不确定性、流动性约束与农民消费——以川渝四个国家贫困县为例

胡帮勇

（重庆三峡学院财经学院，重庆万州 404020）



不确定性、流动性约束与农民消费——以川渝四个国家贫困县为例

胡帮勇

（重庆三峡学院财经学院，重庆万州 404020）

摘 要：基于川渝四个国家贫困县1985—2012年的时间序列数据，利用修正的λ模型实证研究贫困地区不确定性、流动性约束与农民消费之间的关系。结果发现：贫困地区农户受到的流动性约束较为严重，流动性约束是解释农户消费过度敏感性的主要因素，而不确定性对农户消费没有显著的影响，实际利率的下降和个人消费信贷业务的开展也没有显著促进农户消费的增加。

关键词：不确定性；流动性约束；消费；λ模型

一、引 言

在一个完善的金融市场体系中，农户可以通过自由借贷来解决生产生活中存在的收入不确定性问题，实现平滑消费，即为了实现消费者一生总效用的最大化，在完善的金融市场体系下农户不会因为收入的短期变化而改变消费计划。当农户的收入下降时，农户可以通过借贷的方式弥补短期资金的不足。因此，从这种意义而言，一个完善高效的金融市场，不仅可以为农户提供生产经营活动方面的金融服务，而且可以提供消费保险，这是稳定农户消费和生活的一项重要制度保障。国内外学者常用传统的λ模型来研究流动性约束与消费之间的关系，其优点在于一目了然，通过简单的计算可以大致考察出流动约束的情况。但是，越来越多的学者意识到，流动性约束不能完全解释消费的过度敏感性。所谓消费行为的过度敏感性，是指消费对于当期收入之变化的反应是过度的这一现象，即当期消费高度依赖于当期的可支配收入（Flavin，1985）。郑璋鑫（2013）以江苏省为例，根据预防性储蓄理论，从不确定性角度对江苏省城镇居民1999—2012年期间高储蓄率进行分析，发现未来收入和支出的不确定性使江苏省城镇居民具有较强的预防性储蓄动机，从而引发高储蓄率。姜正和、陈震（2014）利用中国综合社会调查的微观数据，分析疾病风险对居民消费的影响，结果表明中国居民消费存在显著的过度敏感性，而疾病风险带来的不确定性和信贷约束带来的流动性约束是这种过度敏感性的重要源泉。王柏杰（2014）利用 2003—2011年中国省际动态面板数据进行了经验研究，结果发现：受农村居民收入制约和流动性约束，农村居民的各类消费均表现为缺乏弹性，农村居民的消费行为更具理性和长期性，遵循需求层次理论，且具有明显的“阈值”效应。刘雪岚（2015）基于江西省2002—2013年的11个市的农村居民面板数据研究发现，江西农村居民存在显著的预防性储蓄行为。农民对未来收入的不确定性及支出不确定性对他们当期的消费产生了较大影响，不确定性与消费显著负相关。本文以Campell & Mankiw传统的λ模型为基础，通过对模型进一步优化，基于川渝四个国家贫困县的宏观时间序列数据，利用计量模型来实证研究流动性约束、不确定性等多种因素对贫困地区农户消费的影响。

