南永清 臧旭恒 王立平

非正規(guī)金融、過度敏感性與中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)
——基于2003至2014年省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析

南永清 臧旭恒 王立平

基于拓展的Campbell-Mankiw(1990)模型框架，選擇中國(guó)農(nóng)村2003至2014年省際面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用控制個(gè)體效應(yīng)的面板工具變量—廣義矩估計(jì)(IV-GMM)檢驗(yàn)了非正規(guī)金融與農(nóng)村居民消費(fèi)的關(guān)系。研究表明，農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)收入變動(dòng)以及非正規(guī)金融變動(dòng)均存在“過度敏感性”，收入敏感性系數(shù)遠(yuǎn)高于非正規(guī)金融系數(shù)；兩者的敏感性系數(shù)表現(xiàn)出明顯的區(qū)域性特征，形成從西到東遞減的梯度，意味著西部農(nóng)戶面臨更為嚴(yán)重的流動(dòng)性約束；人口撫養(yǎng)系數(shù)對(duì)消費(fèi)的影響不夠顯著，而不確定性具有較大的負(fù)向影響。擴(kuò)大內(nèi)需的關(guān)鍵在于構(gòu)建農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)的長(zhǎng)效機(jī)制，形成正規(guī)與非正規(guī)金融相互補(bǔ)充的多層次金融服務(wù)體系。

非正規(guī)金融； 過度敏感性； 農(nóng)村居民消費(fèi)

一、引言與文獻(xiàn)回顧

據(jù)統(tǒng)計(jì)，截止2014年底，我國(guó)仍有占全國(guó)人口總量45.23%的農(nóng)村人口，農(nóng)村居民是不容忽視的重要消費(fèi)群體；但是，農(nóng)村居民消費(fèi)支出在全社會(huì)居民最終消費(fèi)支出中的占比，由1978年的62.1%逐步下降到了2014年的23.8%，相應(yīng)地，城鎮(zhèn)居民最終消費(fèi)支出的比重則從197年的37.9%上升到了2014年的76.2%；可以認(rèn)為，農(nóng)村居民在擴(kuò)大消費(fèi)支出方面，具有非常大的潛力。因此，深入研究我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)問題，對(duì)于進(jìn)一步擴(kuò)大內(nèi)需、調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重大意義。國(guó)外學(xué)者對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)問題進(jìn)行了探討，Barslund和Tarp(2008)①Barslund M, Tarp F, “Formal and Informal Rural Credit in Four Provinces of Vietnam”, The Journal of Development Studies, 2008, 44(4), pp.485-503.考察了越南農(nóng)村信貸市場(chǎng)的運(yùn)行狀況，發(fā)現(xiàn)正規(guī)貸款幾乎全部用于生產(chǎn)和資本積累，而非正規(guī)貸款主要用于平滑消費(fèi)。Molini和Wan(2008)②Molini V, Wan G, “Discovering Sources of Inequality in Transition Economies: A Case Study of Rural Vietnam”, Economic Change and Restructuring, 2008, 41(1), pp.75-96.分析了越南農(nóng)村消費(fèi)不平等現(xiàn)象，認(rèn)為教育水平、實(shí)物資本和勞動(dòng)力等因素加劇了消費(fèi)不平等，而土地?fù)碛辛亢徒鹑谛刨J減少了消費(fèi)不平等程度。Davies(2010)③Davies S, “Do Shocks Have a Persistent Impact on Consumption? The Case of Rural Malawi”, Progress in Development Studies, 2010, 10(1), pp.75-79.研究了疾病和死亡的家庭沖擊及洪水與干旱沖擊對(duì)馬拉維農(nóng)戶消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)疾病和干旱對(duì)居民消費(fèi)具有短期負(fù)向沖擊，但不存在顯著長(zhǎng)期影響，因?yàn)檗r(nóng)戶在當(dāng)期會(huì)被迫減少消費(fèi)，長(zhǎng)期來看，會(huì)通過風(fēng)險(xiǎn)分?jǐn)倷C(jī)制獲得相應(yīng)補(bǔ)償；洪水具有長(zhǎng)期正向影響，因?yàn)檗r(nóng)戶今后會(huì)受益于增加的降雨。Porter(2012)④Porter C, “Shocks, Consumption and Income Diversification in Rural Ethiopia”, Journal of Development Studies, 2012, 48(9), pp.1209-1222.研究了意外沖擊對(duì)埃塞俄

