農(nóng)民收入結構與農(nóng)村消費

農(nóng)民收入結構與農(nóng)村消費PAGE2-農(nóng)民收入結構與農(nóng)村消費【摘要】本文在預防性儲蓄研究框架下加入收入結構因素，利用我國各省區(qū)農(nóng)村居民2001～2007年的消費和收入結構數(shù)據(jù)，采用OLS、固定效應和面板GMM、分量回歸以及分地區(qū)回歸等方法，研究了收入結構對我國農(nóng)村居民消費行為的影響。結果表明，收入結構是影響我國各地區(qū)農(nóng)村居民消費的關鍵變量之一，農(nóng)村居民的家庭經(jīng)營性收入增長越快，其消費增長也越快。此外，我國農(nóng)村居民存在較強的預防性儲蓄動機。要拉動農(nóng)村消費，必須針對具體情況，調(diào)整農(nóng)村收入結構，提高農(nóng)村居民持久性收入。【關鍵詞】收入結構；農(nóng)村消費；預防性儲蓄；分量回歸一、引言農(nóng)村、農(nóng)業(yè)和農(nóng)民問題是我國經(jīng)濟發(fā)展過程中面臨的一個戰(zhàn)略性問題，我國經(jīng)濟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)村的發(fā)展。由于幾千年來我國農(nóng)村已經(jīng)形成了一種相對閉塞的、低水平發(fā)展模式，單純依靠外部輸血式支持很難改變我國農(nóng)村的發(fā)展模式，需要將增加農(nóng)民收入、促進農(nóng)村消費和推動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展有機地聯(lián)系起來，利用收入增長拉動農(nóng)村消費，通過消費推動農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和農(nóng)村產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進一步提高農(nóng)民收入，形成農(nóng)村發(fā)展的良性循環(huán)。另一方面，當前國際金融危機使我國的外需出現(xiàn)了萎縮，要維持我國經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展，必須啟動我國農(nóng)村消費市場，拉動農(nóng)村消費。但是，從我國農(nóng)村的發(fā)展歷程看，由于預期收入的不穩(wěn)定，以及預期未來支出的上升，農(nóng)村居民存在非常強烈的預防性儲蓄動機（易行健、王俊海和易君健，2008），單純通過政府轉移支付等方式未必能促進農(nóng)村消費。近年來，隨著我國農(nóng)村改革的不斷深化，農(nóng)民創(chuàng)收來源越來越多，收入結構也呈現(xiàn)出多元化趨勢，農(nóng)民收入中不同組成部分的穩(wěn)定性、可預測性都有很大差異。在這種情況下，即使收入總量相同，收入結構的差異也會影響持久收入，改變消費決策（弗里德曼，1957）。因此，在農(nóng)民增收的同時，也需要通過調(diào)整我國農(nóng)民收入結構，提高農(nóng)村居民的持久收入，拉動農(nóng)民消費?，F(xiàn)代消費理論闡述了在不同條件下收入對消費的影響，許多文獻研究了預防性儲蓄對我國農(nóng)村居民消費行為的影響。但是，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)定、社會保障體制的不完善等問題，使得其消費行為表現(xiàn)出一定的獨特性。由于市場不完善，我國農(nóng)村居民收入與城市居民收入存在很大的不同。農(nóng)村居民收入結構的獨特性是市場不完善的產(chǎn)物，其收入結構對消費的影響實際上反映了不成熟的市場條件下收入對農(nóng)村居民消費的影響。因此，研究我國農(nóng)村居民收入結構對農(nóng)村消費的影響，具有重要的理論價值。本文將在預防性儲蓄理論研究框架下，加入收入結構多元化因素，構建農(nóng)村居民消費決策的貝爾曼方程，通過對動態(tài)最優(yōu)化問題的求解，研究農(nóng)村居民收入結構對農(nóng)村消費的影響機制，并進一步利用中國各省區(qū)的數(shù)據(jù)，運用實證方法分析我國農(nóng)村居民收入結構對消費的影響。