1.1协整检验根据以上分析，本文采用基于VAR的johansen协整检验对LRC、LRI和UR三者进行协整分析。通过综合考虑AIC、SC信息标准及似然比，选择滞后阶数为4，协整检验结果如表2所示，迹检验和最大特征根检验都说明：三者之间存在两个协整关系。由方程（1）可知，时间序列LRC、LRI、UR之间存在长期均衡关系，城镇化水平的发展、农村居民收入的提高对农村居民的消费有正向的刺激作用。
1.2VAR模型的设定经济理论往往不能为经济变量之间的动态关系提供一个严格的定义，使得在解释变量过程中出现一个问题，即内生变量应该出现在方程的哪边。VAR模型基于数据的统计性质，把每个内生变量作为系统中所有内生变量滞后值的函数来构造模型，就避免了结构方程中需要对系统每个内生变量关于所有内生变量滞后值的建模问题，在预测变量之间的动态关系中比传统方法更准确。LRC、UR和LRI同是一阶单整序列，符合建立VAR模型的前提。模型的滞后阶数选择根据AIC和SC取值最小的准则，经过反复试验，滞后阶数选择为5，即建立LRC、LRI、UR的VAR(5)模型。从表3给出的VAR（5）模型的整体检验结果来看，模型的对数似然函数值足够大（165.9479），AIC(-10.72253)和SC值（-8.3420）值足够小而且在一个相当的水平上，表明模型整体效果不错。为了检验得到的VAR(5)模型的稳定性，采用AR根的图表来验证，如图1所示。从图中可以看出，VAR系统中所有根的模的倒数小于1，即位于单位圆内，得出的VAR系统是稳定的。
2脉冲响应与方差分解分析
2.1脉冲响应分析建立了VAR模型，模型系统中的系数非常多，如果考虑整个VAR系统中的互动关系，单个系数往往只反映了一个局部的函数关系，并未能够捕捉全面复杂的动态过程。基于本文建立的VAR模型是稳定的，因此，采用cholesky分解方法得到正交化的脉冲响应函数，建立与VAR相关的脉冲响应分析，借此全面地反映各个变量之间的动态关系。图2、图3分别显示了农村居民消费对农村居民收入和城镇化率的随机误差项一个标准差冲击的响应函数。横轴表示了脉冲响应冲击的作用的滞后期数，滞后期设定为20年；纵轴表示农村居民消费的变化，实线代表响应函数的计算值，虚线为响应函数值正负两倍标准差偏离带。图4、图5分别显示了城镇化率对农村居民消费和农村居民收入的随机误差项一个标准差冲击的响应函数。横轴表示图2、图3；纵轴表示城镇化率的变化。图6表示了农村居民收入对城镇化率的随机误差项一个标准差冲击的响应函数，纵轴是农村居民收入的变化。首先我们分析农村居民消费对农村居民收入和城镇化率的响应情况和作用路径。（1）由图2可以看出，当给本期居民收入一个单位标准差冲击时，前2期对农村居民消费的影响基本为0，之后对农村居民消费的影响逐渐增大，在第三期达到峰值，使得农村居民消费增长0.05%，之后又呈现波动状态，直到第八期下降到0，之后又上升到第15期的0.03%，此后趋向平稳，并出现收敛。说明不论是短期还是长期，对农村居民人均纯收入的冲击，农村居民消费是上升的并最终趋于稳定。（2）当给城镇化率一个正向标准冲击时，如图3所示，农村居民消费前两期的正向效应为0，此后一直增长，到第四期达到峰值，消费增长0.09%。之后出现波动下降，趋于平稳，到17期又有一个峰值，达到0.08个百分点，表明城镇化的推动对农村居民消费有明显的促进作用，短期内迅速增长，长期收敛并呈现明显的正效应。其次，我们来考察城镇化率对农村消费和农村居民收入的一个单位标准差冲击的响应。