農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)與農(nóng)村消費(fèi)徐濤【摘要】本文在預(yù)防性儲(chǔ)蓄研究框架下加入收入結(jié)構(gòu)因素，利用我國各省區(qū)農(nóng)村居民2001～2007年的消費(fèi)和收入結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)，采納OLS、固定效應(yīng)和面板GMM、重量回來以及分地區(qū)回來等方法，研究了收入結(jié)構(gòu)對我國農(nóng)村居民消費(fèi)行為的阻礙。結(jié)果表明，收入結(jié)構(gòu)是阻礙我國各地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)的關(guān)鍵變量之一，農(nóng)村居民的家庭經(jīng)營性收入增長越快，其消費(fèi)增長也越快。此外，我國農(nóng)村居民存在較強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。要拉動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)，必須針對具體情形，調(diào)整農(nóng)村收入結(jié)構(gòu)，提升農(nóng)村居民持久性收入。【關(guān)鍵詞】收入結(jié)構(gòu)；農(nóng)村消費(fèi)；預(yù)防性儲(chǔ)蓄；重量回來一、引言農(nóng)村、農(nóng)業(yè)和農(nóng)民咨詢題是我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)展過程中面臨的一個(gè)戰(zhàn)略性咨詢題，我國經(jīng)濟(jì)的真正騰飛離不開農(nóng)民收入的增加、農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化和農(nóng)村的進(jìn)展。由于幾千年來我國農(nóng)村差不多形成了一種相對閉塞的、低水平進(jìn)展模式，單純依靠外部輸血式支持專門難改變我國農(nóng)村的進(jìn)展模式，需要將增加農(nóng)民收入、促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)和推動(dòng)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)進(jìn)展有機(jī)地聯(lián)系起來，利用收入增長拉動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)，通過消費(fèi)推動(dòng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和農(nóng)村產(chǎn)業(yè)的進(jìn)展，進(jìn)一步提升農(nóng)民收入，形成農(nóng)村進(jìn)展的良性循環(huán)。另一方面，當(dāng)前國際金融危機(jī)使我國的外需顯現(xiàn)了萎縮，要堅(jiān)持我國經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)固進(jìn)展，必須啟動(dòng)我國農(nóng)村消費(fèi)市場，拉動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)。然而，從我國農(nóng)村的進(jìn)展歷程看，由于預(yù)期收入的不穩(wěn)固，以及預(yù)期以后支出的上升，農(nóng)村居民存在專門強(qiáng)烈的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)（易行健、王俊海和易君健，2008），單純通過政府轉(zhuǎn)移支付等方式未必能促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)。近年來，隨著我國農(nóng)村改革的持續(xù)深化，農(nóng)民創(chuàng)收來源越來越多，收入結(jié)構(gòu)也出現(xiàn)出多元化趨勢，農(nóng)民收入中不同組成部分的穩(wěn)固性、可推測性都有專門大差異。在這種情形下，即使收入總量相同，收入結(jié)構(gòu)的差異也會(huì)阻礙持久收入，改變消費(fèi)決策（弗里德曼，1957）。因此，在農(nóng)民增收的同時(shí)，也需要通過調(diào)整我國農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)，提升農(nóng)村居民的持久收入，拉動(dòng)農(nóng)民消費(fèi)。現(xiàn)代消費(fèi)理論闡述了在不同條件下收入對消費(fèi)的阻礙，許多文獻(xiàn)研究了預(yù)防性儲(chǔ)蓄對我國農(nóng)村居民消費(fèi)行為的阻礙。然而，與現(xiàn)有理論的制度背景相比，我國農(nóng)村居民面臨收入的不穩(wěn)固、社會(huì)保證體制的不完善等咨詢題，使得其消費(fèi)行為表現(xiàn)出一定的專門性。由于市場不完善，我國農(nóng)村居民收入與都市居民收入存在專門大的不同。農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)的專門性是市場不完善的產(chǎn)物，其收入結(jié)構(gòu)對消費(fèi)的阻礙實(shí)際上反映了不成熟的市場條件下收入對農(nóng)村居民消費(fèi)的阻礙。因此，研究我國農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)對農(nóng)村消費(fèi)的阻礙，具有重要的理論價(jià)值。