在此基礎上，針對如何拉動農(nóng)村消費，提出完善農(nóng)民收入結構的政策建議。二、文獻綜述收入對消費的影響是消費理論的一個重要組成部分，國內(nèi)外學者在這一方面進行了大量研究，也有很多學者對我國農(nóng)民消費問題也進行了很多研究，得出了很多結論。多數(shù)學者是在預防性儲蓄框架下研究中國農(nóng)戶的消費行為，但他們的出發(fā)點也有所不同。首先，部分學者從資產(chǎn)處置角度研究了預防性儲蓄動機對我國農(nóng)村居民消費的影響。Jalan&Ravallion(2001)從風險和預防性儲蓄角度研究了中國農(nóng)戶行為。他們發(fā)現(xiàn)，隨著風險的變動，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富是以流動性高的非生產(chǎn)性資產(chǎn)的形式持有的，隨著風險的下降，他們以流動性資產(chǎn)形式持有的非生產(chǎn)性資產(chǎn)的比重將小幅下降，消費將有所上升。高收入農(nóng)戶流動性相對充足，無須以非生產(chǎn)性資產(chǎn)持有資產(chǎn)，可以維持比較穩(wěn)定的消費。低收入農(nóng)戶為了維持消費，無法持有大量非生產(chǎn)性資產(chǎn)。Park(2006)構建了一個動態(tài)模型研究了在面臨交易成本和價格、產(chǎn)出風險情況下農(nóng)村家庭的生產(chǎn)、儲存和貿(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)民的預防性儲蓄行為。研究結果表明，由于農(nóng)產(chǎn)品既具有消費的功能，又具有儲蓄的功能，農(nóng)產(chǎn)品就成為農(nóng)民最好的預防性儲蓄的形式。多數(shù)農(nóng)戶會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)戶的預防性儲蓄大多體現(xiàn)為對谷物的儲存。其次，還有學者從消費風險的角度研究了我國農(nóng)村居民預防性儲蓄動機的變動。Giles,J.&Yoo,K.（2007）在預防性行為的框架下研究了中國農(nóng)村家庭的消費決策問題。他們的研究結果顯示，在所有受訪的家庭中，面臨中等消費風險的家庭將儲蓄其全部收入的10%，那些收入在貧困線以下的家庭將其收入的15%用于儲蓄。他們還研究了外出務工對消費的影響，發(fā)現(xiàn)無論是貧困家庭還是費貧困家庭，隨著外出務工的范圍擴大，農(nóng)民用于預防性儲蓄的收入比重就會下降，消費也隨之增加。易行健、王俊海和易君健（2008）選擇中國農(nóng)村居民19922006年間的分省面板數(shù)據(jù)，采用固定效應-工具變量法對我國農(nóng)村居民預防性儲蓄動機強度及其地區(qū)差異、時序變化展開了詳細的實證研究。發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)村居民存在很強的預防性儲蓄動機，抑制了當前消費。部分學者從消費結構角度研究了農(nóng)戶收入對消費的影響。Lewis,P.&Andrews,N.(1989)從消費結構角度研究了中國家庭的消費情況，他們發(fā)現(xiàn)中國家庭大多數(shù)收入都用于日常消費，對農(nóng)戶來說更是如此。但是，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出現(xiàn)顯著下降。相反，收入的上升將會促使農(nóng)戶增加住房等方面的支出。Sun&Wu(2004)則運用抽樣調(diào)查方法比較了中國城鄉(xiāng)居民消費行為，他們發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民的消費觀念、消費結構等都存在很大的差異。現(xiàn)有研究大多利用成熟的理論框架分析中國農(nóng)村居民的消費問題，保證了研究的科學性和嚴謹性。但是，由于我國農(nóng)村居民的收入結構具有十分獨特的一面，如果部考慮收入結構問題，就無法真實反應我國農(nóng)村居民消費決策行為。