（1）由图4可知，本期给农村居民消费一个标准差的正冲击时，城镇化率在第一期基本没有反应，第一期之后，对城镇化率的正效应逐渐增大到19期的0.019并趋于稳定，这表明农村居民消费的增加促进城镇化的发展；（2）给农村居民收入一个标准差冲击时，城镇化率小幅上升，直到第五期峰值0.007，之后呈现下降和平稳趋势，也就是说农村居民收入的增长冲击促进了城镇化率的提高，但作用有限。最后，本文分析下农村居民收入对城镇化率冲击的响应结果。如图6可知，当给城镇化率一个正向的标准差冲击时，对当期农村居民收入基本为0，此后开始有正的响应，第2期为0.05，第三期又下降到0.03，之后又上升到第四期的0.05并接着保持平稳。结果表明，城镇化率的提高，对农村居民收入有一个稳定的促进作用。
2.2方差分解通过脉冲响应函数能捕捉一个变量的冲击对另一个变量的动态影响，而方差分解则可以将VAR系统中的一个变量的方差到各个扰动项，以便我们进一步分析特定变量的变化中各种结构冲击的相对重要性。比较这些相对的重要性随时间的变化，就可以估计出对特定变量的影响时滞和影响效应大小。本文分析农村居民消费LRC和城镇化率UR的方差分解结果，通过Eviews7.2在VAR环境下得到的方差分解结果见表4、表5。表4的结果表明，农村居民消费LRC的误差在前两期主要受自身冲击，第二期还在89%左右，随后有下降的趋势；农村居民收入LRI和城镇化率UR对农村居民消费的预测误差解释能力越来越强，其中农村居民收入在第七期达到了17.27%，城镇化率的解释在第五期更是达到了41%左右，二者在第七期的冲击能解释农村居民消费的50%以上。表明了短期下城镇化率和农村居民收入对农村居民消费的影响不显著，而在长期中对农村居民消费的影响不可忽视，同时城镇化率对促进农村居民消费有积极的影响效果，这与脉冲响应分析的结果相同。城镇化率的方差分解结果显示，农村居民收入对城镇化率的预测方差的贡献在一开始就达到了10%，但短期来看，城镇化率的变动主要受自己的冲击，此后有明显的下降幅度，农村居民消费的贡献逐渐增加，从第一期的1.78%到第七期的46%左右，超过了城镇化本身。说明短期城镇化本身的冲击是城镇化率变动的最主要原因，农村居民消费对城镇化率的长期变动具有很深的影响。不论是短期还是长期，农村居民收入对城镇化率的变动有一定的贡献，但有限，这与前面的脉冲的脉冲响应分析的结果一致。
3结论与启示
本文作者：王茹工作单位：兰州职业技术学院
影响甘肃农村居民消费结构的主要因素
收入水平收入水平是影响消费需求最重要的因素。从十多年间甘肃农村居民的消费结构可以看出，居民消费主要集中在食品和居住领域，吃、住依然是甘肃农村居民消费的一个主要内容。即使收入有所增加，其需求的变动对收入的反应仍然迟缓，即需求缺乏弹性;相反，家庭设备、文教娱乐和医疗保健对收入反应却很快，需求富有弹性。其中前者属于生存型消费，层次较低，后者属于发展、享受型消费，层次较高。一旦购买力提高，消费需求层次就会由低层次向高层次跃进，消费结构也会向较高层次跃迁。因此，提高农民收入水平，是扩大农村消费市场、提高农村购买力、促进消费结构合理化的基础与关键。产业结构2010年甘肃省第一产业、第二产业、第三产业在国民经济核算中的比例为14．54∶48．17∶37．29，第三产业总体增长较快，但是甘肃农村第三产业发展仍然不足，其主要原因是消费者对第三产业有效需求不足。国际上，20世纪70年代末，美国、日本、联邦德国、法国居民家庭服务性消费支出在消费结构中所占比重分别为40%、36．2%、30．6%、30．6%，发展中国家居民家庭服务性消费支出大多在20%左右，而甘肃省农村居民2010年家庭服务性消费支出才达到23．73%。农村居民家庭服务性消费支出过低严重影响了甘肃省产业结构的调整以及农村居民消费质量的提高。