流動性約束、不確定性與農(nóng)村居民家庭消費(fèi)——基于我國四大經(jīng)濟(jì)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)

鄭　震，羅述權(quán)

(1.湖南財政經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖南長沙 410205；2.湖南信息職業(yè)技術(shù)學(xué)院，湖南長沙 410200)

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流動性約束、不確定性與農(nóng)村居民家庭消費(fèi)
——基于我國四大經(jīng)濟(jì)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)

鄭震1，羅述權(quán)2

(1.湖南財政經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖南長沙 410205；2.湖南信息職業(yè)技術(shù)學(xué)院，湖南長沙 410200)

[摘要]流動性約束與不確定性相互交織的作用對我國四大經(jīng)濟(jì)地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響并不完全一致，東部農(nóng)村居民家庭受流動性約束影響最大；西部受不確定性影響最大，而在個人信貸消費(fèi)方面并未通過顯著性檢驗；中部與東北受流動性約束與不確定性影響相差不大。因此，我們應(yīng)切實優(yōu)化農(nóng)村居民家庭收入結(jié)構(gòu)，提高其收入水平；深化農(nóng)村金融市場改革與創(chuàng)新；各級政府應(yīng)制定有效且符合各農(nóng)村特色的農(nóng)村居民消費(fèi)政策或措施。

[關(guān)鍵詞]流動性約束；不確定性；農(nóng)村居民家庭；家庭消費(fèi)

1研究背景

由2012年我國統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)顯示，我國農(nóng)村還有近7億人口，大概有近2億個家庭，占我國家庭總量一半以上。然而，自20世紀(jì)90年代以來，我國農(nóng)村居民家庭消費(fèi)總額與城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)總額比一直保持在1∶3左右；我國農(nóng)村居民家庭消費(fèi)率從1994年基本呈下降趨勢，這與我國農(nóng)村居民收入水平的不斷提高顯然是不協(xié)調(diào)的。因此，挖掘和激活農(nóng)村消費(fèi)市場，是我國當(dāng)前擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)消費(fèi)、實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展的迫切要求。

凱恩斯(1936)指出，居民當(dāng)期的可支配收入決定了當(dāng)期消費(fèi)支出，且消費(fèi)增加幅度不如收入增加幅度大。Hall指出，如果利率保持不變，消費(fèi)的變化是不可預(yù)測的，收入的變化不能夠預(yù)測消費(fèi)的變化。Campbell 和Mankiw(1989)為協(xié)調(diào)凱恩斯消費(fèi)模型與生命周期消費(fèi)模型之間的矛盾，將消費(fèi)函數(shù)變形為ΔlnC=λΔlnY+ε，其中的λ值測度了受到流動性約束的消費(fèi)者收入占總收入的比重，λ值越大，說明了更多消費(fèi)者受到了流動性約束的影響。這種模型在很大程度上解釋了居民消費(fèi)對收入的“過度敏感”，但該模型認(rèn)為“過度敏感”的唯一原因是流動性約束，然而，這并不符合我國現(xiàn)實的消費(fèi)環(huán)境。

在我國，有的學(xué)者從流動性約束視角研究了我國居民消費(fèi)問題，如葉海云[1]，裴春霞和孫世重[2]，他們的一般結(jié)論是流動性約束是抑制我國居民消費(fèi)的重要因素之一。有的學(xué)者從不確定性視角探析了居民消費(fèi)行為，如杭斌和申春蘭[3]，其基本結(jié)論為不確定性對居民消費(fèi)行為具有顯著的負(fù)影響。有學(xué)者從流動性約束和不確定性兩個角度綜合分析了居民消費(fèi)行為，如萬廣華等[4]，申樸和劉康兵[5]，他們認(rèn)為流動性約束和不確定性的相互作用對消費(fèi)有顯著的負(fù)效用。還有學(xué)者從制約我國農(nóng)村居民消費(fèi)的因素方面進(jìn)行了分析，如王為農(nóng)和楊帆[6]，胡若癡[7]。綜觀相關(guān)文獻(xiàn)，國內(nèi)外很多學(xué)者為研究我國居民消費(fèi)問題做出了較大貢獻(xiàn)，但目前較少有學(xué)者從流動性約束和不確定性的相互作用檢驗對我國四大經(jīng)濟(jì)地區(qū)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的效用。因此，筆者試圖利用我國四大經(jīng)濟(jì)地區(qū)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的面板數(shù)據(jù)檢驗流動性約束和不確定性的相互作用。