本文將在預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論研究框架下，加入收入結(jié)構(gòu)多元化因素，構(gòu)建農(nóng)村居民消費(fèi)決策的貝爾曼方程，通過對動(dòng)態(tài)最優(yōu)化咨詢題的求解，研究農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)對農(nóng)村消費(fèi)的阻礙機(jī)制，并進(jìn)一步利用中國各省區(qū)的數(shù)據(jù)，運(yùn)用實(shí)證方法分析我國農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)對消費(fèi)的阻礙。在此基礎(chǔ)上，針對如何拉動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)，提出完善農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的政策建議。二、文獻(xiàn)綜述收入對消費(fèi)的阻礙是消費(fèi)理論的一個(gè)重要組成部分，國內(nèi)外學(xué)者在這一方面進(jìn)行了大量研究，也有專門多學(xué)者對我國農(nóng)民消費(fèi)咨詢題也進(jìn)行了專門多研究，得出了專門多結(jié)論。多數(shù)學(xué)者是在預(yù)防性儲(chǔ)蓄框架下研究中國農(nóng)戶的消費(fèi)行為，但他們的動(dòng)身點(diǎn)也有所不同。第一，部分學(xué)者從資產(chǎn)處置角度研究了預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)對我國農(nóng)村居民消費(fèi)的阻礙。Jalan&Ravallion(2001)從風(fēng)險(xiǎn)和預(yù)防性儲(chǔ)蓄角度研究了中國農(nóng)戶行為。他們發(fā)覺，隨著風(fēng)險(xiǎn)的變動(dòng)，中國農(nóng)戶的行為將發(fā)生變化。中等收入農(nóng)戶的大約四分之一的財(cái)寶是以流淌性高的非生產(chǎn)性資產(chǎn)的形式持有的，隨著風(fēng)險(xiǎn)的下降，他們以流淌性資產(chǎn)形式持有的非生產(chǎn)性資產(chǎn)的比重將小幅下降，消費(fèi)將有所上升。高收入農(nóng)戶流淌性相對充足，無須以非生產(chǎn)性資產(chǎn)持有資產(chǎn)，能夠堅(jiān)持比較穩(wěn)固的消費(fèi)。低收入農(nóng)戶為了堅(jiān)持消費(fèi)，無法持有大量非生產(chǎn)性資產(chǎn)。Park(2006)構(gòu)建了一個(gè)動(dòng)態(tài)模型研究了在面臨交易成本和價(jià)格、產(chǎn)出風(fēng)險(xiǎn)情形下農(nóng)村家庭的生產(chǎn)、儲(chǔ)存和貿(mào)易決策，并利用1993年中國農(nóng)戶的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)擬合了中國農(nóng)民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為。研究結(jié)果表明，由于農(nóng)產(chǎn)品既具有消費(fèi)的功能，又具有儲(chǔ)蓄的功能，農(nóng)產(chǎn)品就成為農(nóng)民最好的預(yù)防性儲(chǔ)蓄的形式。多數(shù)農(nóng)戶會(huì)成為以谷物為主的農(nóng)產(chǎn)品的凈購買者，而不是凈出售者。因此，中國農(nóng)戶的預(yù)防性儲(chǔ)蓄大多體現(xiàn)為對谷物的儲(chǔ)存。其次，還有學(xué)者從消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)的角度研究了我國農(nóng)村居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的變動(dòng)。Giles,J.&Yoo,K.（2007）在預(yù)防性行為的框架下研究了中國農(nóng)村家庭的消費(fèi)決策咨詢題。他們的研究結(jié)果顯示，在所有受訪的家庭中，面臨中等消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)的家庭將儲(chǔ)蓄其全部收入的10%，那些收入在貧困線以下的家庭將其收入的15%用于儲(chǔ)蓄。他們還研究了外出務(wù)工對消費(fèi)的阻礙，發(fā)覺不管是貧困家庭依舊費(fèi)貧困家庭，隨著外出務(wù)工的范疇擴(kuò)大，農(nóng)民用于預(yù)防性儲(chǔ)蓄的收入比重就會(huì)下降，消費(fèi)也隨之增加。易行健、王俊海和易君健（2008）選擇中國農(nóng)村居民1992---2006年間的分省面板數(shù)據(jù)，采納固定效應(yīng)-工具變量法對我國農(nóng)村居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)度及其地區(qū)差異、時(shí)序變化展開了詳細(xì)的實(shí)證研究。發(fā)覺我國農(nóng)村居民存在專門強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，抑制了當(dāng)前消費(fèi)。部分學(xué)者從消費(fèi)結(jié)構(gòu)角度研究了農(nóng)戶收入對消費(fèi)的阻礙。Lewis,P.&Andrews,N.(1989)從消費(fèi)結(jié)構(gòu)角度研究了中國家庭的消費(fèi)情形，他們發(fā)覺中國家庭大多數(shù)收入都用于日常消費(fèi)，對農(nóng)戶來講更是如此。然而，如果農(nóng)戶收入能夠有較大幅度的上升，他們用于食物上的支出所占比重就會(huì)顯現(xiàn)明顯下降。相反，收入的上升將會(huì)促使農(nóng)戶增加住房等方面的支出。Sun&Wu(2004)則運(yùn)用抽樣調(diào)查方法比較了中國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為，他們發(fā)覺城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)觀念、消費(fèi)結(jié)構(gòu)等都存在專門大的差異。