比亞農(nóng)戶消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)干旱災(zāi)害會(huì)顯著地降低當(dāng)期消費(fèi)，但是不太極端的降雨變化及疾病、農(nóng)作物蟲害等特殊沖擊并不會(huì)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生顯著的不利影響。也有研究分析了墨西哥農(nóng)戶的營(yíng)養(yǎng)消費(fèi)(Skoufias et al., 2009)*Skoufias E, Di Maro V, González-Cossío T, et al. “Nutrient Consumption and Household Income in Rural Mexico”, Agricultural Economics, 2009, 40(6), pp.657-675.、印度農(nóng)村地區(qū)的能源消費(fèi)(Ekholm et al., 2010)*Ekholm T, Krey V, Pachauri S, etal. “Determinants of Household Energy Consumption in India”, Energy Policy, 2010，38(10), pp.5696-5707.以及孟加拉國(guó)農(nóng)戶健康沖擊對(duì)消費(fèi)的影響(Islam and Maitra，2012)*Islam A, Maitra P, “Health Shocks and Consumption Smoothing in Rural Households: Does Microcredit Have a Role to Play?”, Journal of Development Economics, 2012, 97(2), pp.232-243.等。

國(guó)內(nèi)研究主要考察了消費(fèi)習(xí)慣、健康風(fēng)險(xiǎn)、貨幣政策以及不確定性等因素對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)行為的影響。崔海燕和范紀(jì)珍(2011)基于包含內(nèi)部和外部習(xí)慣形成的消費(fèi)函數(shù)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)變化對(duì)收入變動(dòng)表現(xiàn)出“敏感性”特征，并且消費(fèi)表現(xiàn)出顯著的內(nèi)部習(xí)慣形成特點(diǎn)*崔海燕、范紀(jì)珍：《內(nèi)部和外部習(xí)慣形成與中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)行為——基于省級(jí)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析》，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2011年第7期。。何興強(qiáng)和史衛(wèi)(2014)*何興強(qiáng)、史衛(wèi)：《健康風(fēng)險(xiǎn)與城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)》，《經(jīng)濟(jì)研究》2014年第5期。研究了農(nóng)戶自身感知的健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)其家庭消費(fèi)的沖擊，并考察了醫(yī)療保險(xiǎn)的健康風(fēng)險(xiǎn)緩解和消費(fèi)促進(jìn)效應(yīng)，表明健康風(fēng)險(xiǎn)大的家庭人均總消費(fèi)、食品和非食品消費(fèi)均更低，在非食品消費(fèi)上的負(fù)效應(yīng)更大；醫(yī)療保險(xiǎn)則有助于緩解家庭健康風(fēng)險(xiǎn)，繼而促進(jìn)人均總消費(fèi)、食品和非食品消費(fèi)。封福育和趙夢(mèng)楠(2016)*封福育、趙夢(mèng)楠：《貨幣政策對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的非線性影響研究——基于PSTR模型的實(shí)證分析》，《中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》2016年第1期?；趧?dòng)態(tài)優(yōu)化理論，將貨幣政策納入了農(nóng)戶消費(fèi)的研究框架，發(fā)現(xiàn)貨幣政策對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)效應(yīng)表現(xiàn)出非對(duì)稱與非線性特征。當(dāng)實(shí)際利率水平高于門檻值時(shí)，其對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)的影響相對(duì)較高，反之則較低。陳沖(2014)*陳沖：《收入不確定性的度量及其對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)行為的影響研究》，《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》2014年第3期。將農(nóng)戶面臨的不確定性分解為程度、方向與心理狀態(tài)，發(fā)現(xiàn)三個(gè)維度的不確定性均對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)行為具有顯著影響，特別地，不確定性方向和心理狀態(tài)的影響呈現(xiàn)非對(duì)稱性。除此之外，也有研究考察了農(nóng)村信貸(陳東、劉金東，2013)*陳東、劉金東：《農(nóng)村信貸對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響——基于狀態(tài)空間模型和中介效應(yīng)檢驗(yàn)的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)分析》，《金融研究》2013年第6期。、稅費(fèi)改革(汪偉等，2013)*汪偉、艾春榮、曹暉：《稅費(fèi)改革對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響研究》，《管理世界》2013年第1期。、人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變(張永麗、南永清，2014)*張永麗、南永清：《人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)村居民消費(fèi)》，《華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)》2014年第4期。、家庭資產(chǎn)(盧建新，2015)*盧建新：《農(nóng)村家庭資產(chǎn)與消費(fèi):來自微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的證據(jù)》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2015年第1期。等因素與農(nóng)戶消費(fèi)間的關(guān)系。

