我国农民消费行为的影响因素Word文档下载推荐.docx

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1986-2001年

农民收入和消费间的关系主要体现在两个方面，一方面，随着金融扶持、农产品商品化和打工机会增多，农民平均收入水平显著提高了，这放宽了当期预算约束，导致当期消费水平上升。

另一方面，收入波动性上升了（宋铮，1999；

万广华等，2001；

孙文凯等，2007），由于更多不确定性在经济中发挥了越来越显著的作用，人们的绝对收入水平和相对收入水平都有很大波动。

尤其在1992年后，地区间和不同人群间的年度收入差距稳定上升，同时这其中也伴随着较大的收入流动，这意味着农村居民的收入风险可能增大了。

由此产生了农民消费在宏观和微观上的几个问题：

收入风险如何影响农民消费？

收入风险本身如何测度及变化趋势如何？

其他影响农民消费的因素都有哪些，他们的作用如何？

尤其是，金融信贷的发展如何影响消费？

它本身具有何种特点？

已由部分学者对我国收入不确定性对消费的影响做了研究（孙慧钧，2004；

罗楚亮，2004；

王芳，2006），虽然这些研究普遍发现不确定性对消费有负面影响，但他们使用的数据具有局限性，以宏观数据或者小范围的调查数据为主，时间上以截面数据为主，固定观察点的农户数据较少被采用，这样就不能观察到变化的趋势。

而这些研究方法上已定性讨论为主，没有对农民消费影响因素进行全面系统的微观研究，这样也不利于全面发现问题并寻找解决措施。

最新的研究中，樊潇彦等（2007）利用中国健康与营养调查的4次截面调查构成的面板数据分析20世纪末期10年我国城乡居民收入风险对耐用消费品的影响，认为有显著的负面影响，但这个研究对收入风险的测度是用分组测度，实质反映的是不同教育水平、职业和工作单位对消费的影响，而非实质性的收入风险。

本文利用农业部固定观察点调查的1986-2001年数据，分析上文提到的问题，提出新的收入风险测度指标，并衡量其对整体消费的影响。

研究发现：

农户的收入风险随着时间在增大，在早期，较大的收入风险导致较少的消费，但在后来影响则不明显。

农户消费的影响因素中，收入仍是最主要的因素，但其作用在下降，金融的作用日益显现，并因此使得收入不确定性的负面影响降低。

二、对消费量的研究假设

1992年以前，虽然我国农村经历了改革开放后的一系列变化，包括很多全国和地方的经济政策变革，如粮食价格市场化改革，地区内部农民外出打工条件限制的放宽等，但农民收入仍主要来自农业（孙文凯等，2007），这一时期相对以后有较少的收入增长和波动。

1992年在我国是特殊的一年，这一年我国政府首次明确提出市场经济，并且之后跨地区的农民工大批出现。

在这之后，农民的平均收入增长较快，波动也更加剧烈。

一般认为，不确定的收入成分越高，预防性储蓄越多，消费将越少（Kimball，1990，等）。

本文基于此种观点提出假设1和假设2。

假设1：

1992年以后，农民的收入风险相对更高。

假设2：

收入风险对人均消费有负影响。

由于农民消费受多种因素影响，其他可能显著影响消费的因素应该被控制。

首先，最基本的因素有两个：

收入和财富，如果收入或财富较高，将导致较高的即期消费。

基于此，本文提出假设3。

假设3：

人均纯收入、人均财富都与农户人均消费正相关。

家庭人口因素可能显著影响消费，如果总人口较多，那么将更可能有较低人均消费，如果劳动力比例较高，那么人均消费可能会由于预期的较高收入而较高。

假设4：

较高的劳动力比例带来较高人均消费。

假设5：

较大人口总量导致较少的人均消费。

此外，本文也考虑户主特征对家庭人均消费影响，如果户主是村干部，可能会有较高消费水平，如果户主受教育程度较高，或者外出打工，可能会因理念超前或预期收入水平高而消费水平较高，因此本文提出假设6和假设7。