因此，目前我们在注重产业结构对消费结构影响的同时，更要注重强调消费结构对产业结构的反作用，使生产结构适应消费结构。不确定性近年来，农民面临的不确定性日渐增强，主要表现为:(1)农村居民对未来生活的不确定性，农村居民往往倾向于通过减少当前消费支出、增加储蓄来应对未来医疗、养老、教育、住房等方面的问题，这说明甘肃省对农村社会保障的投入不足，农村医疗、教育、养老等制度仍不完善、不健全，严重影响了居民消费水平的提高;(2)生产环境的不确定性，受到自然条件的影响，甘肃省农业生产在抵御自然灾害方面，能力弱，损失率高，农业生产收入受到很大的影响;(3)农产品市场信息的不确定性，甘肃省农业生产与市场经营户信息缺乏沟通，最新市场信息下乡入户难，农产品卖难等问题较为突出，致使农产品的生产和供给调整难度大，农产品价格波动大，对收入的影响很大。
促进消费结构合理化的对策和建议
通过上述分析，甘肃省农村居民吃、住等基本生活资料的需求仍然是消费支出的大项，农村居民的总体消费水平不高，需要加以合理引导。增加农民收入1.推进农业产业化经营，提高农产品附加值根据甘肃自然条件状况，对马铃薯、苹果、洋葱等特色农产品的种植要重视;对党参、当归、甘草、大黄等中药材种植规模要进一步扩大;对畜牧业发展应该采取规模化养殖;对于大部分农产品经营者来说，必须想方设法在品质上做到与众不同、出类拔萃，同时在内外包装上也要有所创新，比如在包装上要特别注明选购的理由和独特的卖点等，以此来提高农产品的竞争力，提高农产品价值，增加农民收入。2.要规范农产品市场，建设农产品信息平台，使农民可以根据市场需要进行农业生产为此，我们急需建立功能齐全、覆盖面广的市场信息网络。通过对市场信息的准确把握，农民才能合理地调整生产，从而增加收入。3.加强农村清洁能源工程建设利用沼气、沼渣、沼液，提供农民生活用能，发展庭园经济和无公害农产品、绿色食品、有机食品，有利于帮助农民节省燃料和用电，减少生活支出;有利于减少化肥、农药使用量，提高农产品质量，增强农产品市场竞争力，降低农业生产成本，增加农民收入。推动调整产业结构，促进消费结构升级。今后，需加强对产业结构升级带动性强的若干主导产业的投资力度，如绿色能源产业和农村循环经济产业，只有这样，增加其研发投资，使产业结构、企业科技竞争力与时俱进，才能适应消费结构的不断升级变化。比如，在水资源丰富的县实施农村水电增效扩容改造工程，将丰富的农村水能资源转化为经济和社会效益。再以农村循环经济产业为例，稻花香集团提出以农产品加工业为龙头，向饮料产业延伸，向饲料产业拓展，向养殖和有机肥料产业扩张，向生物化工产业推进，构建了“五级循环”产业链，打造农业产业化循环经济，助建社会主义新农村的战略并付诸实施。随着这一战略的全面推进，稻花香已建立起以三峡坝(库)区农村为基地、以周边县市及其他地区为带动和辐射区域的湖北省最大的农业产业化循环经济园，直接和间接就业的农民已达到20万人。以上经验也值得甘肃省借鉴。增加有效供给，引导合理消费消费结构合理化的基本保证是有效的供给，它也是优化供给结构，满足农村居民消费结构优化和升级的需要。因此，供给领域应重视市场细分，进行消费品市场的合理定位，满足农村居民多层次需求;提高适合农村居民消费的商品的比例，增加供给的有效性和针对性;此外，还要积极调整消费政策，鼓励发展新的消费热点和消费方式，提高农村消费者的素质，倡导科学、合理、文明的消费观;重点针对文化、娱乐、卫生保健、旅游、通讯等产业，不断完善消费品供给结构，满足农村居民的消费需求。建立适合农村特点的农村社会保障体系一是完善农村最低生活保障制度，确定最低生活保障线标准，标准要能保障农村贫困人口的基本生活;二是要完善财政政策，将财政支出和转移支付更多地用于社会发展、改善人民生活、完善社会保障和支持农业发展等方面;三是逐步建立农村社会福利制度，解决孤寡、残疾人员的社会保障问题，对其吃、穿、住、医、葬等方面给予必要的物质帮助;四是要建立适合甘肃农民的养老保险机制，调动农民参与社会保险的积极性，解决农民的养老之忧。通过以上措施可以解除农村居民后顾之忧，改善农村居民的消费预期，提高消费欲望，增加即期消费，从而促进其消费水平的提高和消费结构的改善。
