.35-0.0030.34-0.0010.89常數(shù)項184.300.0057.360.13311.860.00Adjusted R20.340.170.20注：區(qū)分低收入群體和高收入群體的分界線是全部收入的均值。（2）收入和財富的影響觀察兩個時期的系數(shù)，收入對消費的影響都顯著為正，但在第二時期其影響程度要小得多?？傮w上，財富對消費的影響為顯著的正，在第一時期與第二時期的差異不大。這

29、些結(jié)果，一方面印證了假設(shè)3，另一方面反映了農(nóng)民的消費越來越少的受限于當前收入狀況。（3）人口因素的影響在兩個時期，家庭總?cè)丝谠蕉?，人均消費越少，尤其在第二時期，其負面影響更大。這印證了假設(shè)5，也反映了較多的人口始終是困擾農(nóng)村居民福利水平提升的重要障礙，在收入增幅不大的情況下，這個因素格外顯著。而勞動力比例并不能顯著提升人均消費，假設(shè)4不被支持。 數(shù)據(jù)庫中對勞動力的定義是男性18到50歲，女性18到45歲，這可能與農(nóng)村實際不符，也導(dǎo)致估計結(jié)果可能不反映實際情況，刪掉勞動力比例影響這一因素并不影響其他解釋變量的回歸結(jié)論。（4）戶主特征因素的影響在第一時期，總體上，戶主是村干部和黨員都顯著提升了消費

30、水平，對高收入者比較明顯，在第二時期這個因素影響不大，這部分印證了假設(shè)6。在第一時期，受教育程度對消費并無明顯影響，而在第二時期，教育程度與人均消費水平呈現(xiàn)一個U型的關(guān)系。（5）金融因素影響可借貸資金在第二時期顯著提高了消費水平，而在第一時期不明顯，這比較符合預(yù)期，在第一時期，由于農(nóng)民普遍收入低，并且從正規(guī)金融機構(gòu)借貸困難，農(nóng)村可借貸資金很少，其作用也必然有限。在第二階段則有所好轉(zhuǎn)，并且低收入者的借貸消費彈性更大?？梢姡鹑诩s束正在減小，其作用也在逐步發(fā)揮，尤其是，它有效地抵制了收入風險的影響。表5 人均消費影響因素的估計結(jié)果：1995-2001年總體P值低收入P值高收入P值人均純收入0.36

31、0.000.400.000.290.00人均財富0.020.000.050.000.0020.64短期收入比26.370.182.190.8929.720.59總?cè)丝?61.250.00-66.160.00-141.230.00勞動力比例-90.950.13-49.560.5396.510.63是否村干部91.010.1119.120.80-177.820.43是否黨員-40.110.3057.680.31126.740.48受教育程度文盲-62.330.343.580.9782.100.80受教育程度小學-77.050.1024.790.72-493.520.02受教育程度初中-121.20

32、0.01-121.930.08-642.910.00年度通脹率2.360.116.880.00-10.390.01是否外出打工-53.420.0912.700.72-18.320.86信貸額0.380.000.470.000.400.00常數(shù)項822.540.00301.790.083299.860.00Adjusted R20.340.210.19（6）其他因素的影響在兩個時期，外出打工并沒有提高消費水平，但這和消費的定義有關(guān)，由于調(diào)查數(shù)據(jù)中的消費只統(tǒng)計家庭在當?shù)氐南M，外出務(wù)工人員的消費未列入其中，以總?cè)丝跍p去外出務(wù)工人口后，發(fā)現(xiàn)新的外出務(wù)工顯著提高了本地消費，并且第二階段更高。當然，對外

33、出務(wù)工這一因素的影響大小很難確認，因為不知道外出務(wù)工的具體時間，可以想象的是，由于外出務(wù)工提高了家庭純收入，可以提高留在當?shù)厝说南M水平。通貨膨脹在第一時期是不顯著的影響，而在第二時期則有分化，對于低收入者，它促進了消費，對于高收入者，通脹顯著降低了消費。我們可以理解，1993年的全國性通脹使得在之后農(nóng)民特別是低收入者在通脹時對生活必需品的采購更加積極。六、計量結(jié)果的意義分析計量分析的結(jié)果展示了農(nóng)村消費的變化過程。在改革開放后的較早時期，由于市場欠發(fā)達、信貸不充分，農(nóng)民消費受到的影響因素主要為即期收入水平，而且由于防范風險的手段欠缺，收入波動將導(dǎo)致更多預(yù)防性儲蓄從而減少消費。到了后期，這種狀況

34、改善了許多，雖然農(nóng)民收入不確定性增大了，但應(yīng)對措施也更多了。整體上，絕對收入的增長和信貸額度的可獲得性提高，都使得收入波動的影響并不如之前的大。在收入水平提高有限的情況下，人口的增加更顯著地減少了消費。這些都是有現(xiàn)實意義的結(jié)論。根據(jù)上文計量分析得到的顯著因素，可以寫出兩個時期的消費方程。根據(jù)每期的消費方程，可以計算各因素在對應(yīng)時期的變化導(dǎo)致人均消費額的變化，其中主要影響因素的影響方向及比例列在表6中。表6 影響消費總量的各因素貢獻比例估算 單位：%收入財富人口風險身份教育務(wù)工借貸第一時期影響方向+-絕對比重77.369.806.205.680.96第二時期影響方向+-絕對比重42.8522.9