但上述文獻(xiàn)缺乏非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的考察。通常認(rèn)為，非正規(guī)金融是指未被監(jiān)管當(dāng)局控制的金融活動(dòng)，與之相對(duì)的正規(guī)金融則指以銀行等金融中介機(jī)構(gòu)為主導(dǎo)并實(shí)行市場(chǎng)化運(yùn)作的金融制度安排；在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)，非正規(guī)金融更多地表現(xiàn)為農(nóng)戶之間，以及農(nóng)戶與非正規(guī)金融組織間的貨幣借貸關(guān)系，這方面主要包括：民間借貸、互助會(huì)、典當(dāng)業(yè)和合會(huì)等形式，而正規(guī)金融主要是由中國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行、中國(guó)農(nóng)業(yè)銀行以及農(nóng)村信用社等機(jī)構(gòu)提供的金融服務(wù)活動(dòng)，可以認(rèn)為，現(xiàn)階段我國(guó)農(nóng)村金融市場(chǎng)具有典型的正規(guī)金融與非正規(guī)金融并存的“二元”結(jié)構(gòu)特征。相關(guān)調(diào)查表明，非正規(guī)金融是我國(guó)農(nóng)戶獲得貸款的主要渠道，張兵和張寧(2012)*張兵、張寧：《農(nóng)村非正規(guī)金融是否提高了農(nóng)戶的信貸可獲性？—基于江蘇1202戶農(nóng)戶的調(diào)查》，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2012年第10期。在江蘇農(nóng)戶地區(qū)的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)借款農(nóng)戶數(shù)和借款筆數(shù)的比例分別為67.39%和69.51%，趙建梅和劉玲玲(2013)*趙建梅、劉玲玲：《信貸約束與農(nóng)戶非正規(guī)金融選擇》，《經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理》2013年第4期。研究發(fā)現(xiàn)，大約有72%的農(nóng)戶參與了借貸活動(dòng)，其中有43.45%的農(nóng)戶獲得了非正規(guī)金融借款。據(jù)此可見，大多數(shù)農(nóng)村居民通過非正規(guī)渠道獲得融資，非正規(guī)借貸是是我國(guó)農(nóng)村金融市場(chǎng)上的主要融資形式之一。

因此，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展對(duì)于緩解農(nóng)村居民面臨的流動(dòng)性約束，提高當(dāng)期消費(fèi)水平，以及啟動(dòng)內(nèi)需具有重要意義。同時(shí)，由于我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)社會(huì)轉(zhuǎn)型期，因制度變革等產(chǎn)生的不確定性和農(nóng)村正規(guī)金融市場(chǎng)不完善引發(fā)的流動(dòng)性約束，以及農(nóng)村居民收入普遍偏低的事實(shí)，加之，我國(guó)農(nóng)村非正規(guī)金融產(chǎn)生于經(jīng)濟(jì)和金融體制尚不夠健全的背景下，使農(nóng)村居民消費(fèi)需求難以在短期內(nèi)提高。

基于此，我們將在拓展的C-M模型框架內(nèi)，就非正規(guī)金融等因素與農(nóng)村居民消費(fèi)行為的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以期對(duì)我國(guó)農(nóng)村非正規(guī)金融健康發(fā)展，以及農(nóng)戶消費(fèi)水平的穩(wěn)步提升提供有益參考。下文的結(jié)構(gòu)安排為：第二部分為模型設(shè)定與變量選取，第三部分為非正規(guī)金融與農(nóng)村居民消費(fèi)關(guān)系的計(jì)量檢驗(yàn)，第四部分為研究結(jié)論和政策啟示。

二、模型設(shè)定與變量選取

(一)模型設(shè)定

ΔCt=ΔC1t+ΔC2t=μ+(1-λ)εt+λΔYt

(1)

對(duì)模型(1)進(jìn)行估計(jì)，如果λ估計(jì)值顯著地等于0，則消費(fèi)者按照持久收入進(jìn)行消費(fèi)，理性預(yù)期—持久收入—生命周期假說成立；如果λ不等于0，則存在過度敏感性，這種過度敏感性很可能是由流動(dòng)性約束所引起的(Sarantis and Stewart，2003)*Sarantis N, Stewart C, “Liquidity Constraints, Precautionary Saving and Aggregate Consumption: An International Comparison”, Economic Modelling, 2003, 20(6), pp.1151-1173.。接下來，我們將其他影響農(nóng)村居民消費(fèi)行為的變量也納入到模型(1)中，這些變量具體包括非正規(guī)金融、正規(guī)金融、人口撫養(yǎng)比以及不確定性等。于是，模型(1)可以進(jìn)一步拓展為如下形式：