内容摘要：扩大农村需求以拉动内需已经成为当前我国经济持续健康发展的重要举措。本文首先分析江苏省农村居民的收入和消费结构现状。在此基础上，以扩展线性支出系统为基础建立双对数模型，分析江苏省农村居民收入对消费结构的影响。结果表明：农村居民各消费支出的需求收入弹性大于1的依次是交通与通讯、文教娱乐、医疗保健，小于1的依次是居住、食品、衣着、家庭设备用品。最后基于实证分析结果，为江苏省进一步开拓农村市场以扩大内需提出相关建议。
关键词：农村居民 收入 消费结构 扩展线性支出系统 对数模型
问题的提出
扩大农村消费市场以拉动内需，已经成为后危机时代我国经济持续健康发展的重要举措。2010年中央1号文件强调，“把扩大农村需求作为拉动内需的关键举措”，“针对经济发展和农民生产生活需要，适时出台刺激农村消费需求的新办法新措施”。可见，有效扩大农村需求对我国农村经济和社会事业的蓬勃发展，以及城乡一体化格局的形成都有着非常重要的意义。
江苏是经济发展强省，截至2009年，江苏农村人口占全省总人口数的44.4%，农村居民人均纯收入达到8004元，高出全国平均水平约3000元。农村居民的生活水平有了显著的提高，消费结构也较以往发生了较大变化。因此，研究江苏省农村居民收入与消费结构的变化趋势，对于挖掘农村居民的消费潜力，制定刺激农村消费需求的新举措，扩大内需，推动经济健康持续增长具有重要意义。同时，对江苏农村居民收入与消费的研究具有较强的前瞻性，可以为研究我国其他地区农村居民收入与消费的趋势提供借鉴。
文献综述
在西方经济学中，消费结构作为一个范畴的提出，与恩格尔定律的提出相关。德国统计学家和工程师恩格尔对英国、法国、德国、比利时等国家一些居民家庭的消费构成进行统计分析后认为，随着国家收入的增加，食品支出在消费支出中所占的比例越来越小。这一法则被不同国家、不同时期的实证数据所验证，其研究方法成为研究消费结构变化的一个基本方法。
之后，马歇尔把消费结构变动对经济的影响引入经济理论体系。凯恩斯学派又从宏观消费总量、消费函数理论的基础上考察消费需求结构的构成，形成了消费经济理论，提出收入是影响消费的决定性因素。凯恩斯的绝对收入理论中强调实际消费支出是实际收入的稳定的函数，边际消费倾向为小于1的正数，消费随收入的增加而增加，但消费增量在收入增量中所占的比例越来越小，即边际消费倾向递减。
在凯恩斯之后，杜森贝里基于凯恩斯理论分析的框架提出相对收入假说，认为消费者本人的消费支出不仅受自身收入的影响，而且也受到周围人和自己过去消费行为及其收入和消费相互关系的影响。莫迪利安尼随后提出了生命周期假说，认为消费者按其一生中可动用的总资源，在各个时期进行大体上得均匀的消费支出，跨时预算约束发挥了关键作用，消费者的现期消费或储蓄不仅取决于现期收入，而且取决于前期收入（资产）和未来收入（预期收入）。弗里德曼又提出了持久收入理论，认为决定消费支出的主要变量是持久收入，即消费者总收入中可以预料到的较稳定的、持续的那部分收入，暂时性收入将主要用于储蓄。