二、理论分析、模型构建与数据说明

（一）理论分析

用传统的Campell与Mankiw消费函数模型来分析流动性约束对贫困地区农户的消费决策行为的影响，存在明显的缺陷。我们需要构建新的消费函数，更加充分的考虑贫困地区农村实际消费环境，比如，除了考虑流动性约束因素，我们可以将不确定性因素作为新的解释变量引入到消费函数中来。事实上，很多经济学都强调了不确定性因素对消费的影响，作为一个理性的消费者，当面临未来的不确定性时，他首先考虑的是降低当前的消费而增加储蓄，以抵御未来的不确定性对未来消费带来的负面效应。比如Leland认为，消费者面临未来不确定性时将增加预防性储蓄，他将预防性储蓄定义为由于未来不确定性而引起的额外储蓄。预防性储蓄理论强调，在不确定性条件下，与当前确定条件下的边际效应相比，消费者预期未来的消费的边际效用更大，因此由于未来的不确定性消费者将减少当前消费而增加预防性储蓄，通过平滑消费实现一生总效用水平的最大化。改革开放以来，随着市场化改革的进一步加剧，贫困地区农户在就业、养老、医疗等方面面临越来越不确定的环境。随着社会环境的不断变迁，贫困地区农户面临的不确定性加强，这强化了贫困地区农户的谨慎动机，可能会增加农户的预防性储蓄（彭秀丽、袁剑雄，2008）。由此说明不确定性同样对收入的“过度敏感”有着部分解释力，而传统的 Campell & Mankiw模型将流动性约束作为消费对收入“过度敏感”的唯一原因，难免有失偏颇。

（二）模型构建

根据λ模型的假设，Campell & Mankiw认为经济中存在两种不同行为人，即不受流动性约束的消费者和受到流动性约束的消费者。因此，本研究将贫困地区的农户也分为两类，其中第一类农户不受流动性约束，消费行为遵循Hall（1978）的理性预期持久收入假说，其跨期最优选择的一阶必要条件，也就是欧拉方程为：

其中u为边际效用函数，其中脚标1表示第一类行为人，即不受流动性约束的消费者。如果边际效用为线性趋势且消费变量服从对数正态分布的情况下，我们暂不考虑利率因素的影响，（1）可以转化为著名的Hall模型（1988）：

其中C1，t表示第一类农户在t时期的实际消费支出。ε1，t为随机误差修正项。Hall模型表明，对于不受流动性约束的消费者而言，收入的变化与消费的变化之间没有必然的联系，从理论上否定了凯恩斯的绝对收入消费理论，Hall认为第一类消费者，即不受流动性约束的消费者，消费的边际效用服从随机游走，消费与收入无关。也就说，如果农户是第一类不受流动性约束的农户，由于在收入降低时能够自由借贷，从而保持消费水平不变，也就是说，不受流动性约束的农户的消费对收入的需求弹性的值很小，在完全理性预期下，理论上为零，这类农户消费的变化与收入没有关系，而是完全取决于其他信息。

第二类农户受到完全的流动性约束，其跨期最有选择表示如下：

其中U为凹的效用函数，E2，t，C2，t，Y2，t和A2，t分别表示第二类行为人，即受到流动性约束的消费者基于t期获得信息的条件期望、消费支出、收入及财富禀赋。ρ，r分别为贴现率和利率。罗默（1993）给出了一个简化模型，假设第二类农户的收入占总收入的比例为λ，则消费变化可以表示为：

ω2，t为随机误差修正项。将第一类农户和第二类农户合在一起，可以得到经典的Campell & Mankiw的消费函数模型：

其简化形式为：

ΔlnCt=λΔlnYt+μt，

λ表示受到流动性约束的农户收入占所有农户总收入的比率。

一般认为，λ数值越大则说明农户受到了流动性约束的影响程度就越大。如果我们考虑利率因素的影响，Hall认为，如果考虑利率因素且利率的变动服从正态分布，则模型（5）可以改为：

如果将两类农户行为人的消费行为加总，则一个经济中总消费的变动可以表示为：

参照Carroll（1992）的做法，将不确定性因素（UN）作为解释变量引入到模型（6）中来，用该解释变量来测度不确定性因素对农户消费决策行为的影响。由此，我们可以得到改进流动性约束模型：

其中，r表示利率，β1=λ，βi（i=0，1，2，3），为待估计的参数，Ct为贫困地区农户家庭在第t年的年人均消费支出，Yt为贫困地区农户家庭在第t年的年人均纯收入，消费支出和年均纯收入的数据都是剔除物价因素影响后的实际数据。rt为年利率变量，UNt为不确性变量，φt为随机扰动项。