因此，本文將借鑒現(xiàn)有研究，在預防性儲蓄理論框架下研究我國農(nóng)村居民收入結構對消費的影響。三、理論分析我國農(nóng)村居民具有較強的預防性儲蓄動機，對其消費行為具有明顯的影響（易行健等，2008），必須在預防性儲蓄動機背景下研究我國農(nóng)村居民收入結構對消費的影響。因此，本文將在現(xiàn)有的預防性儲蓄研究（Gourinchas與Parker，2002）框架下，根據(jù)我國農(nóng)村居民資產(chǎn)的特征，加入收入多元化假設，研究農(nóng)村居民收入結構對消費的影響?？紤]到我國農(nóng)村居民的實際情況，本文假設我國農(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（即勞動收入）在收入中所占比重較大。再假設農(nóng)民符合理性人假設，其消費決策的目標是實現(xiàn)預期未來效用的貼現(xiàn)值最大化。假設某典型農(nóng)村消費者在第t期的目標是實現(xiàn)貼現(xiàn)的未來效用總和最大化，其消費決策實際上是一個動態(tài)最優(yōu)化問題，可以表述為：（1）其中，E(|t)表示該消費者基于第t期所有信息所獲得的預期值，而E(|0)式則表示該消費者基于當前信息所獲得的預期。θ>0，表示消費者的時間偏好率，即對未來效用的貼現(xiàn)率。U(·)為該農(nóng)村消費者的效用函數(shù)，滿足，及。假設該農(nóng)村消費者在t時刻的總資產(chǎn)為At，其中包含金融資產(chǎn)、實物資產(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)中低風險資產(chǎn)所占比重為w，高風險資產(chǎn)所占比重為（1-w）。低風險資產(chǎn)和高風險資產(chǎn)的收益率分別為rt和zt，它們分別服從以下分布：（2）（3）其中和g分別反映低風險資產(chǎn)和高風險資產(chǎn)收益率的增長，和是兩個獨立同分布的隨機變量，均值為0，方差分別為和，且。在完善的市場條件下，經(jīng)過風險調(diào)整后的各類資產(chǎn)的預期收益率非常接近，但是，在不成熟的農(nóng)村市場上，各類資產(chǎn)預期收益率的差異會長期存在。根據(jù)弗里德曼（1957）、Wang(2003)的研究，勞動收入是人力資產(chǎn)的收益，其他收入都可以表示為某種資產(chǎn)的收益，由（2）、（3）式，該消費者第t+1期預期總資產(chǎn)價值At+1由以下過程決定：（4）（4）式也是該農(nóng)村消費者的預算約束。（4）式說明，消費者在下一期的資產(chǎn)總量等于當期沒有消費的資產(chǎn)經(jīng)多元化投資后所獲得的加權本利和。由于本文將當期收入視為資產(chǎn)所帶來的收益，所以（4）式的右側沒有包含收入。顯然，該農(nóng)村消費者的消費決策就是在（4）式的約束下實現(xiàn)（1）式所表示的目標函數(shù)。該消費者面臨動態(tài)最優(yōu)化問題，可以建立貝爾曼方程對該問題求解。在任一時刻，該最優(yōu)化問題的貝爾曼價值方程為：（5）在（4）式的約束下，可以得到（5）式最大化時對Ct的一階條件：（6）根據(jù)包絡定理，在（5）式最大化時對其中的資產(chǎn)At求導，得：（7）由（6）、（7）式可知，，由此可得：（8）將（8）式代入（6）式，可以得到該農(nóng)村消費者在實現(xiàn)效用最大化時的歐拉方程：（9）對（9）式中的在t處進行泰勒展開，得：（10）忽略（10）式中的高階無窮小項，并將（10）式代入（9）式，整理，可得：（11）（11）式中，，為農(nóng)村消費者的相對風險厭惡系數(shù)。，為農(nóng)村消費者的相對謹慎系數(shù)（Kimball,1990），可以衡量消費者預防性儲蓄動機的強度。越大，預防性儲蓄動機就越強。（11）式說明，農(nóng)村居民消費增長率由收入結構、預防性儲蓄動機以及時間偏好率等因素決定。由（11）式可知，在上一期資產(chǎn)收益率已知的情況下，當農(nóng)村消費者高風險資產(chǎn)及低風險資產(chǎn)收益率上升時，即和g上升時，預期未來的消費增長率也會提高。