現(xiàn)有研究大多利用成熟的理論框架分析中國農(nóng)村居民的消費(fèi)咨詢題，保證了研究的科學(xué)性和嚴(yán)謹(jǐn)性。然而，由于我國農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)具有十分專門的一面，如果部考慮收入結(jié)構(gòu)咨詢題，就無法真實(shí)反應(yīng)我國農(nóng)村居民消費(fèi)決策行為。因此，本文將借鑒現(xiàn)有研究，在預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論框架下研究我國農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)對消費(fèi)的阻礙。三、理論分析我國農(nóng)村居民具有較強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，對其消費(fèi)行為具有明顯的阻礙（易行健等，2008），必須在預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)背景下研究我國農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)對消費(fèi)的阻礙。因此，本文將在現(xiàn)有的預(yù)防性儲(chǔ)蓄研究（Gourinchas與Parker，2002）框架下，按照我國農(nóng)村居民資產(chǎn)的特點(diǎn)，加入收入多元化假設(shè)，研究農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)對消費(fèi)的阻礙。考慮到我國農(nóng)村居民的實(shí)際情形，本文假設(shè)我國農(nóng)村居民的資產(chǎn)具有多樣性，金融資產(chǎn)所占比重不高，人力資本收益（即勞動(dòng)收入）在收入中所占比重較大。再假設(shè)農(nóng)民符合理性人假設(shè)，其消費(fèi)決策的目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)預(yù)期以后效用的貼現(xiàn)值最大化。假設(shè)某典型農(nóng)村消費(fèi)者在第t期的目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)貼現(xiàn)的以后效用總和最大化，其消費(fèi)決策實(shí)際上是一個(gè)動(dòng)態(tài)最優(yōu)化咨詢題，能夠表述為：（1）其中，E(|t)表示該消費(fèi)者基于第t期所有信息所獲得的預(yù)期值，而E(|0)式則表示該消費(fèi)者基于當(dāng)前信息所獲得的預(yù)期。θ>0，表示消費(fèi)者的時(shí)刻偏好率，即對以后效用的貼現(xiàn)率。U(·)為該農(nóng)村消費(fèi)者的效用函數(shù)，滿足，及。假設(shè)該農(nóng)村消費(fèi)者在t時(shí)刻的總資產(chǎn)為At，其中包含金融資產(chǎn)、實(shí)物資產(chǎn)和人力資本，所有資產(chǎn)都能給該農(nóng)村居民帶來收入。其資產(chǎn)中低風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)所占比重為w，高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)所占比重為（1-w）。低風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的收益率分不為rt和zt，它們分不服從以下分布：（2）（3）其中和g分不反映低風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率的增長，和是兩個(gè)獨(dú)立同分布的隨機(jī)變量，均值為0，方差分不為和，且。在完善的市場條件下，通過風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整后的各類資產(chǎn)的預(yù)期收益率專門接近，然而，在不成熟的農(nóng)村市場上，各類資產(chǎn)預(yù)期收益率的差異會(huì)長期存在。按照弗里德曼（1957）、Wang(2003)的研究，勞動(dòng)收入是人力資產(chǎn)的收益，其他收入都能夠表示為某種資產(chǎn)的收益，由（2）、（3）式，該消費(fèi)者第t+1期預(yù)期總資產(chǎn)價(jià)值A(chǔ)t+1由以下過程決定：（4）（4）式也是該農(nóng)村消費(fèi)者的預(yù)算約束。（4）式講明，消費(fèi)者在下一期的資產(chǎn)總量等于當(dāng)期沒有消費(fèi)的資產(chǎn)經(jīng)多元化投資后所獲得的加權(quán)本利和。由于本文將當(dāng)期收入視為資產(chǎn)所帶來的收益，因此（4）式的右側(cè)沒有包含收入。明顯，該農(nóng)村消費(fèi)者的消費(fèi)決策確實(shí)是在（4）式的約束下實(shí)現(xiàn)（1）式所表示的目標(biāo)函數(shù)。該消費(fèi)者面臨動(dòng)態(tài)最優(yōu)化咨詢題，能夠建立貝爾曼方程對該咨詢題求解。在任一時(shí)刻，該最優(yōu)化咨詢題的貝爾曼價(jià)值方程為：（5）在（4）式的約束下，能夠得到（5）式最大化時(shí)對Ct的一階條件：（6）按照包絡(luò)定理，在（5）式最大化時(shí)對其中的資產(chǎn)At求導(dǎo)，得：（7）由（6）、（7）式可知，，由此可得：（8）將（8）式代入（6）式，能夠得到該農(nóng)村消費(fèi)者在實(shí)現(xiàn)效用最大化時(shí)的歐拉方程：（9）對（9）式中的在t處進(jìn)行泰勒展開，得：（10）忽略（10）式中的高階無窮小項(xiàng)，并將（10）式代入（9）式，整理，可得：（11）（11）式中，，為農(nóng)村消費(fèi)者的相對風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)。