（三）变量选择与数据说明

1．不确性变量和利率变量的选择。如何量化不确定性，即找到合适的替代变量来度量不确定性不是容易的事情，如何量化不确定性无章可循。不确定性，是指经济主体不能准确的预知自己当前某种决策的未来结果，或者是未来的结果可能不止一种，由此就会产生不确定性。不确定性是一个未知的集合，是各种可能影响未来结果的因素交互作用的结果，因此如何量化不确定性没有统一的范式。部分学者曾经使用失业率作为替代变量来解释消费的变动（Carroll， 1992）。用失业率指标来度量贫困地区农村不确定性不符合我国农村实际，我国失业率的数据不是很全面，失业率也往往只考察城市，没有考察农民失业的问题，特别是贫困地区失业率数据更不全面；袁志刚等使用基尼系数作为不确定性的代理变量，但是基尼系数主要是用来衡量收入状况的不平等，将其放入模型中，只能说解释了分配状况对消费的影响而不能说明不确定性对消费的影响，因此基尼系数也不是很好的替代变量。国内学者还分别使用居民收入的标准差、居民收入方差和收入增长预测误差值的平方等数据来度量不确定性的大小。大多数观点认为，消费不确定的主要根源之一是收入的不确定性，因此本研究参Muellbauer & Murphy（1993）的作法，首先用贫困地区农民的年人均纯收入对时间趋势进行回归，从而获得残差，用残差数值的绝对值来度量不确定性的大小程度，该方法涂大坤（2011）在相关研究中使用过，本研究也借鉴这种方法测度不确定性大小。收入对时间回归结果的残差往往反映了各期收入偏离预计趋势线的程度，偏离的程度越大，说明未来的不确定越大，偏离的程度越小，说明未来面临的不确定性越小，该指标可以较好反映不确定性的特征。

2．数据来源与说明。本研究以川渝地区的四个国家级贫困县作为研究样本，它们分别是重庆市万州区、重庆市云阳县、四川省南充市嘉陵区和四川省仪陇县。

相关原始数据来源于1983—2013年《四川统计年鉴》和《重庆统计年鉴》。用Ct表示贫困地区农户家庭在第t年的年人均消费支出，Yt为贫困地区农户家庭在第t年的年人均纯收入，消费支出和年均纯收入的数据都是剔除物价因素影响后的实际数据。由于缺乏贫困地区农村物价指数，本研究以全国农村的消费价格指数来作为替代变量。关于不确定性的计算本文是用贫困地区农户家庭人均年收入对时间回归结果的残差来加以度量，先用收入对时间进行简单回归，通过回归方程可以得到残差et，用残差绝对值的大小|et|来测度贫困地区农村的不确定性的大小。

三、实证结果及说明

为了验证不确定性对贫困地区农村农户的消费行为是否有显著影响，本研究以1999年为分界点，设置虚拟变量Dt，当1985≤t≤1999时，Dt=0；当2000≤t≤2012时，Dt=1，此时，在模型（7）中加入虚拟变量Dt并且暂时不考虑利率的影响，可以得到如下实证模型：

其中，

β2个人消费信贷业务对贫困地区农户流动性约束产生的影响；

β3表不确定性变量对消费支出的弹性系数，即不确定性上升1%将引致消费支出变动的程度。

我们首先需要对模型（8）中的各时间序列变量进行单位根检验，以确定其平稳性。

前面已经验证了LnYΔ和LnCΔ为平稳序列，这里只需验证不确定性UNt和实际利率 rt的平稳性，利用Eviews7.0软件对不确定性UNt和实际利率rt进行单位根检验，结果如表1所示。

从检验结果来看，不确定性序列UNt和实际利率rt序列分别在5%和1%显著水平下的ADF统计量大于其临界值，说明这两个时间序列分别在1%显著水平和5%显著水平下为平稳序列，满足回归的前提条件。