2流動性約束理論、不確定性理論與農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的關(guān)系

流動性約束主要指居民個人或家庭沒有能力以自身的收入作為擔(dān)保從金融機(jī)構(gòu)、非金融機(jī)構(gòu)或個人取得貸款以滿足當(dāng)期消費(fèi)時的一種狀態(tài)。金曉彤和楊曉東[8]將流動性約束分為3種，即期的流動性約束、遠(yuǎn)期的流動性約束和理念上的流動性約束。

奈特(Knight.Frank，1921)將不確定性定義為人們無法預(yù)料和難以測度的變化。在此，筆者假定存在一種可以度量的不確定性，并將不確定性界定為：消費(fèi)者基于自然環(huán)境、人自身的有限理性和有限認(rèn)知能力等不完全信息影響的無法準(zhǔn)確預(yù)測的變化。

我國農(nóng)村居民家庭在收入與支出方面都存在較突出的不確定性。就收入而言，在我國強(qiáng)化以工哺農(nóng)、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的過程中，農(nóng)村居民家庭經(jīng)營收入所占比重基本呈下降趨勢，而工資性收入所占比重則逐年提高，但具有一定的波動性，而且，農(nóng)村居民收入構(gòu)成中的不確定性因素逐步增多，于是農(nóng)村居民對收入不確定性心理預(yù)期也隨之?dāng)U大。就支出而言，我國農(nóng)村居民消費(fèi)主要包括衣食住行的日?；鹃_支和教育、醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險等具有一定投資性質(zhì)的較高層次消費(fèi)支出。我國市場化的不完善和政府相關(guān)政策的不健全增加了農(nóng)村居民支出的不確定性，尤其表現(xiàn)在較高層次的教育、醫(yī)療與養(yǎng)老消費(fèi)方面。

3基于流動性約束、不確定性的農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的實證分析

3.1模型的構(gòu)建與數(shù)據(jù)處理

由前文分析可知，流動性約束無力完全解釋消費(fèi)者的消費(fèi)“過度敏感性”問題。社會經(jīng)濟(jì)生活中存在的諸多不確定性因素，導(dǎo)致了消費(fèi)者預(yù)防性儲蓄動機(jī)的形成，進(jìn)而降低當(dāng)期消費(fèi)水平。此外，預(yù)期流動性約束因素雖與消費(fèi)者當(dāng)期收入無關(guān)，但可能引起當(dāng)期消費(fèi)的變化。因此，本文構(gòu)建如下計量模型：

ΔlnCit=βi0+βi1ΔlnYit+βi2UNit+βi3LDit+εit.

(1)

其中，Δ表示差分；βi(i=0，1，2，3)是待估參數(shù)；i，t分別表示我國東部、中部、西部及東北四大經(jīng)濟(jì)地區(qū)農(nóng)村居民家庭①(i=1,2,3,4)和實證檢驗時期(1997至2011年)②；C、Y分別表示農(nóng)村居民家庭人均實際消費(fèi)支出和人均實際純收入，兩者都是剔除了消費(fèi)價格指數(shù)之后的實際數(shù)據(jù)，且以1997年的消費(fèi)價格指數(shù)為基期；此外，2004年以前中國統(tǒng)計年鑒沒有分四大經(jīng)濟(jì)地區(qū)農(nóng)村居民家庭基本情況的數(shù)據(jù)，故1997至2004年四大經(jīng)濟(jì)地區(qū)的人均生活消費(fèi)支出與人均純收入是利用2005至2011年實際數(shù)據(jù)并借助回歸分析估算得到；UN表示不確定性變量，選取農(nóng)村居民家庭人均純收入的方差作為不確定性的參考變量；LD表示預(yù)期流動性約束變量，在此借用余仁成的做法[9]，引入一個虛擬變量Dit代表預(yù)期流動性約束參考變量。