，為農(nóng)村消費(fèi)者的相對慎重系數(shù)（Kimball,1990），能夠衡量消費(fèi)者預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的強(qiáng)度。越大，預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)就越強(qiáng)。（11）式講明，農(nóng)村居民消費(fèi)增長率由收入結(jié)構(gòu)、預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)以及時(shí)刻偏好率等因素決定。由（11）式可知，在上一期資產(chǎn)收益率已知的情形下，當(dāng)農(nóng)村消費(fèi)者高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)及低風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率上升時(shí)，即和g上升時(shí)，預(yù)期以后的消費(fèi)增長率也會(huì)提升。然而，由于不同類型的資產(chǎn)在消費(fèi)者總資產(chǎn)中所占比重不同，因此不同資產(chǎn)收益率的提升（即不同類型收入的提升）對消費(fèi)增長率的促進(jìn)作用也有所差異。由此可見，在收入總量相同的情形下，收入結(jié)構(gòu)的差異也會(huì)阻礙農(nóng)村消費(fèi)者的消費(fèi)增長率，農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)中，不同類型收入增長速度的差異將阻礙其消費(fèi)增長速度。四、實(shí)證檢驗(yàn)1.方法與數(shù)據(jù)本文將在（11）式的基礎(chǔ)上，利用中國各省區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)數(shù)據(jù)，運(yùn)用實(shí)證方法研究在存在預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)情形下收入結(jié)構(gòu)對農(nóng)民消費(fèi)的阻礙。現(xiàn)有的預(yù)防性儲(chǔ)蓄方面的文獻(xiàn)大多以過去平均消費(fèi)增長率表示（11）式中預(yù)期消費(fèi)增長率，然而，考慮到在現(xiàn)實(shí)中，消費(fèi)者更加關(guān)注消費(fèi)在近期的變動(dòng)，本文采納適應(yīng)性預(yù)期假設(shè)。假設(shè)消費(fèi)者按照上期消費(fèi)的變動(dòng)決定當(dāng)期的消費(fèi)，以上一期消費(fèi)增長率代替預(yù)期的以后消費(fèi)增長率。由于居民在進(jìn)行消費(fèi)決策時(shí)，也會(huì)考慮到過去收入的阻礙，本文在實(shí)證模型中也加入了上一期的收入總量。在（11）式的基礎(chǔ)上，本文采納線性化實(shí)證模型，即：（12）其中，GC、GYi和Y分不表示消費(fèi)增長率、第i類收入增長率以及上一期的收入。由于數(shù)據(jù)的可得性，本文將研究農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入、家庭經(jīng)營性收入、工資性收入和轉(zhuǎn)移收入增長的阻礙。（12）式兩側(cè)所有變量均為名義變量，物價(jià)的阻礙會(huì)相互抵消，本文直截了當(dāng)采納名義變量進(jìn)行研究。本文的實(shí)證分析將分三步進(jìn)行。第一，本文將采納（11）式對全國各省區(qū)樣本進(jìn)行擬合，研究我國農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)對消費(fèi)的總體阻礙。由于面板數(shù)據(jù)樣本可能存在截面異方差性，本文對采納White異方差處理方法（White，1980)對截面方差進(jìn)行處理。（12）式中的自變量包含消費(fèi)增長率GC的平方，可能造成模型的內(nèi)生性，為了克服這一咨詢題，本文還采納面板廣義矩（GMM）方法，利用工具變量估量（12）式。此外，為了保證估量結(jié)果的穩(wěn)健性，我們還分不采納OLS方法和固定效應(yīng)方法估量（12）式。其次，消費(fèi)增長速度不同的農(nóng)村居民的消費(fèi)決策行為可能會(huì)存在差異，我們運(yùn)用重量回來方法估量（12）式。與OLS方法不同，重量回來方法是傳統(tǒng)的條件均值最小二乘法到一系列不同重量方程的一個(gè)擴(kuò)展，從承諾任何講明變量的阻礙能夠隨著被講明變量的不同分布而異（李濤，2005）。此外，在數(shù)據(jù)存在較大的專門值或殘差不服從正態(tài)分布的情形下，重量回來方法比均值回來更為可靠（Mata&Machado,1996）。實(shí)際上，本文重量回來估量結(jié)果是以下最小值咨詢題的線性規(guī)劃解（Koenker&Hallock,2001）：(13)其中，β為回來系數(shù)，xi自變量，qτ為由分位數(shù)τ決定的函數(shù)。通過選擇分位數(shù)，能夠得到不同的估量結(jié)果，分位數(shù)低的回來結(jié)果將反映消費(fèi)增長慢的農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)對消費(fèi)的阻礙。