表1　 不确定性和实际利率变量的单位根检验结果

在模型（8）中，随机扰动项φt包含与预期收入相关的信息，扰动项与自变量ΔLnYt和UNt存在着相关关系，这些变量是联合决定的（Campell and Mankiw， 1990）。如果直接采用普通最小二乘法进行回归分析，则参数的估计结果会呈现偏和不一致的特征，而采用两阶段最小二乘法（2OLS）进行回归分析能够较好地避免这个缺陷。

因此，将ΔLnCt -1，ΔLnYt-1和UNt-1作为工具变量，对方程（8）进行回归分析，结果如表 2所示，其中模型Ⅰ为不加入虚拟变量的估计结果，模型Ⅱ为加入虚拟变量的估计结果。

表2　 加入不确定性变量模型的估计结果

从回归结果可以得出以下结论：

1．论是否加入虚拟变量，β1的系数均能通过1%显著性水平检验，说明贫困地区农户的家庭消费支出的变动的确受农户实际纯收入的影响很大，也是本节各解释变量中唯一显著影响农户消费支出的变量。此外，无论是否加入虚拟变量，β1的数值偏大（分别为0.712 3和0.783 1），说明贫困地区农户的消费对收入存在过度敏感性，即消费与收入高度正相关，按照Campell & Mankiw理论模型的解释，这意味着贫困地区农户面临严重的流动性约束。

2．论是否加入虚拟变量，β3的系数为负数（分别为-0.002 1和-2.6E-5），但是均没通过5%或1%的显著性检验，这意味着未来不确定性的增加在一定程度上降低了农户当前的消费意愿，但是不确定性对农户消费方面影响的显著性较弱（t值分别为-1.213 8和-0.201 8）。这与万广华等人（2001）研究的结论存在一定的差异性，万广华等人的研究发现，改革开放后不确定性的增加显著降低了居民的消费意愿，不确定性对居民消费有显著的负向影响。本研究的结论尽管也得出了不确定性与消费支出负相关的结论，但是这种负相关的显著性很弱。

理论上，贫困地区的不确定性增加会显著降低农户的消费意愿，因为我国贫困地区农户缺乏完善的养老和医疗等保障体系，农户未来的不确定性对农户的消费影响更为强烈，贫困地区农户应该增加预防性储蓄，但是实证研究并未证实不确定性的加强会显著降低当前消费。如果考虑到我国贫困地区农村的特殊的经济特征和区域文化等原因，其实也不难解释。贫困地区农户虽然面临较为严重的信贷约束，农户完全的信贷满足程度较低，大部分农户在有借贷需求时，都或多或少的能够借到部分所需的资金。在贫困地区，亲朋好友的民间借贷是农户重要的融资渠道，因此非正规借贷市场是贫困地区农户应对未来不确定性的重要手段之一。

此外，贫困地区养儿防老的观念依然盛行，多子多福观念并未削弱，家庭老人依然主要依靠子女养老，因此家庭养老模式进一步降低了农户对未来不确定性的顾虑，这也是贫困地区超生现象严重的主要原因。事实上，调研中发现，贫困地区相当比例的农户家庭拥有两个甚至两个以上小孩，超生可以降低农民养老的后顾之忧，降低农户未来的不确定性。由此看来，贫困地区农户不确定性增加并没有显著降低农户当前消费意愿也是有可能的。