ΔCit=μi+λ1ΔYit+λ2ΔINFit+λ3ΔFit+λ4ΔDEMit+λ5ΔUNit+εit

(2)

其中，INFt表示非正規(guī)金融變量，F(xiàn)t表示正規(guī)金融變量，DEMt為表示人口特征的家庭人口負(fù)擔(dān)系數(shù)，UNt表示不確定性變量；i為不同省份，t表示不同的年份，μi表示地區(qū)效應(yīng)，用于控制其他對(duì)因變量產(chǎn)生影響的不可觀測(cè)因素，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(二)變量選取

我們選取了全國(guó)30個(gè)省(市、自治區(qū))2003至2014年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，因西藏?cái)?shù)據(jù)缺失較多，故在樣本中剔除了西藏。就具體變量選取來看：由于缺乏我國(guó)農(nóng)村正規(guī)以及非正規(guī)金融的具體統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用間接方法計(jì)算這些數(shù)據(jù)。《中國(guó)固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計(jì)年鑒》將農(nóng)村固定資產(chǎn)投資劃分為農(nóng)村農(nóng)戶和非農(nóng)戶投資兩大類；按照資金不同來源的劃分，農(nóng)村農(nóng)戶投資又包括國(guó)內(nèi)貸款、自籌資金和其他資金三類，農(nóng)村非農(nóng)戶投資則包括國(guó)家預(yù)算內(nèi)資金、國(guó)內(nèi)貸款、利用外資、自籌資金和其他資金四類。據(jù)此，我們將農(nóng)戶投資中的國(guó)內(nèi)貸款以及非農(nóng)戶投資中的國(guó)家預(yù)算內(nèi)資金、國(guó)內(nèi)貸款、利用外資之和視為代表農(nóng)村正規(guī)金融的規(guī)模；而將農(nóng)村農(nóng)戶投資和非農(nóng)戶投資中的自籌資金與其他資金之和視為代表農(nóng)村非正規(guī)金融的規(guī)模。農(nóng)村家庭人口負(fù)擔(dān)系數(shù)用15歲以下和65歲以上人口總量與15至65歲人口規(guī)模的比例表示，撫養(yǎng)系數(shù)數(shù)據(jù)來源于2004至2006年的《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》以及2007至2015年的《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。同時(shí)，有關(guān)不確定性的衡量，我們采用家庭收入與消費(fèi)兩者增長(zhǎng)率的比值來表征(田崗，2005)*田崗：《不確定性、融資約束與我國(guó)農(nóng)村高儲(chǔ)蓄現(xiàn)象的實(shí)證分析—一個(gè)包含融資約束的預(yù)防性儲(chǔ)蓄模型檢驗(yàn)》，《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》2015年第1期。。以農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出來表示消費(fèi)變量，以農(nóng)村居民人均可支配收入來表示收入變量。通常而言，考慮到居民消費(fèi)與收入原始序列一般接近服從對(duì)數(shù)—對(duì)數(shù)關(guān)系，為了消除可能存在的異方差影響，我們對(duì)消費(fèi)與收入數(shù)據(jù)分別取了對(duì)數(shù)值，此外，對(duì)正規(guī)和非正規(guī)金融變量也進(jìn)行了類似處理。各名義變量均采取農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(1985=100)剔除了價(jià)格因素的影響。對(duì)于2013至2014年的非正規(guī)金融和正規(guī)金融數(shù)據(jù)，以及其他個(gè)別缺失值，我們利用指數(shù)平滑法預(yù)測(cè)得到，其余數(shù)據(jù)取自各省(市、自治區(qū))統(tǒng)計(jì)年鑒。有關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析如表1所示。

表1變量的描述性統(tǒng)計(jì)量

資料來源：根據(jù)《中國(guó)固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省(市、自治區(qū))統(tǒng)計(jì)年鑒計(jì)算整理所得。

三、非正規(guī)金融與農(nóng)村居民消費(fèi)關(guān)系的計(jì)量檢驗(yàn)

(一)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表2變量單位根檢驗(yàn)