第三，由于我國區(qū)域差異專門明顯，不同地區(qū)農(nóng)村居民的生活適應(yīng)差異專門大，本文還將全部樣本分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)①①本文中三大地區(qū)的劃分參考《2004年中國現(xiàn)代化報(bào)告》，其中東部地區(qū)包括北京、天津、遼寧、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東和海南，中部地區(qū)包括黑龍江、吉林、山西、河南、安徽、江西、湖北和湖南，西部地區(qū)包括四川、重慶、貴州、云南、廣西、西藏、青海、陜西、內(nèi)蒙古、寧夏、甘肅和新疆。由于在2001年往常我國顯現(xiàn)了嚴(yán)峻的通貨緊縮，農(nóng)村居民消費(fèi)適應(yīng)與此后有所不同，因此本文只研究2001年至2007年的數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)均選自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》有關(guān)各期，人均消費(fèi)和和人均收入數(shù)據(jù)的單位均為元人民幣。2.結(jié)果講明（1）全國農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)對消費(fèi)的阻礙表一顯示的是我國農(nóng)村居民人均消費(fèi)指標(biāo)的要緊描述性統(tǒng)計(jì)指標(biāo)。從2001年到2007年，我國農(nóng)村居民人均消費(fèi)的平均值逐年增長，增長了將近1倍。中間值也逐年上升，但中間值低于平均值，講明我國過半農(nóng)村居民的消費(fèi)低于平均值，但另有少數(shù)居民的消費(fèi)極高。從方差、最小值和最大值來看，我國農(nóng)村居民的消費(fèi)差異越來越大。表一：我國農(nóng)村居民人均消費(fèi)描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果2001200220032004200520062007平均1828.851929.5032058.9312313.3052702.6192981.6153376.309中間值1550.6211647.041747.021928.6022305.9762495.332786.77方差819.9336906.38611001.2151095.6191250.4741368.7611499.612最大值4753.2315301.825669.576328.8497277.94380068844.88最小值1098.3891000.291030.131296.3391552.3871627.071913.71表二是利用全國樣本對（12）式估量的結(jié)果。由表二可見，三個(gè)模型的調(diào)整后R2都專門高，講明方程的講明力較強(qiáng)，其他指標(biāo)也講明模型的擬合成效較好。在所有回來系數(shù)中，僅有農(nóng)村家庭經(jīng)營性收入增長率（GYM）和農(nóng)村居民人均消費(fèi)增長率的平方（GC2）的系數(shù)能夠通過系數(shù)明顯性檢驗(yàn)，講明這兩個(gè)因素是阻礙我國農(nóng)村居民消費(fèi)增長率的要緊因素。表二的結(jié)果反映了以下幾點(diǎn)事實(shí)。第一，我國農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)是阻礙消費(fèi)行為的重要因素。農(nóng)村家庭經(jīng)營性收入增長率在三個(gè)模型中都能夠在1%的水平上通過檢驗(yàn)，而且回來系數(shù)變化不大，講明我國農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入的增長能夠明顯地促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)。家庭經(jīng)營性收入能夠促進(jìn)消費(fèi)，而其他類型的收入對消費(fèi)的拉動(dòng)作用不明顯，其要緊緣故是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制改革以來，我國一直執(zhí)行鼓舞家庭經(jīng)營活動(dòng)的政策。通過30年的改革，家庭經(jīng)營性收入的穩(wěn)固性相對較高，國家法規(guī)對該領(lǐng)域的活動(dòng)差不多有較完備的愛護(hù)，農(nóng)村居民對家庭經(jīng)營性收入的預(yù)期相對穩(wěn)固。家庭經(jīng)營性收入的增長能夠有效地提升農(nóng)村居民的持有收入，因而能夠明顯地拉動(dòng)消費(fèi)。相比之下，農(nóng)村居民的工資性收入、資產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入要么缺乏有效的法律愛護(hù)，要么進(jìn)展時(shí)刻相對較短，農(nóng)村居民對這些收入的預(yù)期還不穩(wěn)固。，它們對農(nóng)村居民持有性收入的奉獻(xiàn)有限，因而其回來系數(shù)不能通過明顯性檢驗(yàn)。其次，預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)是阻礙我國農(nóng)村消費(fèi)的另一要緊因素。消費(fèi)增長率平方的系數(shù)，即（11）式中的ρ/2能夠通過系數(shù)明顯性檢驗(yàn)，講明農(nóng)村消費(fèi)者的相對慎重系數(shù)明顯地不為零，農(nóng)村居民存在明顯的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。當(dāng)他們預(yù)期以后消費(fèi)波動(dòng)加大時(shí)，將抑制當(dāng)前消費(fèi)、增加以后消費(fèi)，本文結(jié)果與易行健等（2008）的研究一致。