3.2基于流動性約束、不確定性的農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的實證檢驗

首先，在(1)式中引入虛擬變量Dit，考慮預(yù)期流動性約束的影響，則檢驗方程為：

ΔlnCi(t-1)=βi0+(βi1+βi2Dit)ΔlnYi(t-1)+βi3UNit+εit.

(2)

其中，βi2表示個人消費(fèi)信貸對流動性約束的影響；βi3表示不確定性對居民消費(fèi)變動所產(chǎn)生的作用；其它變量的含義同上。

其次，對(2)式中各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，目前面板數(shù)據(jù)單位根檢驗方法較多，本文選擇較常用的ADF檢驗法，利用Eviews 6.0軟件工具，得到如表1所示的檢驗結(jié)果。

表1　各變量的ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

注：括號內(nèi)為各變量系數(shù)的t統(tǒng)計量，“*”、“**”分別在10%、5%的顯著水平上顯著。

由表1的檢驗結(jié)果顯示，模型中3個變量ΔlnCt、ΔlnYt和UNt均是平穩(wěn)的，即都是一階單整序列。這說明可用該模型估計個人消費(fèi)信貸對農(nóng)村居民家庭消費(fèi)變動的影響。

考慮到我國四大經(jīng)濟(jì)地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)和收入水平有著較大的地域差異，本文利用Eviews 6.0軟件工具，采用兩階段最小二乘法(2OLS)對模型(2)進(jìn)行研究。面板數(shù)據(jù)模型一般包括變截距模型、變系數(shù)模型，于是，模型(2)可寫成兩種模型，即

ΔlnCi(t-1)=βi+(β1+β2D)ΔlnYi(t-1)+β3UNit+εit.

(3)

ΔlnCi(t-1)=β0+(βi1+βi2Dit)ΔlnYi(t-1)+βi3UNit+εit.

(4)

(3)式稱為變截距模型，(4)式稱為變系數(shù)模型，兩種模型的選擇可用F檢驗法確定。全國與東部地區(qū)模型設(shè)定的F值如表2所示。從表2中的F值可判斷采用變截距模型進(jìn)行檢驗更適合些。同理，可推算出中部、西部與東北地區(qū)的F值，也得到同樣的結(jié)論。

表2　模型設(shè)定的F值

注：F臨界值是5%的檢驗水平；因篇幅有限，在此只列出了全國和東部地區(qū)的F值。

根據(jù)參數(shù)是確定或是隨機(jī)的，面板數(shù)據(jù)模型可進(jìn)一步分為固定影響模型和隨機(jī)影響模型兩類，并可通過Hausman檢驗法識別是固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)，檢驗結(jié)果如表3所示。筆者認(rèn)為，全國與四大經(jīng)濟(jì)地區(qū)采用隨機(jī)效應(yīng)模型更適合些。

表3　Hausman 檢驗結(jié)果

最后，根據(jù)確定的方法進(jìn)行估計，可得到如表4的回歸分析結(jié)果。

表4　全國、東、中、西、東北地區(qū)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)實證分析結(jié)果