3．加入虚拟变量Dt后，调整的R2的数值显著增加，由0.342 3增加到0.701 8，说明加入虚拟变量后模型的整体回归效果得到了显著改善，但是并未改变各解释变量对被解释变量的影响方向，也未改变各解释变量估计值的显著性。特别是，虚拟变量Dt的估计参数尽管为正数（β2=0.210 8），但从β2的t统计值（1.021 3）来看，参数的显著性较弱，这意味着自1999年我国各商业银行开展个人消费信贷业务以来，这项业务并未显著促进贫困地区农户消费的增加，这一研究结论与涂大坤（2011）研究的结论不一致，涂大坤利用全国的统计数据，研究证实个人消费信贷业务的开展对缓解我国居民的流动性约束和促进居民消费有着显著作用。本研究并没有得出个人消费信贷业务的开展显著缓解贫困地区农户流动性约束和促进农户消费的结论，这可能与贫困地区农村居民由于缺乏抵押物和缺乏完善的信用记录等原因相关，针对贫困地区农村的个人消费信贷业务基本没有开展，该项业务更多的可能是促进了城市居民消费。事实上，在贫困地区的调研中也发现，农户获得生产性贷款已实属不易，消费性贷款更难获取，因此消费信贷业务与农户的消费支出并不存在显著的正向关系。

在单独分析了不确定性和个人信贷业务农户家庭消费决策的影响后，我们进一步实证分析同时考虑流动性约束UNt利率变量rt的模型（7）。

理论上，实际利率的变动通过收入效应和替代效应来影响农户的消费行为。利率变动的收入效应是指利率的上升会增加既定储蓄的实际价值，储蓄实际价值的增加会刺激农户消费。利率变动的替代效应是指利率上升会增加农户当前消费的机会成本，农户会增加储蓄而减少当前消费，通过用未来的消费来替代现在消费以实现跨期消费效应的最大化。

由此看来，利率的提升对农户的消费既有正向效应也有负向效应，对农户消费影响的大小取决于收入效应和替代效应的力量对比，如果收入效应大于替代效应，则利率上升会增加农户当前消费，反之减少当前消费。

一般来说，对于低收入者而言，利率的提升主要以替代效应为主，即利率的上升会减少当前消费而增加储蓄。对于高收入者而言，利率提高主要以收入效应为主，即利率上升会增加当前消费而减少储蓄。前面的分析我们已经指出，本研究用扣除通货膨胀因素后的实际利率而非名义利率作为模型中的实证变量，因为实际利率不仅会影响农户各期的约束条件，而且农户消费的收入效应和替代效应也仅与实际利率相关。

在同时考虑了实际利率和不确定性变量的模型中，我们依然采用两阶段最小二乘法（2OLS）进行回归分析，将ΔLnCt -1，ΔLnYt-1，rt-1和UNt-1作为工具变量，可以得到回归结果如下方程（9）所示。

回归方程对应系数下方括号和圆括号的数值分别代表渐进标准差的数值和t统计量。从回归方程来看，我们可以得出如下结论：

1．贫困地区农户消费对收入依然存在过度敏感性（0.731 5），农户家庭纯收入变动时农户消费支出变动高度正相关，说明贫困地区农户面临较为严重的流动性约束。

2．实际利率rt的估计值为负数（-0.000 2），这符合其他经济学家的理论预期（carroll， 1992）。因为理论上实际利率上升会增加农户的借贷成本，从而降低农户当前的消费意愿。姚耀军（2005）认为实际利率的系数为负，是因为实际利率上升的替代效应大于了收入效应。一般来说，贫困地区的农户在总体上来说属于低收入群体，因此利率的替代效应大于收入效应，换句话说，实际利率的上升会降低贫困地区农户当前消费意愿，模型（9）中实际利率rt的估计值为负（-0.000 2），这符合理论预期，但是遗憾的是，该估计参数并未通过t检验（t值为-0.072 1），说明实际利率对贫困地区农户消费影响的显著性较弱。涂大坤（2011）的研究表明，实际利率的下降会显著促进城市居民消费支出的增加，但是本研究发现实际利率与农村居民消费支出并无显著关系，原因可能是贫困地区农户由于缺乏抵押物和完整的信用记录等，难以从银行等金融机构获取消费贷款，因此农户的消费与利率关系不大，这意味着农村居民可能面临着比城市居民紧得多的流动性约束，这从侧面证实贫困地区农户面临着较为严重的流动性约束。