表二：對全國樣本進(jìn)行的回來OLS固定效應(yīng)GMM常數(shù)項(xiàng)0.03636***0.01400.0300GYA1.81E-058.09E-05-2.04E-05GYM0.1771***0.1859***0.1598***GYTR0.00680.02600.0106GYW-0.00150.0123**0.0255***GC22.6966***2.8253***1.7906***TYt-14.91E-06**9.53E-06**7.17E-06R20.82620.87470.8382調(diào)整后R20.82030.84450.7888D.W.值1.682.22732.1949J統(tǒng)計(jì)量//5.9697F值（P值）141.77（0.000）28.90（0.000）/樣本數(shù)186186186注：面板GMM方法中工具變量為各類收入占總收入比重的平方和以及上年度消費(fèi)增長率的平方（2）不同消費(fèi)增長速度農(nóng)村居民分析結(jié)果為了考察消費(fèi)增長速度不同的農(nóng)村居民的消費(fèi)行為是否受收入結(jié)構(gòu)的阻礙，我們采納了重量回來方法估量了（12）式，結(jié)果見表三。按消費(fèi)增長速度劃分的九個(gè)組不的重量回來模型的調(diào)整后R2都在40%以上，講明回來模型具有較好的講明力，能夠在一定程度上講明消費(fèi)增長速度的變動(dòng)。由表三可見，除消費(fèi)增長最快的30%農(nóng)村居民外，家庭經(jīng)營性收入增長率(GYM)的系數(shù)都能夠在5%的水平上通過檢驗(yàn)，講明家庭經(jīng)營性收入的增長能夠有效地促進(jìn)消費(fèi)增長較慢的居民的消費(fèi)。這是因?yàn)楸M管農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入相對穩(wěn)固，但從目前的總體情形看，其規(guī)模有限，難以支撐消費(fèi)的快速增長。各個(gè)組不農(nóng)村居民消費(fèi)增長率平方（GC2）的回來系數(shù)都能夠在1%的水平上通過檢驗(yàn)，講明不管是消費(fèi)增長快依舊慢的消費(fèi)者都存在預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。表三：按消費(fèi)增長率進(jìn)行的重量回來結(jié)果分位數(shù)0.10.20.30.40.50.60.70.80.9常數(shù)項(xiàng)-0.0030.0209***0.025***0.03***0.036***0.045***0.055***0.060***0.063***GYA2E-4**9.5E-5***7.4E-5*5.7E-53.2E-54.7E-6-2.4E-5-4E-5-5E-5GYM0.261***0.1566***0.147***0.121***0.094***0.062**0.02580.01500.0034GYW0.016-0.00260.01820.01400.00860.00660.00670.00350.0030GYTR0.0040.00080.00060.00041.4E-5-0.00010.00130.0013-0.0005GC22.44***3.544***3.581***3.839***3.893***3.917***3.894***3.873***3.874***TYt-17E-6***7E-6***4E-6***3E-6***3E-6***1.9E-6**7.8E-73.97E-78.87E-8Pseu-R20.45300.54120.63170.67590.70690.73450.76490.80020.8467Adj-R20.43460.52580.61940.66510.69700.72560.75700.79350.8416（3）分地區(qū)分析結(jié)果表四是對我國東、中、西三個(gè)地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)的分析結(jié)果。九個(gè)模型的調(diào)整后R2都在80%以上，模型的講明力較強(qiáng)。三個(gè)面板GMM模型的HansenJ統(tǒng)計(jì)量比較明顯，講明了工具變量的選擇是合理的。其他六個(gè)模型的F統(tǒng)計(jì)量都在1%的水平上明顯，變量之間存在線性關(guān)系。這九個(gè)模型的擬合成效較好，能夠按照模型的估量結(jié)果來分析我國東、中、西部地區(qū)農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)對消費(fèi)的阻礙。在所有模型中，家庭經(jīng)營性收入增長率的系數(shù)都能夠在5%的水平上通過明顯性檢驗(yàn)，講明在所有三個(gè)地區(qū)，農(nóng)村居民的家庭經(jīng)營性收入增長能夠拉動(dòng)消費(fèi)，而其他類型收入的作用則不明顯，證明不管在哪個(gè)地區(qū)，農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)都能夠阻礙消費(fèi)。三個(gè)地區(qū)消費(fèi)增長率平方（GC2）的系數(shù)都能通過檢驗(yàn)，講明不管在哪個(gè)地區(qū)，防范以后的不確定性差不多上農(nóng)村居民在進(jìn)行消費(fèi)決策時(shí)所考慮的因素。從估量方法比較嚴(yán)密的面板GMM模型結(jié)果看，西部地區(qū)家庭經(jīng)營性收入（YM）的回來系數(shù)最大，而中部最小，東部地區(qū)介于兩者之間。那個(gè)結(jié)果反映了農(nóng)村家庭經(jīng)營性收入的增長對西部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)的拉動(dòng)力最強(qiáng)，對中部地區(qū)最弱。其緣故是西部地區(qū)農(nóng)村居民家庭經(jīng)營活動(dòng)以外的創(chuàng)收來源少，對家庭經(jīng)營活動(dòng)的依靠度高；東部地區(qū)家庭經(jīng)營活動(dòng)發(fā)達(dá)，其阻礙也較大；中部地區(qū)家庭經(jīng)營性活動(dòng)有一定進(jìn)展，還沒有形成對其他收入的絕對優(yōu)勢，因而家庭經(jīng)營性收入對消費(fèi)的拉動(dòng)作用在三個(gè)地區(qū)中最低。