但是，由于不同類型的資產(chǎn)在消費者總資產(chǎn)中所占比重不同，因此不同資產(chǎn)收益率的提高（即不同類型收入的提高）對消費增長率的促進作用也有所差異。由此可見，在收入總量相同的情況下，收入結構的差異也會影響農(nóng)村消費者的消費增長率，農(nóng)村居民收入結構中，不同類型收入增長速度的差異將影響其消費增長速度。四、實證檢驗1.方法與數(shù)據(jù)本文將在（11）式的基礎上，利用中國各省區(qū)農(nóng)村居民消費數(shù)據(jù)，運用實證方法研究在存在預防性儲蓄動機情況下收入結構對農(nóng)民消費的影響。現(xiàn)有的預防性儲蓄方面的文獻大多以過去平均消費增長率表示（11）式中預期消費增長率，但是，考慮到在現(xiàn)實中，消費者更加關注消費在近期的變動，本文采用適應性預期假設。假設消費者根據(jù)上期消費的變動決定當期的消費，以上一期消費增長率代替預期的未來消費增長率。由于居民在進行消費決策時，也會考慮到過去收入的影響，本文在實證模型中也加入了上一期的收入總量。在（11）式的基礎上，本文采用線性化實證模型，即：（12）其中，GC、GYi和Y分別表示消費增長率、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)村居民的財產(chǎn)性收入、家庭經(jīng)營性收入、工資性收入和轉移收入增長的影響。（12）式兩側所有變量均為名義變量，物價的影響會相互抵消，本文直接采用名義變量進行研究。本文的實證分析將分三步進行。首先，本文將采用（11）式對全國各省區(qū)樣本進行擬合，研究我國農(nóng)村居民收入結構對消費的總體影響。由于面板數(shù)據(jù)樣本可能存在截面異方差性，本文對采用White異方差處理方法（White，1980)對截面方差進行處理。（12）式中的自變量包含消費增長率GC的平方，可能造成模型的內(nèi)生性，為了克服這一問題，本文還采用面板廣義矩（GMM）方法，利用工具變量估計（12）式。此外，為了保證估計結果的穩(wěn)健性，我們還分別采用OLS方法和固定效應方法估計（12）式。其次，消費增長速度不同的農(nóng)村居民的消費決策行為可能會存在差異，我們運用分量回歸方法估計（12）式。與OLS方法不同，分量回歸方法是傳統(tǒng)的條件均值最小二乘法到一系列不同分量方程的一個擴展，從允許任何解釋變量的影響能夠隨著被解釋變量的不同分布而異（李濤，2005）。此外，在數(shù)據(jù)存在較大的異常值或殘差不服從正態(tài)分布的情況下，分量回歸方法比均值回歸更為可靠（Mata&Machado,1996）。實際上，本文分量回歸估計結果是以下最小值問題的線性規(guī)劃解（Koenker&Hallock,2001）：(13)其中，β為回歸系數(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)，可以得到不同的估計結果，分位數(shù)低的回歸結果將反映消費增長慢的農(nóng)村居民的收入結構對消費的影響。第三，由于我國區(qū)域差異非常明顯，不同地區(qū)農(nóng)村居民的生活習慣差異很大，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)①本文中三大地區(qū)的劃分參考《2004年中國現(xiàn)代化報告》，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。等三個子樣本，根據(jù)（12）式逐一估計，考察這三類地區(qū)農(nóng)村居民收入結構①本文中三大地區(qū)的劃分參考《2004年中國現(xiàn)代化報告》，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年以前我國出現(xiàn)了嚴重的通貨緊縮，農(nóng)村居民消費習慣與此后有所不同，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)計年鑒》有關各期，人均消費和和人均收入數(shù)據(jù)的單位均為元人民幣。2.