事实上，我国实际利率的降低对贫困地区农户的消费决策几乎没有正面影响，扣除物价上涨因素后的实际利率长期保持低位运行甚至为负，但是这并没有刺激农户消费的增加，这与我国的现实情况相符合，因为贫困地区农户很难从正规金融机构获取贷款来满足当前消费，这进一步说明贫困地区农户面临着严重的流动性约束。

3．不确定性变量UNt参数估计结果表明，不确定性对贫困地区农户的消费决策行为有微弱的负向影响（-0.000 7），但是显著性极弱（t值为-0.801 4），换句话说，不确定性对贫困地区农户的消费决策行为的影响几乎可以忽略不计。原因前面已经分析过，可能与贫困地区民间借贷的大量存在和贫困地区农户家庭养老模式等相关。因此，基于本节的研究结果，我们可以将贫困地区农户消费对收入的过度敏感性主要归因于农户所面临的流动性约束。

四、结论及对策

本文基于1985—2012年川渝四个国家贫困县的时间序列数据，利用修正的λ模型实证分析了流动性约束、不确定性、消费信贷、利率等因素对农户消费的影响。用扣除物价因素影响的实际年存款利率作为利率变量，用农民纯收入对时间变量回归结果的残差值作为不确定性的替代变量，同时加入消费信贷业务这一虚拟变量。

研究结果证实，贫困地区农户受到的流动性约束较为严重，农户消费对收入存在过度敏感性。实际利率的下降并没显著促进农户消费的增长，个人消费信贷业务的开展对农户消费支出影响也并不显著，不确定性的增加虽然对农户的消费表现出负向效应但是这种负向效应的显著性不强。贫困地区农户消费对收入的过度敏感性主要归因于农户所受的流动性约束。

基于研究结论，我们可以发现，要解决贫困地区农户的消费困境，主要从解决农户流动性约束方面入手。

1．要扩大农村消费信贷品种，正规金融应注重开发农村消费信贷产品，逐步满足农民在住房、医疗、教育、耐用消费品等方面的融资需求。

2．政府应当放宽农村金融市场准入机制，积极引导民间资本进入农村金融市场，加快培育村镇银行、农村资金互助社、农村典当行、小额信贷公司等新型农村金融组织，引导社会资金投资设立适应“三农”需要的各类新型金融微型机构，逐步拓宽农户融资渠道。

3．缓解贫困地区农村信贷约束不仅需要加大供给力度，也需从需求方入手。鼓励农户积极参加联保小组，提高农户参加联保小组的比例，降低农户对正规金融贷款的认知性偏差，让更多农户熟悉贷款条件和流程，降低农户信贷约束的概率。

参考文献：

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中图分类号：F323.8

文献标识码：A

文章编号：1009-8135（2016）04-0038-07

收稿日期：2016-03-28

作者简介：胡帮勇（1980-），男，四川南充人，重庆三峡学院财经学院副教授，博士，主要研究金融学。

基金项目：重庆三峡学院校级重点项目（13ZD15），重庆市社会科学规划项目（2013PYYJ13）阶段性成果

（责任编辑：于开红）

Uncertainty， Liquidity constraints and Farmers' Consumption： A Case Study of Four National Poverty Counties in Sichuan and Chongqing

HU Bangyong
（Finance and Economics College， Chongqing Three Gorges University， Wanzhou， Chongqing 404020）

Abstract：Based on 1990 - 2012 time series data of four national poverty counties in Sichuan and Chongqing， this empirical study uses modified λ model to explore the relationship among the uncertainty，the liquidity constraints and consumption of farmers in poor areas. The results show that farmers in poor areas are seriously influenced by the liquidity constraints， which are the main factors that explain the excess sensitivity of household consumption. On the contrary， the uncertainty has no significant effect on farmers' consumption. At the same time， the decline of real interest rates and personal consumer credit business development have little influence to farmers’ consumption.

Keywords：uncertainty； liquidity constraints； consumption；�model