假设6：

户主是村干部提升人均消费水平。

假设7：

较高的户主受教育水平和外出务工都能提升当前家庭人均消费。

在应对收入波动或收入限制时，金融的发达程度是一个重要影响因素。

如果借贷较为自由，那么消费会较为平稳，并且预算变大会增加消费。

本文依此提出假设8。

假设8：

借贷提高人均消费。

本文还分析通货膨胀率的影响，通货膨胀率改变了人们对当前物价的感觉和未来物价的预期，对消费的影响可能有两面性，需要实证检验。

三、数据与方法

（一）数据说明

本文数据来自中央政策研究室和农业部联合进行的农户各年定点调查，这一调查从1986年开始，包含了各类农户（各种经营类型，各种收入水平，干部户和五保户等）的各类信息（人口结构，收入，资产，经营状况，借贷等），具有广泛的代表性。

本文的样本中包括辽宁、山东、湖北、广东、云南、甘肃六个省1986-2002年的数据，其中，1992、1994两年没有调查因而数据缺少，本文主要使用连续的各年数据，这些年度包括1986-1991年和1995-2001年。

初步处理数据发现，2002年广东收入明显偏高，而甘肃收入明显偏低，本年数据可能存在较大误差，本文没有采用。

所有受价格影响数据数据都进行了价格指数平减，并删除收入最高和最低1%样本，最终得到每年2216个数据，这是本文的主要分析对象。

由于收集的数据是以家庭为单位，本文使用人均纯收入作为家庭收入水平的指标。

消费包括基本生活消费（衣食住行用和燃料）、文化消费和其他非借贷性支出，在数据库中也给出了总量。

财富定义为家庭拥有的所有资产的货币价值，具体内容包括现金、存款、对外投资、对外借款和固定资产原值并扣除借入款。

从下文表3的描述性统计可以看到，各个变量从均值或比例上看没有过大或过小的情况，而且很多变量在两个时期出现了较大变动，这有利于分析影响因素在两个时期的不同作用，观察消费量影响因素的结构性变化。

（二）方法说明

什么能够反应持久收入？

在Friedman（1957）开创性的研究中采用了多年收入的移动平均作为持久收入的代表，类似做法的还有GottschalkandMoffitt（1994），而KhorandPencavel（2006）直接采用多年收入平均来反应持久收入，本文采用的方法类似后者，稍有改造。