結果說明（1）全國農(nóng)村居民收入結構對消費的影響表一顯示的是我國農(nóng)村居民人均消費指標的主要描述性統(tǒng)計指標。從2001年到2007年，我國農(nóng)村居民人均消費的平均值逐年增長，增長了將近1倍。中間值也逐年上升，但中間值低于平均值，說明我國過半農(nóng)村居民的消費低于平均值，但另有少數(shù)居民的消費極高。從方差、最小值和最大值來看，我國農(nóng)村居民的消費差異越來越大。表一：我國農(nóng)村居民人均消費描述性統(tǒng)計分析結果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）式估計的結果。由表二可見，三個模型的調(diào)整后R2都很高，說明方程的解釋力較強，其他指標也說明模型的擬合效果較好。在所有回歸系數(shù)中，僅有農(nóng)村家庭經(jīng)營性收入增長率（GYM）和農(nóng)村居民人均消費增長率的平方（GC2）的系數(shù)可以通過系數(shù)顯著性檢驗，說明這兩個因素是影響我國農(nóng)村居民消費增長率的主要因素。表二的結果反映了以下幾點事實。首先，我國農(nóng)村居民收入結構是影響消費行為的重要因素。農(nóng)村家庭經(jīng)營性收入增長率在三個模型中都能夠在1%的水平上通過檢驗，而且回歸系數(shù)變化不大，說明我國農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入的增長可以顯著地促進農(nóng)村消費。家庭經(jīng)營性收入可以促進消費，而其他類型的收入對消費的拉動作用不明顯，其主要原因是農(nóng)村經(jīng)濟體制改革以來，我國一直執(zhí)行鼓勵家庭經(jīng)營活動的政策。經(jīng)過30年的改革，家庭經(jīng)營性收入的穩(wěn)定性相對較高，國家法規(guī)對該領域的活動已經(jīng)有較完備的保護，農(nóng)村居民對家庭經(jīng)營性收入的預期相對穩(wěn)定。家庭經(jīng)營性收入的增長可以有效地提高農(nóng)村居民的持有收入，因而可以顯著地拉動消費。相比之下，農(nóng)村居民的工資性收入、資產(chǎn)性收入和轉移性收入要么缺乏有效的法律保護，要么發(fā)展時間相對較短，農(nóng)村居民對這些收入的預期還不穩(wěn)定。，它們對農(nóng)村居民持有性收入的貢獻有限，因而其回歸系數(shù)不能通過顯著性檢驗。其次，預防性儲蓄動機是影響我國農(nóng)村消費的另一主要因素。消費增長率平方的系數(shù)，即（11）式中的ρ/2可以通過系數(shù)顯著性檢驗，說明農(nóng)村消費者的相對謹慎系數(shù)顯著地不為零，農(nóng)村居民存在明顯的預防性儲蓄動機。當他們預期未來消費波動加大時，將抑制當前消費、增加未來消費，本文結果與易行健等（2008）的研究一致。表二：對全國樣本進行的回歸OLS固定效應GMM常數(shù)項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增長率的平方（2）不同消費增長速度農(nóng)村居民分析結果為了考察消費增長速度不同的農(nóng)村居民的消費行為是否受收入結構的影響，我們采用了分量回歸方法估計了（12）式，結果見表三。按消費增長速度劃分的九個組別的分量回歸模型的調(diào)整后R2都在40%以上，說明回歸模型具有較好的解釋力，可以在一定程度上解釋消費增長速度的變動。由表三可見，除消費增長最快的30%農(nóng)村居民外，家庭經(jīng)營性收入增長率(GYM)的系數(shù)都可以在5%的水平上通過檢驗，說明家庭經(jīng)營性收入的增長可以有效地促進消費增長較慢的居民的消費。這是因為盡管農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入相對穩(wěn)定，但從目前的總體情況看，其規(guī)模有限，難以支撐消費的快速增長。各個組別農(nóng)村居民消費增長率平方（GC2）的回歸系數(shù)都可以在1%的水平上通過檢驗，說明無論是消費增長快還是慢的消費者都存在預防性儲蓄動機。