中部地區(qū)農(nóng)村居民的消費(fèi)增長率平方（GC2）的系數(shù)最大，該地區(qū)農(nóng)村居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)最強(qiáng)，西部地區(qū)最弱。這是因?yàn)闁|部地區(qū)居民收入較高，應(yīng)對以后消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)的能力較強(qiáng)，預(yù)防性動(dòng)機(jī)并不是太強(qiáng)。而西部地區(qū)農(nóng)村居民收入水平不高，無法堅(jiān)持一定的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，因而其預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)最弱。此外，利用面板GMM獲得的分地區(qū)分析結(jié)果還顯示，東部地區(qū)農(nóng)村居民的工資性收入以及中部地區(qū)農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移性收入對所在地區(qū)的消費(fèi)有明顯的拉動(dòng)作用，這與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)進(jìn)展的具體情形有關(guān)。東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，農(nóng)村居民能夠獲得穩(wěn)固的工資收入。中部地區(qū)人口眾多，政府轉(zhuǎn)移性收入相對較多，對消費(fèi)的阻礙也比較明顯。表四：分地區(qū)回來分析結(jié)果東部地區(qū)OLS固定效應(yīng)面板GMM常數(shù)項(xiàng)0.0297**0.0338**0.0528***GYA-0.0112*-0.0022-0.0086GYM0.0902**0.1506***0.1567***GYTR0.00290.01270.0108GYW0.08830.1186**0.1621***GC22.7999***2.8142***1.8400***TYt-15.08E-06**1.64E-06-2.41E-06R20.88060.90700.8765Adj-R20.86850.87670.8246D.W.值1.69152.15621.7859Hansen’sJ//5.0756F值(P值)72.54(0.00)29.88(0.00)/樣本數(shù)666666注：面板GMM方法中工具變量為各類收入占總收入比重的平方和以及上年度消費(fèi)增長率的平方中部地區(qū)OLS固定效應(yīng)面板GMM常數(shù)項(xiàng)0.0058-0.02200.0190GYA4.12E-050.00013.45E-05GYM0.1607***0.1120**0.1511***GYTR0.00150.0107***0.0100***GYW0.05550.02990.1195GC22.6170***2.6722***2.4118***TYt-11.54E-052.70E-05***2.41E-06R20.88470.94020.8773Adj-R20.86780.91730.8159D.W.值1.41432.15992.3569Hansen’sJ//4.3651F值(P值)52.42(0.00)41.12(0.00)/樣本數(shù)484848注：面板GMM方法中工具變量為各類收入占總收入比重的平方和以及上年度消費(fèi)增長率的平方西部地區(qū)OLS固定效應(yīng)面板GMM常數(shù)項(xiàng)0.0014-0.01800.0288*GYA-0.0038-0.0002-0.0074GYM0.2022***0.2342***0.2062***GYTR0.0152*0.0209**0.0177GYW-0.03780.00350.0069GC22.5764***2.7326***1.7672***TYt-12.46E-05**2.72E-05*1.01E-05R20.81860.85470.8308Adj-R20.80180.80890.7623D.W.值2.28882.63472.5798Hansen’sJ//2.8280F值(P值)48.88(0.00)18.68(0.00)/樣本數(shù)727272注：面板GMM方法中工具變量為各類收入占總收入比重的平方和以及上年度消費(fèi)增長率的平方通過實(shí)證檢驗(yàn)，我們發(fā)覺：第一，農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)對消費(fèi)具有明顯的阻礙，其中家庭經(jīng)營性收入的增長對消費(fèi)具有明顯的促進(jìn)作用，而其他收入的阻礙較弱。第二，所有地區(qū)的農(nóng)村居民都存在較強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。第三，除家庭經(jīng)營性收入和預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)以外，還存在一些阻礙我國部分地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)的特有因素，如工資性收入對東部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)有明顯的拉動(dòng)作用，而轉(zhuǎn)移性收入對中部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)的阻礙極其明顯。五、結(jié)論與政策建議現(xiàn)時(shí)期國際金融危機(jī)對我國的外需造成了嚴(yán)峻的負(fù)面阻礙，要堅(jiān)持我國宏觀經(jīng)濟(jì)又好又快的增長，就必須刺激消費(fèi)、拉動(dòng)內(nèi)需。