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著。

(二)全國(guó)層面基本模型回歸結(jié)果

表3全國(guó)層面基本模型回歸結(jié)果

①由于采用的是FE估計(jì)量,差分過程中去掉了常數(shù)項(xiàng),故此處不匯報(bào)常數(shù)項(xiàng)。

注：()內(nèi)數(shù)值為系數(shù)的異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差，[]內(nèi)系數(shù)為P值。Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計(jì)量中{ }內(nèi)數(shù)值為Stock-Yogo(2005)檢驗(yàn)在10%水平上的臨界值；***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

根據(jù)以上檢驗(yàn)，文章的計(jì)量結(jié)果將基于第(4)列進(jìn)行分析?？梢园l(fā)現(xiàn)，樣本期內(nèi)農(nóng)村居民消費(fèi)行為對(duì)收入以及非正規(guī)金融變動(dòng)皆表現(xiàn)出“過度敏感性”特征，但是農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)收入的敏感性要遠(yuǎn)高于對(duì)非正規(guī)金融的敏感性，這意味著盡管中國(guó)農(nóng)村非正規(guī)金融的發(fā)展在某種程度上緩解了農(nóng)戶面臨的流動(dòng)性約束，并繼而促進(jìn)了農(nóng)戶消費(fèi)水平的提升，但是收入對(duì)消費(fèi)的影響遠(yuǎn)高于非正規(guī)金融的效應(yīng)，收入依然是制約并決定農(nóng)戶消費(fèi)的關(guān)鍵性因素。

但是，農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)正規(guī)金融的“過度敏感性”系數(shù)并不顯著，且非正規(guī)金融的消費(fèi)效應(yīng)遠(yuǎn)大于正規(guī)金融的消費(fèi)效應(yīng)，其可能性在于：第一，由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的收益相對(duì)較低，農(nóng)業(yè)發(fā)展很難滿足正規(guī)金融機(jī)構(gòu)以利潤(rùn)最大化為導(dǎo)向的訴求，加之我國(guó)農(nóng)村人口收入相對(duì)較低，儲(chǔ)蓄水平不高，大量的金融中介組織在農(nóng)村市場(chǎng)缺乏生存、發(fā)展的基礎(chǔ)，其在農(nóng)村地區(qū)的持續(xù)經(jīng)營(yíng)面臨著難以逾越的困境；同時(shí)，通常認(rèn)為，將貸款用于生產(chǎn)性用途的農(nóng)戶往往具有最高的還款能力，因而正規(guī)金融機(jī)構(gòu)大多向農(nóng)戶發(fā)放的是生產(chǎn)性而非消費(fèi)性貸款。第二，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有典型的周期性特征，其容易受到氣候條件、病蟲災(zāi)害等影響，致使農(nóng)戶收入往往具有較大的波動(dòng)性，這就需要農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)歉收的年份利用金融借貸來平滑其消費(fèi)支出，然而，農(nóng)村金融市場(chǎng)上普遍存在由信息不對(duì)稱誘發(fā)的道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇，且農(nóng)戶缺乏有效的抵押產(chǎn)品，這使得農(nóng)戶很難從正規(guī)金融部門獲得貸款支持，而非正規(guī)金融可以憑借其獨(dú)特優(yōu)勢(shì)有效地滿足農(nóng)戶的融資需求，在農(nóng)戶收入存在較大的波動(dòng)且面臨剛性的消費(fèi)支出時(shí)，對(duì)于絕大部分農(nóng)戶而言，只能訴諸于非正規(guī)金融來緩解資金約束。第三，特別地，自1998年以來我國(guó)四大國(guó)有商業(yè)銀行相繼實(shí)施了撤銷、合并縣級(jí)經(jīng)營(yíng)網(wǎng)點(diǎn)的諸多改革措施，最終致使農(nóng)村信用社成為農(nóng)村地區(qū)主要的正規(guī)金融機(jī)構(gòu)，但是長(zhǎng)期以來，農(nóng)村信用社面臨著經(jīng)營(yíng)管理滯后、不良貸款率居高不下以及資金實(shí)力薄弱等一系列問題，這導(dǎo)致農(nóng)村居民的貸款需求嚴(yán)重地受到抑制，制約了農(nóng)戶消費(fèi)需求的滿足；同時(shí)，非正規(guī)金融具有廣泛性、無抵押以及靈活性等優(yōu)勢(shì)，可以較好地彌補(bǔ)正規(guī)金融的一些不足。