这也和BlundellandPreston（2005）的方法类似。

假设农户的某年收入完全由持久收入部分和短期收入组成，持久收入反映其能力、年龄等因素带来的收入，短期收入反映了一些其他的偶发的不确定性的收入或损失。

（1）

i代表家庭，t代表时间，P和T分别代表持久和短期收入，容易理解，持久收入随时间在变化，进一步假设持久收入有如下表达式：

（2）

其中

代表多年平均收入，而

被假设服从以下形式：

（3）

Tt代表时间趋势，这样，总收入可以分解成：

（4）

代表了短期收入，对于某一个确定年份t，持久收入和短期收入的波动可以表达为：

（5）

（6）

这样，只要预测了三个参数α、μ0和μ1，就可以估计某年度某个农户的持久收入和短期收入并基于此计算他们的波动大小及对比。

如果随着年度变化短期收入波动与持久收入波动对比变大，这也意味着整体而言农户的平均收入波动增大了。

四、持久收入与短期收入的变化

利用上文描述的方法，本文采用普通最小二乘法对三个参数进行预测，得到结果如表1所示。

表1持久-短期收入模型中的参数估计

α

μ0

μ1

86-91

0.9783

（113.93）

0.0062

（3.62）

95-01

64.0961

（3.54）

0.6174

（26.66）

0.0673

（22.06）

注：

括号内为t值，所有变量都是显著的，86-91年间常数项显著为0。

根据表1所作估计，带入原始模型的公式（5）与（6）中，可以计算1986-2001年每年持久收入波动和短期收入波动的大小及对比，如表2所示。

表2持久和短期收入波动的计算及对比

1986

1987

1988

1989

1990

1991

var（incP）

314.11

316.09

318.07

320.04

322.02

324.00

var（incT）

248.40

210.86

241.17

200.97

191.22

249.03

S（t）

1.26

1.49

1.31

1.59

1.68

1.30

S1（t）

0.28

0.23

0.24

0.21

0.26

1995

1996

1997

1998

1999

2000

2001

616.73

677.38

738.02

798.67

859.31

919.96

980.60

600.37

650.52

666.09

676.07

655.72

715.82

793.41

1.02

1.04

1.10

1.18

1.28

1.23

0.61

0.56

0.53

0.51

0.50

0.52

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可见，相比于1991年以前，1995年以后的短期收入波动相对于持久收入显著地变大了，这印证了假设1。

这也意味着1995年以后，农民收入不确定性相对增加了。

五、消费的影响因素

已有很多对消费的研究（孙凤，2001；

Wan,2005，等），但较少有人采用微观定点数据系统地分析农民消费行为的影响因素，而消费的反面则是储蓄，对于消费的分析也有利于理解我国的高储蓄率。

一般地，对于面板数据（paneldata），首先应该假设最一般的形式是：

（7）

此模型有三种可能的系数结构：

情形1：

情形2：

情形3：

情形3是最一般的形式，包含了前两种特例情形。

由于本文的数据两个时间段各包含几年的样本，而每年又有几千个农户数据，因此如果采用情形3，那么结果会非常多，难以罗列。

即使只是根据标准参考书的过程验证情形3是否成立，也是非常复杂的过程。

因为我们只想得到平均的结论，本文大多数时候直接假设所有变量系数在每个时期内近似相同，他们的不同体现在截距上（固定效应）。

针对不同收入阶层的细分时，此时的假设是所有收入阶层变量系数相同。

即我们的模型基本采用情形2，在这种情况，我们需要验证采用固定效应模型还是随机效应模型，通过Hausman检验，拒绝随机效应（检验的卡方值在1%范围内显著），本文采用带工具变量的固定效应模型。

被解释变量采用人均实际总消费支出，回归分析所使用的解释变量可归纳为五大类：

收入变量Inc：

包括人均纯（总）收入，人均财富，短期收入与持久收入比（收入风险）

人口变量Pop：

包括总人口，劳动力比例

户主特征Head：

包括是否村干部，是否党员，户主受教育程度

金融变量Fin：

当年借贷总额

其他变量Other：

是否外出打工，地区年度通货膨胀率

采用以下模型形式：

Ave_lexpit=αi+βIncit+δPopit+ηHeadit+φFinit+γOtherit+εit（4-8）

其中，i代表农户，t代表时间，为了区分1992年前后的不同，本文将整个样本分解为两部分，即1986-1991年和1995-2001年，基本数据的描述性统计如表3所示。

表3变量的描述性统计及说明

均值

标准差

变量类型

说明

人均消费

449.72

335.32

1701.55

1433.89

数值

家庭生活消费/家庭总人口

人均收入

558.13

406.75

2305.09

1803.50

家庭纯收入/总人口

人均财富

1286.92

1219.87

5091.04

6407.49

（现金+存款+对外投资+对外借款-借入款+固定资产原值）/总人口

短期收入比

-0.06

0.35

0.04

0.74

短期收入/持久收入

总人口

5.06

1.77

4.51

1.62

整数

劳动力比率

0.55

0.18

0.62

0.20

劳动力数量/家庭常住总人口

外出打工

0.15

0.36

0.19

0.39

哑变量

有人外出=1否则=0

村干部

0.05

0.23

0.06

是=1否则=0

当年借贷额

270.25

782.99

728.75

3310.53

各种借款当年发生额之和

每期收入、财富、消费和借贷都折算到时段年初价格。

通过简单对人均消费占人均收入的比重计算，容易看出平均而言农民的消费率在后一时期有所下降，而人均财富和收入则明显上升。

由于消费受多种因素影响，因此需要控制多个因素做多元分析。

重要的是，信贷额度可能是一个随机变量而非外生变量，需要采用工具变量解决回归误差，本文采用上年末信贷总量作为工具变量，此工具变量满足与本年信贷总额相关而与收入和消费不相关。