35、37.891.580.6424.10根據(jù)表6的計算可見，隨著時間推移，不只是消費的影響因素發(fā)生了變動（上節(jié)的結(jié)論），而且在影響消費增量的構(gòu)成比例上也發(fā)生了很大變化。具體地說，純收入影響消費總量變動的比例顯著下降了，而財富和信貸量對消費變動的影響顯著提高。需要注意的是，信貸量的影響方向為負，即在1995-2001年這段時間，雖然借貸能夠促進消費，其彈性甚至超過純收入的影響，但由于借貸額度下降了，對農(nóng)戶消費增長的影響是負面的。這是第二時期消費增量整體不大的重要原因。2002年以后至今，農(nóng)村金融狀況持續(xù)好轉(zhuǎn)，尤其是小額貸款的推行在農(nóng)村中起到了很好的效果，有理由相信，本文對1995-2001年的影響因

36、素分析適用于之后的階段，并且由于農(nóng)村金融狀況在好轉(zhuǎn)，信貸在農(nóng)村居民消費中的貢獻應(yīng)該越來越大。即便如此，農(nóng)村中的金融約束仍然可能是顯著的。已有金融統(tǒng)計年鑒等資料統(tǒng)計了信用社等金融機構(gòu)在農(nóng)業(yè)中貸款余額，這些統(tǒng)計沒有對民間借貸的觀察，是很不全面的。民間借貸的額度，可以一定程度上反映正規(guī)金融信貸約束的程度。根據(jù)農(nóng)村定點調(diào)查數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計，農(nóng)民的借貸來源主要包括五個主體：銀行，信用社，合作基金，私人和其他。如表7所示，銀行和信用社的作用先減小后增大，但私人借貸始終占據(jù)一個顯著的比例，作用不容忽視。根據(jù)一些調(diào)查（如匯豐銀行調(diào)查報告，2007；朱喜，2006）發(fā)現(xiàn)，民間借貸的利息普遍非常高。在此條件下，民間借貸

37、額度在2006年仍高達58.75%（合作基金、私人與其他之和），這個狀況意味著正規(guī)金融目前仍難以覆蓋大部分需求。從收入層次看，低收入者2006年總借貸額有66.01%來自民間借貸，高于高收入群體54.42%的比例，低收入群體相對更受正規(guī)金融約束。表7 借貸總額的不同來源19861991199520012006銀行58.87%15.39%13.47%18.06%19.07%信用社22.19%合作基金41.13%84.61%4.96%0.51%56.55%私人80.02%81.01%其他1.54%0.42%2.20%表8統(tǒng)計了農(nóng)戶發(fā)生借貸行為時選擇對象的頻率。雖然近期信用社的覆蓋面已經(jīng)很廣，但由于

38、金額較小，民間金融仍然是最重要的、分布最廣的借貸來源。對收入層次進行劃分統(tǒng)計，私人借貸在貧富群體間差異并不明顯，但信用社的借款在高收入群體中更普遍，這主要是由于信用社無法分辨風險，且缺乏溝通和執(zhí)行力（匯豐調(diào)查2007）。私人借貸的一個好處，在于形式靈活、手續(xù)簡便，并且能夠掌握足夠的信息減少道德風險，其功能仍是目前正規(guī)金融難以替代的，但這些也都意味著正規(guī)金融機構(gòu)還可能有更大發(fā)揮作用的空間。表8 發(fā)生借貸行為家庭的不同借貸對象19861991199520012006銀行95.09%24.49%25.00%26.49%5.67%信用社31.30%合作基金90.85%77.16%5.91%0.54%6

39、4.83%私人82.26%83.78%其他5.38%1.08%3.09%七、總結(jié)由于消費直接反映著福利水平，對他的分析比對收入分析更有意義。收入風險往往導(dǎo)致農(nóng)民有更多儲蓄和更少消費，本文通過分解我國農(nóng)戶家庭收入發(fā)現(xiàn)收入風險隨時間在增加，但其對消費的負面影響卻減少了，這得益于信貸在農(nóng)村的發(fā)展、農(nóng)戶收入增加以及市場越來越發(fā)達，農(nóng)民自身的固定資產(chǎn)等財富可以作為抵御收入風險的手段。這樣，即期人均收入對消費的影響比以前小了。通過總量的差分分析也可以看到，農(nóng)民人均消費的增長前期主要依賴收入和財富增加以及人口的減少，后期除了這些因素之外，借貸也在起顯著作用。對農(nóng)村信貸分布和力度的基本統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，正規(guī)金融的信貸規(guī)模雖然顯著提高但民間融資無論從量上還是分布比例上都仍占主體，這反映了正規(guī)金融的信貸約束仍然廣泛存在