同時(shí)，人口撫養(yǎng)系數(shù)在5%水平上并不顯著，其原因可能在于我國(guó)長(zhǎng)期實(shí)行了嚴(yán)格控制人口增長(zhǎng)的“計(jì)劃生育”政策，致使農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)發(fā)生了較大變化，突出表現(xiàn)為：老年人口比率的持續(xù)上升和幼兒人口的不斷下降，養(yǎng)老壓力的增加在某種程度上與幼兒人口負(fù)擔(dān)的減少進(jìn)行了抵消，從而導(dǎo)致家庭人口撫養(yǎng)狀況對(duì)消費(fèi)的影響不夠顯著；同時(shí)，不確定性對(duì)消費(fèi)存在顯著的負(fù)向效應(yīng)，意味著當(dāng)農(nóng)村居民在面臨較強(qiáng)的不確定性時(shí)，必定會(huì)降低當(dāng)前的消費(fèi)水平。

此外，在工具變量的識(shí)別過程中，Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)顯示模型確實(shí)存在內(nèi)生性，為了克服該問題，采用的滯后一期作為工具變量(IV)，并針對(duì)IV的有效性進(jìn)行了識(shí)別不足、弱識(shí)別以及過度識(shí)別檢驗(yàn)。Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量在5%水平上拒絕了識(shí)別不足的原假設(shè)；Kleibergen-Paap Wald rk F統(tǒng)計(jì)量大于Stock-Yogo(2005)檢驗(yàn)10%水平上的臨界值，故拒絕了IV是弱識(shí)別的假定；同時(shí)，Hansen J統(tǒng)計(jì)量為0.0000，顯示“方程是完全識(shí)別的”。因此，我們選取的工具變量具有合理性。

(三)東部、中部、西部和東北地區(qū)的回歸結(jié)果

這里基于模型(2)，同樣采用采取控制了個(gè)體效應(yīng)的面板工具變量-廣義矩估計(jì)(IV-GMM)分析了非正規(guī)金融與農(nóng)村居民消費(fèi)關(guān)系的區(qū)域性差異。具體來說，將我國(guó)經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分為東、中、西以及東北部四大地區(qū)*東部包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南10個(gè)省(市)；中部包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南6個(gè)?。晃鞑堪◤V西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆和內(nèi)蒙古11個(gè)省(市、自治區(qū))；東北包括遼寧、吉林和黑龍江3個(gè)省。，表4報(bào)告了相應(yīng)估計(jì)結(jié)果。

表4劃分東部、中部、西部和東北地區(qū)的模型回歸結(jié)果

續(xù)表4

估計(jì)方法工具變量—廣義矩估計(jì)(IV-GMM)ΔDEM0.1405(0.1305)0.2031(0.2118)0.2115(0.1901)0.2386(0.2048)ΔUN0.0169(0.0116)0.0346***(0.0108)0.0294***(0.0071)0.0148(0.314)Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)70.0313*[0.0597]61.0444**[0.0332]83.7334**[0.0187]75.9632***[0.0326]Kleibergen-PaaprkLM統(tǒng)計(jì)量30.5750**[0.0484]43.2830**[0.0070]36.1920**[0.0128]20.0310***[0.0086]Kleibergen-PaaprkWaldF統(tǒng)計(jì)量30.3180{16.3800}22.3430{16.3800}41.2500{16.3800}29.0260{16.3800}HansenJ統(tǒng)計(jì)量0.0000.0000.0000.000CenteredR20.72050.60880.68150.7180觀測(cè)值1006011030

注：()內(nèi)數(shù)值為系數(shù)的異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差，[]內(nèi)系數(shù)為P值。Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計(jì)量中{ }內(nèi)數(shù)值為Stock-Yogo(2005)檢驗(yàn)在10%水平上的臨界值；***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

從表4可以發(fā)現(xiàn)，不同地區(qū)農(nóng)戶消費(fèi)對(duì)收入變動(dòng)和非正規(guī)金融變動(dòng)均表現(xiàn)出“過度敏感性”，整體上在5%的水平下顯著。其中西部農(nóng)戶消費(fèi)對(duì)收入敏感性系數(shù)最高，中部與東北部地區(qū)收入敏感性系數(shù)相差不多，中部收入敏感性系數(shù)略高于東北部地區(qū)，而東部地區(qū)收入敏感性系數(shù)最低。就非正規(guī)金融的影響而言，西部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)非正規(guī)金融的敏感性系數(shù)最高，中部地區(qū)次之，東部和東北部地區(qū)最低，非正規(guī)金融的消費(fèi)效應(yīng)存在明顯的區(qū)域性差異，形成了從西到東逐步遞減的梯度。這是因?yàn)椋c經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平相適應(yīng)，我國(guó)農(nóng)村正規(guī)金融規(guī)模存在由東到西逐漸下降的梯度，由此造成的金融缺口只能由非正規(guī)金融來彌補(bǔ)。