在當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)進(jìn)展形勢下，啟動(dòng)潛力龐大的農(nóng)村消費(fèi)市場，不僅能夠應(yīng)對金融危機(jī)，刺激宏觀經(jīng)濟(jì)，還能促進(jìn)我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，真正實(shí)現(xiàn)農(nóng)村地區(qū)的現(xiàn)代化。因此，研究我國農(nóng)村居民消費(fèi)變動(dòng)的內(nèi)在機(jī)理，探討拉動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)的計(jì)策，具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。本文在傳統(tǒng)的分析預(yù)防性儲(chǔ)蓄的理論框架下，引入收入結(jié)構(gòu)因素，研究了收入結(jié)構(gòu)對農(nóng)村居民消費(fèi)的阻礙。在理論分析的基礎(chǔ)上，本文利用2001～2007年我國各省區(qū)農(nóng)村居民收入和消費(fèi)的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用實(shí)證方法考察了收入結(jié)構(gòu)對我國農(nóng)村居民消費(fèi)的阻礙。研究結(jié)果顯示，不管在哪個(gè)地區(qū)，收入結(jié)構(gòu)對農(nóng)村居民消費(fèi)都存在明顯的阻礙，家庭經(jīng)營性收入增長越快，消費(fèi)增長也越快。我們還發(fā)覺，農(nóng)村居民存在明顯的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，不利于拉動(dòng)消費(fèi)。此外，工資性收入對東部地區(qū)，以及轉(zhuǎn)移性收入對中部地區(qū)農(nóng)村居民的消費(fèi)分不存在明顯的促進(jìn)作用。要啟動(dòng)我國農(nóng)村消費(fèi)市場，拉動(dòng)農(nóng)村居民消費(fèi)，需要做到以下幾點(diǎn)：第一，需要制造更加良好的氛圍，主動(dòng)鼓舞農(nóng)村居民的家庭經(jīng)營活動(dòng)，擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模，提升經(jīng)營層次。農(nóng)村居民家庭經(jīng)營活動(dòng)不僅能夠在短期內(nèi)拉動(dòng)消費(fèi)，還有助于農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，促進(jìn)我國二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化。第二，加快農(nóng)村社會(huì)保證制度建設(shè)，降低農(nóng)村居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。農(nóng)村居民強(qiáng)烈的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的形成，與預(yù)期收入不穩(wěn)固、預(yù)期支出居高不下有著直截了當(dāng)?shù)年P(guān)系。加快農(nóng)村社會(huì)保證體系建議，有助于穩(wěn)固其預(yù)期收入，降低預(yù)期支出，促進(jìn)農(nóng)村居民的消費(fèi)。第三，需要提升并穩(wěn)固農(nóng)村居民的工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。從研究結(jié)果看，中西部地區(qū)農(nóng)村居民工資性收入對消費(fèi)的阻礙都不明顯，東部和西部地區(qū)轉(zhuǎn)移性收入對消費(fèi)的阻礙也不明顯，而財(cái)產(chǎn)性收入對任何地區(qū)農(nóng)村居民的消費(fèi)都沒有明顯的阻礙，農(nóng)村居民消費(fèi)過度依靠特定類型的收入，導(dǎo)致了農(nóng)村居民的抗風(fēng)險(xiǎn)能力低下，強(qiáng)化了他們的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，不利于拉動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)。因此，必須制定合理的法規(guī)政策，保證農(nóng)村居民的工資性收入和財(cái)產(chǎn)性收入，規(guī)范政府轉(zhuǎn)移支付政策。參考文獻(xiàn)1.李濤：“國有股權(quán)、經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)、預(yù)算軟約束與公司業(yè)績”，《經(jīng)濟(jì)研究》，2005（7）。2.易行健、王俊海、易君健：“預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)度的時(shí)序變化與地區(qū)差異”，《經(jīng)濟(jì)研究》，2008（2）。3.中國現(xiàn)代化戰(zhàn)略研究課題組：《2004年中國現(xiàn)代化報(bào)告》，北京大學(xué)出版社，2004年。4.Friedman,M.,1957:ATheoryoftheConsumptionFunction,PrincetonUniversityPress,Princeton5.Giles,J.&Yoo,K.,2007:“PrecautionaryBehavior,MigrantNetworks,andHouseholdConsumptionDecisions:AnEmpiricalAnalysisUsingHouseholdPanelDatafromRuralChina,”TheReviewofEconomicsandStatistics,Vol.89,