表三：按消費增長率進行的分量回歸結果分位數(shù)0.10.20.30.40.50.60.70.80.9常數(shù)項-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)分析結果表四是對我國東、中、西三個地區(qū)農(nóng)村居民消費的分析結果。九個模型的調(diào)整后R2都在80%以上，模型的解釋力較強。三個面板GMM模型的HansenJ統(tǒng)計量比較顯著，說明了工具變量的選擇是合理的。其他六個模型的F統(tǒng)計量都在1%的水平上顯著，變量之間存在線性關系。這九個模型的擬合效果較好，可以根據(jù)模型的估計結果來分析我國東、中、西部地區(qū)農(nóng)村居民收入結構對消費的影響。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%的水平上通過顯著性檢驗，說明在所有三個地區(qū)，農(nóng)村居民的家庭經(jīng)營性收入增長能夠拉動消費，而其他類型收入的作用則不明顯，證明無論在哪個地區(qū)，農(nóng)村居民的收入結構都能夠影響消費。三個地區(qū)消費增長率平方（GC2）的系數(shù)都能通過檢驗，說明無論在哪個地區(qū)，防范未來的不確定性都是農(nóng)村居民在進行消費決策時所考慮的因素。從估計方法比較嚴密的面板GMM模型結果看，西部地區(qū)家庭經(jīng)營性收入（YM）的回歸系數(shù)最大，而中部最小，東部地區(qū)介于兩者之間。這個結果反映了農(nóng)村家庭經(jīng)營性收入的增長對西部地區(qū)農(nóng)村居民消費的拉動力最強，對中部地區(qū)最弱。其原因是西部地區(qū)農(nóng)村居民家庭經(jīng)營活動以外的創(chuàng)收來源少，對家庭經(jīng)營活動的依賴度高；東部地區(qū)家庭經(jīng)營活動發(fā)達，其影響也較大；中部地區(qū)家庭經(jīng)營性活動有一定發(fā)展，還沒有形成對其他收入的絕對優(yōu)勢，因而家庭經(jīng)營性收入對消費的拉動作用在三個地區(qū)中最低。中部地區(qū)農(nóng)村居民的消費增長率平方（GC2）的系數(shù)最大，該地區(qū)農(nóng)村居民的預防性儲蓄動機最強，西部地區(qū)最弱。這是因為東部地區(qū)居民收入較高，應付未來消費風險的能力較強，預防性動機并不是太強。而西部地區(qū)農(nóng)村居民收入水平不高，無法維持一定的預防性儲蓄，因而其預防性儲蓄動機最弱。此外，利用面板GMM獲得的分地區(qū)分析結果還顯示，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)村居民的轉移性收入對所在地區(qū)的消費有明顯的拉動作用，這與當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的具體情況有關。東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，農(nóng)村居民可以獲得穩(wěn)定的工資收入。中部地區(qū)人口眾多，政府轉移性收入相對較多，對消費的影響也比較明顯。表四：分地區(qū)回歸分析結果東部地區(qū)OLS固定效應面板GMM常數(shù)項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增長率的平方中部地區(qū)OLS固定效應面板GMM常數(shù)項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增長率的平方西部地區(qū)OLS固定效應面板GMM常數(shù)項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增長率的平方通過實證檢驗，我們發(fā)現(xiàn)：第一，農(nóng)村居民收入結構對消費具有明顯的影響，其中家庭經(jīng)營性收入的增長對消費具有顯著的促進作用，而其他收入的影響較弱。第二，所有地區(qū)的農(nóng)村居民都存在較強的預防性儲蓄動機。第三，除家庭經(jīng)營性收入和預防性儲蓄動機以外，還存在一些影響我國部分地區(qū)農(nóng)村居民消費的特有因素，如工資性收入對東部地區(qū)農(nóng)村居民消費有明顯的拉動作用，而轉移性收入對中部地區(qū)農(nóng)村居民消費的影響極其顯著。