回归结果如表4和表5所示。

在对教育程度影响回归分析时，采用高中及以上教育程度为参考变量。

各个影响因素的影响总结如下：

（1）收入风险的影响

在第一时期，较高的短期收入与持久收入比显著地降低人均消费，而且在不同收入层级都得到一致的结论，尤其是对于低收入者这个负面影响更大。

而在第二时期，短期收入比对消费影响不再显著。

这些结论部分印证了假设2。

短期收入较高意味着收入波动较大，这会增加预防性储蓄从而减少消费，但如果金融信贷环境改善了，农民可以较自由借贷或储蓄以降低收入波动影响，那么这将显著减少其对消费的影响程度，对金融因素的考察证实了这一点，在第二阶段，金融的影响变得显著而收入波动的影响不再显著。

另外，绝对收入和财富的增长也使得有更大能力应付收入风险。

表4人均消费影响因素的估计结果：

1986-1991年

总体

P值

低收入

高收入

人均纯收入

0.53

0.00

0.64

0.49

0.02

0.007

-80.82

-102.48

-89.80

-12.19

-6.95

-16.09

劳动力比例

6.07

0.69

-3.00

0.80

2.59

0.94

是否村干部

28.77

0.03

-11.92

0.29

56.08

是否党员

35.36

25.25

38.42

受教育程度—文盲

-10.84

0.38

3.93

0.68

-34.73

受教育程度—小学

-1.58

0.88

-2.17

-2.49

0.92

受教育程度—初中

-4.33

-5.07

0.56

-8.00

0.75

年度通胀率

0.91

0.32

0.31

-0.30

0.67

是否外出打工

5.40

-7.66

7.01

借贷额

-0.003

0.34

-0.001

0.89

常数项

184.30

57.36

0.13

311.86

AdjustedR2

0.17

区分低收入群体和高收入群体的分界线是全部收入的均值。

（2）收入和财富的影响

观察两个时期的系数，收入对消费的影响都显著为正，但在第二时期其影响程度要小得多。

总体上，财富对消费的影响为显著的正，在第一时期与第二时期的差异不大。

这些结果，一方面印证了假设3，另一方面反映了农民的消费越来越少的受限于当前收入状况。

（3）人口因素的影响

在两个时期，家庭总人口越多，人均消费越少，尤其在第二时期，其负面影响更大。

这印证了假设5，也反映了较多的人口始终是困扰农村居民福利水平提升的重要障碍，在收入增幅不大的情况下，这个因素格外显著。

而劳动力比例并不能显著提升人均消费，假设4不被支持。

（4）户主特征因素的影响

在第一时期，总体上，户主是村干部和党员都显著提升了消费水平，对高收入者比较明显，在第二时期这个因素影响不大，这部分印证了假设6。

在第一时期，受教育程度对消费并无明显影响，而在第二时期，教育程度与人均消费水平呈现一个U型的关系。

（5）金融因素影响

可借贷资金在第二时期显著提高了消费水平，而在第一时期不明显，这比较符合预期，在第一时期，由于农民普遍收入低，并且从正规金融机构借贷困难，农村可借贷资金很少，其作用也必然有限。

在第二阶段则有所好转，并且低收入者的借贷消费弹性更大。

可见，金融约束正在减小，其作用也在逐步发挥，尤其是，它有效地抵制了收入风险的影响。

表5人均消费影响因素的估计结果：

1995-2001年

0.40

0.002

26.37

2.19

29.72

0.59

-61.25

-66.16

-141.23

-90.95

-49.56

96.51

0.63

91.01

0.11

19.12

-177.82

0.43

-40.11

0.30

57.68

126.74

0.48

-62.33

3.58

0.97

82.10

-77.05

0.10

24.79

0.72

-493.52

-121.20

0.01

-121.93

0.08

-642.91