整體而言，西部地區(qū)農(nóng)戶消費(fèi)對(duì)收入和非正規(guī)金融的敏感性最大，意味著西部地區(qū)農(nóng)戶面臨最為嚴(yán)重的流動(dòng)性約束，而東部和東北部地區(qū)農(nóng)戶受到的流動(dòng)性約束要相對(duì)較低；產(chǎn)生這種現(xiàn)象的根本原因在于我國(guó)不同區(qū)域間經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平的不平衡，近年來西部地區(qū)農(nóng)村居民收入取得了較快增長(zhǎng)，在一定程度上刺激了其消費(fèi)需求，但西部農(nóng)村居民預(yù)期收入水平依然較低，這直接抑制了其消費(fèi)意愿的實(shí)現(xiàn)，而東部和東北部地區(qū)農(nóng)村居民具備較高的當(dāng)期支付能力和穩(wěn)定的收入預(yù)期，因而受到的流動(dòng)性約束程度都相對(duì)較低。

就正規(guī)金融而言，東部地區(qū)正規(guī)金融系數(shù)不顯著，中部和東北地區(qū)正規(guī)金融系數(shù)在10%的水平上顯著，但西部地區(qū)正規(guī)金融系數(shù)在5%水平上顯著；其原因在于西部地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)總量小，發(fā)展水平相對(duì)落后，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)蘊(yùn)含的資金流量和產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效益難以支撐正規(guī)商業(yè)性金融機(jī)構(gòu)的有效運(yùn)行，并由此造成西部正規(guī)金融發(fā)展對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)的約束程度最為明顯。實(shí)際上，即便是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較好的中部和東北地區(qū)，隨著我國(guó)農(nóng)村金融體制改革的逐步深入，以及農(nóng)村信用社運(yùn)作日趨商業(yè)化，致使正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)戶的貸款決策變得更加嚴(yán)格和謹(jǐn)慎，這必將會(huì)進(jìn)一步加劇現(xiàn)有農(nóng)村金融缺口，削弱農(nóng)村正規(guī)金融的消費(fèi)效應(yīng)。同時(shí)，各地區(qū)不確定性的消費(fèi)效應(yīng)呈現(xiàn)出較大差異，其中，中部和西部不確定性的消費(fèi)效應(yīng)最大，東部地區(qū)次之，東北地區(qū)最小，不確定性消費(fèi)效應(yīng)的地區(qū)差異主要受各地區(qū)農(nóng)村居民收入水平、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)和環(huán)境的制約，由于東部以及東北地區(qū)農(nóng)戶收入水平相對(duì)較高，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)和環(huán)境較好，且具有較強(qiáng)的抗風(fēng)險(xiǎn)能力，因而不確定性對(duì)消費(fèi)的沖擊相對(duì)較小。

此外，各地區(qū)檢驗(yàn)同樣選取了ΔY的滯后一期至滯后三期作為工具變量，有關(guān)工具變量有效性的Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量、Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計(jì)量和Hansen J過度識(shí)別檢驗(yàn)表明，選取的工具變量滿足有效性條件。

四、研究結(jié)論與政策啟示

以上分析可得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：(1)樣本期內(nèi)農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)收入和非正規(guī)金融變動(dòng)皆存在“過度敏感性”特征，收入敏感性系數(shù)遠(yuǎn)高于非正規(guī)金融敏感性系數(shù)；表明在某種程度上農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展緩解了農(nóng)戶面臨的流動(dòng)性約束，繼而提升了其消費(fèi)水平，但是收入依舊是制約并決定農(nóng)戶消費(fèi)的關(guān)鍵性因素。(2)農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)收入以及非正規(guī)金融的敏感性系數(shù)均存在顯著的區(qū)域差異，西部地區(qū)收入和非正規(guī)金融敏感性系數(shù)最大，說明西部農(nóng)村居民面臨最為嚴(yán)重的流動(dòng)性約束，而東部和東北部地區(qū)居民受到較低的流動(dòng)性約束。(3)正規(guī)金融和人口撫養(yǎng)系數(shù)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響不夠顯著，而不確定性存在顯著的負(fù)向效應(yīng)。