五、結論與政策建議現(xiàn)階段國際金融危機對我國的外需造成了嚴重的負面影響，要維持我國宏觀經(jīng)濟又好又快的增長，就必須刺激消費、拉動內(nèi)需。在當前的經(jīng)濟發(fā)展形勢下，啟動潛力巨大的農(nóng)村消費市場，不僅能夠應對金融危機，刺激宏觀經(jīng)濟，還能促進我國農(nóng)村經(jīng)濟結構轉型，真正實現(xiàn)農(nóng)村地區(qū)的現(xiàn)代化。因此，研究我國農(nóng)村居民消費變動的內(nèi)在機理，探討拉動農(nóng)村消費的對策，具有重要的理論和現(xiàn)實意義。本文在傳統(tǒng)的分析預防性儲蓄的理論框架下，引入收入結構因素，研究了收入結構對農(nóng)村居民消費的影響。在理論分析的基礎上，本文利用2001～2007年我國各省區(qū)農(nóng)村居民收入和消費的面板數(shù)據(jù)，運用實證方法考察了收入結構對我國農(nóng)村居民消費的影響。研究結果顯示，無論在哪個地區(qū)，收入結構對農(nóng)村居民消費都存在顯著的影響，家庭經(jīng)營性收入增長越快，消費增長也越快。我們還發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民存在明顯的預防性儲蓄動機，不利于拉動消費。此外，工資性收入對東部地區(qū)，以及轉移性收入對中部地區(qū)農(nóng)村居民的消費分別存在顯著的促進作用。要啟動我國農(nóng)村消費市場，拉動農(nóng)村居民消費，需要做到以下幾點：第一，需要創(chuàng)造更加良好的氛圍，積極鼓勵農(nóng)村居民的家庭經(jīng)營活動，擴大經(jīng)營規(guī)模，提升經(jīng)營層次。農(nóng)村居民家庭經(jīng)營活動不僅可以在短期內(nèi)拉動消費，還有助于農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構的升級，促進我國二元經(jīng)濟結構的轉化。第二，加快農(nóng)村社會保障制度建設，降低農(nóng)村居民的預防性儲蓄動機。農(nóng)村居民強烈的預防性儲蓄動機的形成，與預期收入不穩(wěn)定、預期支出居高不下有著直接的關系。加快農(nóng)村社會保障體系建議，有助于穩(wěn)定其預期收入，降低預期支出，促進農(nóng)村居民的消費。第三，需要提高并穩(wěn)定農(nóng)村居民的工資性收入、財產(chǎn)性收入和轉移性收入。從研究結果看，中西部地區(qū)農(nóng)村居民工資性收入對消費的影響都不明顯，東部和西部地區(qū)轉移性收入對消費的影響也不明顯，而財產(chǎn)性收入對任何地區(qū)農(nóng)村居民的消費都沒有明顯的影響，農(nóng)村居民消費過度依賴特定類型的收入，導致了農(nóng)村居民的抗風險能力低下，強化了他們的預防性儲蓄動機，不利于拉動農(nóng)村消費。因此，必須制定合理的法規(guī)政策，保障農(nóng)村居民的工資性收入和財產(chǎn)性收入，規(guī)范政府轉移支付政策。參考文獻1.李濤：“國有股權、經(jīng)營風險、預算軟約束與公司業(yè)績”，《經(jīng)濟研究》，2005（7）。2.易行健、王俊海、易君健：“預防性儲蓄動機強度的時序變化與地區(qū)差異”，《經(jīng)濟研究》，2008（2）。3.中國現(xiàn)代化戰(zhàn)略研究課題組：《2004年中國現(xiàn)代化報告》，北京大學出版社，2004年。4.Friedman,M.,1957:ATheoryoftheConsumptionFunction,PrincetonUniversityPress,Princeton5.Giles,J.&Yoo,K.,2007:“PrecautionaryBehavior,MigrantNetworks,andHouseholdConsumptionDecisions:AnEmpiricalAnalysisUsingHouseholdPanelDatafromRuralChina,”TheReviewofEconomicsandStat