注：表中“**”、“*”分別表示在5%、10%的檢驗水平下顯著。

表4中沒引入虛擬變量模型檢驗結(jié)果表明，顯著影響農(nóng)村居民家庭消費(fèi)水平的主要原因是其收入水平，東部與東北地區(qū)的收入影響系數(shù)大于全國水平，原因可能是這兩個地區(qū)的農(nóng)村居民與城市居民的消費(fèi)有著更多的效仿作用；不確定性對農(nóng)村居民家庭消費(fèi)影響不如收入水平的影響明顯，受不確定性影響由大至小依次是東部、東北、中部、西部地區(qū)，這可能是各地區(qū)的市場化進(jìn)程所致，一般而言，市場化程度與收入不確定性呈正向關(guān)系。由引入虛擬變量的模型檢驗結(jié)果表明，對農(nóng)村居民家庭消費(fèi)水平影響因素主要仍是居民收入水平，其次才是不確定性約束和個人信貸約束；而且個人消費(fèi)信貸在一定程度上能緩解農(nóng)村居民家庭所面臨的流動性約束。就地區(qū)比較看，東部地區(qū)農(nóng)村居民家庭收入影響系數(shù)大于全國平均水平，其它3個地區(qū)都低于全國平均水平，且系數(shù)由大至小依次為中部、東北、西部地區(qū)。在預(yù)期的流動性約束方面，影響系數(shù)由大至小依次為東部、東北、中部、西部地區(qū)，且西部低于全國影響系數(shù)。在不確定性約束方面，影響系數(shù)由大至小則依次為西部、東部、中部、東北地區(qū)，且東北低于全國影響系數(shù)。究其緣由，主要表現(xiàn)在如下幾方面：一是農(nóng)村居民家庭收入主要由家庭經(jīng)營性收入和工資性收入構(gòu)成，而這兩類收入受自然災(zāi)害的不確定性(如西部)和市場的不確定性較大(如東部)；二是農(nóng)村居民家庭預(yù)期流動性約束增加，則會導(dǎo)致其未來持久性收入和支出不確定性增加，進(jìn)而削弱其消費(fèi)傾向，降低其消費(fèi)水平；三是在中西部地區(qū)的農(nóng)村居民家庭，這種“信貸消費(fèi)”理念并未形成，故導(dǎo)致個人信貸能力對其消費(fèi)狀況影響不大。

4結(jié)語

本文實證分析檢驗結(jié)果表明，我國四大經(jīng)濟(jì)地區(qū)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)行為都受到了其流動性約束及不確定性的相互交織作用的影響，個人消費(fèi)信貸在一定程度上能緩解農(nóng)村居民家庭消費(fèi)面臨的流動性約束及不確定性。但二者引起的效用在四大經(jīng)濟(jì)地區(qū)并不完全一致，東部農(nóng)村居民家庭受流動性約束影響最大，而不確定性則次于西部；西部受不確定性影響最大，而在個人信貸消費(fèi)方面并未通過顯著性檢驗；中部與東北受流動性約束與不確定性影響相差不大。

因此，筆者認(rèn)為，提高農(nóng)村居民對流動性約束和不確定性的抗干擾力，提高農(nóng)村居民家庭消費(fèi)水平并改善消費(fèi)結(jié)構(gòu)，首要任務(wù)是切實提高其家庭經(jīng)營收入和工資性收入，但在其轉(zhuǎn)移性收入和財產(chǎn)性收入方面，政府在相關(guān)政策和相應(yīng)舉措方面應(yīng)視具體區(qū)域情況區(qū)別對待，幫助農(nóng)村居民家庭改善收入結(jié)構(gòu)；其次要加快農(nóng)村金融信貸創(chuàng)新的步伐，加強(qiáng)對農(nóng)村居民信貸消費(fèi)的宣傳指導(dǎo)；最后要建立健全農(nóng)村消費(fèi)市場與消費(fèi)環(huán)境。

[注釋]

①本文按照《中國統(tǒng)計年鑒》的做法將全國31省份分為東、中、西、東北四個地理區(qū)域，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南。中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆；東北地區(qū)包括遼寧、吉林、黑龍江。

②之所以選擇1997至2011年，基于重慶市是1997年從四川省劃出的考慮。

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[作者簡介]鄭震(1975- )，女，副教授，博士，從事農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究。

[收稿日期]2015-09-10

[中圖分類號]F124

[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A

[文章編號]2095-7602(2016)02-0186-04