因此，從根本上緩解農(nóng)村居民受到的流動(dòng)性約束，提升農(nóng)村居民消費(fèi)和啟動(dòng)內(nèi)需的政策著眼點(diǎn)在于建立健全增加農(nóng)村居民收入的長(zhǎng)效機(jī)制，培育、引導(dǎo)農(nóng)村非正規(guī)金融市場(chǎng)健康發(fā)展，提升正規(guī)金融經(jīng)營(yíng)管理水平，形成正規(guī)與非正規(guī)金融相互補(bǔ)充的多層次金融服務(wù)體系。具體來說：第一，通過打造以農(nóng)村居民為主體、具有較強(qiáng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)體系，來形成確保農(nóng)戶收入穩(wěn)步增長(zhǎng)的長(zhǎng)效機(jī)制；同時(shí)建立健全農(nóng)村各項(xiàng)社會(huì)保障體系，有效增強(qiáng)農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)防范能力。第二，通過相關(guān)政策合理引導(dǎo)非正規(guī)金融市場(chǎng)發(fā)展，規(guī)范和控制非正規(guī)金融的規(guī)模和參與度，逐步放寬對(duì)農(nóng)村金融市場(chǎng)的限制性政策；同時(shí)，在政策制定和落實(shí)過程中，針對(duì)農(nóng)村不同金融活動(dòng)采取差異性的政策，特別要加強(qiáng)對(duì)地下錢莊、合會(huì)等非法的非正規(guī)金融的監(jiān)督管理。第三，進(jìn)一步大力發(fā)展農(nóng)村正規(guī)金融，提升經(jīng)營(yíng)水平，拓寬其業(yè)務(wù)服務(wù)范圍；農(nóng)業(yè)銀行要繼續(xù)完善其經(jīng)營(yíng)管理體制，以服務(wù)“三農(nóng)”為中心，深化經(jīng)營(yíng)方式改革，改善信貸投資結(jié)構(gòu)；農(nóng)村信用社要繼續(xù)按照合作制原則來規(guī)范其運(yùn)營(yíng)，利用商業(yè)金融在農(nóng)村收縮業(yè)務(wù)網(wǎng)點(diǎn)的機(jī)遇，穩(wěn)步拓展其業(yè)務(wù)空間。

[責(zé)任編輯：賈樂耀]

Informal Finance, Excessive Sensitivity and Consumption of Chinese Rural Residents——An Empirical Analysis Based on Provincial Panel Data 2003-2014

NAN Yong-qing ZANG Xu-heng WANG Li-ping

(School of Economics and Management, Southeast University, Nanjing 211189, P.R.China;School of Economics, Shandong University, Jinan 250100, P.R.China;School of Economics, Shandong University of Finance and Economics, Jinan 250014, P.R.China)

Based on the extended model framework of Campbell-Mankiw (1990), we adopt the panel instrumental variable-generalized moment estimation(IV-GMM)to control individual effect and test the relationship between informal finance and consumption of Chinese rural residents. The data come from Chinese rural provincial panel data from 2003 to 2014. The study shows that the consumption of rural residents has “excessive sensitivity” to income changes and informal financial changes, and the income sensitivity coefficient is much higher than that of informal finance. The sensitivity coefficients of these two factors show obvious regional characteristics, forming a descending gradient from the west to the east, which means that western farmers are faced with more severe liquidity constraints. The impact of population dependency ratio on consumption is not significant, and uncertainty has a large negative impact. The key for expanding domestic demand is to build a long-term mechanism for the growth of rural residents’ income, and to form a multi-level financial service system in which formal and informal finance complement each other.

Informal finance; Excessive sensitivity; Rural residents’ consumption

2017-03-12

教育部哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究重大課題攻關(guān)項(xiàng)目“建立擴(kuò)大消費(fèi)需求的長(zhǎng)效機(jī)制研究”(11JZD016)；國(guó)家社科基金重點(diǎn)項(xiàng)目“網(wǎng)絡(luò)型差序格局的‘關(guān)系人’經(jīng)濟(jì)行為一般均衡研究”(15AJL004)。

南永清，東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生(南京211189； nanyongqinga@163.com)；臧旭恒，山東大學(xué)消費(fèi)與發(fā)展研究所博士生導(dǎo)師、教授(濟(jì)南250100； xhzang@sdu.edu.cn)；王立平，山東財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授(濟(jì)南250014； 007wangliping@163.com)。