20世纪70年代，理性预期理论与前瞻的消费函数理论相结合，形成了理性预期消费函数理论，该理论认为在某些条件下，一个家庭本年的持久收入估计值也应该是其下一年持久收入的最好指标。流动性假说认为，有流动性约束的消费者的消费倾向比不受流动性约束的消费者的消费倾向低，流动性约束可能导致预防性储蓄。
近年来，我国有很多学者应用消费经济理论来研究农村的收入与消费问题。我国学者将西方消费理论应用于国内农村的消费情境并得到了诸多有意义的研究结果。
尹世杰（2001）认为收入是影响农村居民消费行为的最主要因素，农村居民的收入水平制约了其消费结构的优化和升级。李锐等人（2004）认为农村居民消费主要受持久性收入的影响。李谷成、冯中朝（2004）用定量的方法研究了中国农民收入与消费模型，测量了农民各类收入对消费支出的影响。
也有少量学者对江苏省农村收入与消费问题研究。胡绪华（2009）等通过误差修正模型研究发现1980-1991年期间江苏省农村居民消费几乎完美地调整到长期均衡途径，而1992-2007年期间江苏省农村居民消费在受到短期干扰后，只有约1/3调整到其长期均衡途径。刘晓红（2011）利用扩展线性支出系统模型（ELES），研究了2009年江苏省农村居民的边际消费倾向、边际预算份额、基本需求、需求收入弹性。
本文将以扩展性支出理论为基础建立对数模型，分析江苏省农村居民收入对消费结构的影响。
江苏省农村居民收入与消费现状分析
本文数据来源于1992-2010年的《江苏省统计年鉴》。选取农村居民家庭人均纯收入衡量农村居民的收入水平。消费支出结构分成七类：食品、衣着、家庭设备用品及服务、交通通讯、居住、医疗保健、杂项。在分析之前，为消除物价因素的影响，以1992年为不变价格对各经济变量进行平减（1992=100）。
（一）江苏省农村居民收入变化趋势分析
由图1可以看出，江苏省农村居民的收入呈稳定上升的趋势。农村居民的人均纯收入从1992年的1060.7元增长到2009年的3680.81元，增长了3.47倍。这17年间，人均增长19%，提前一年达到了江苏省定的全面小康指标值。近十年来，江苏省农村居民人均纯收入以工资性收入和家庭经营收入为主。2009年，二者所占比重达到90.3%。财产性收入和转移性收入对纯收入的贡献不足10%。同时，工资性收入占纯收入的比例逐年上升，从1992年的35%上升到2009年的53%。而家庭经营收入占纯收入的比例逐年下降，从1992年的63%下降到2009年的38%。这说明江苏省农村居民人均纯收入的增长不再是单一地依靠农业增长，而呈现出多元化的趋势，农民增收的主要源泉是其工资性收入的增加。
（二）江苏省农村居民消费结构变动分析
1992-2009年，江苏省农村居民消费支出结构发生了较大的变化，如表1和图2所示。可以看出，食品消费支出比重不断下降，1992年，恩格尔系数为55%，按照联合国粮农组织的评判标准处于温饱阶段。2009年，恩格尔系数下降到39%，开始进入富裕阶段。说明江苏省农村居民在小康的基础上，逐步趋近于比较富裕。衣着支出的比重处于下降趋势，不过下降的幅度并不是很大。这表明江苏省农村居民以满足“吃、穿”为主的消费需求阶段已经基本结束。随着恩格尔系数和衣着消费支出的下降，江苏省农村居民居住的支出比重变化不大，教育文化娱乐支出不断上升。支出结构的这种转变意味着，江苏农村家庭可以将更多的资本用于人力资本投资。文化教育娱乐项目支出比重已经达到14％。交通通信支出比重由1992年的2%上升到2009年的12%。医疗保健的比重也不断增加，因为新农保制度的推行，以及人们保健意识的逐渐增强，促使个人用于医疗费用支出增加，绝对支出和相对支出的比例上升。家庭设备用品的消费支出比重从1992年至1999年呈波动趋势，而后一直稳定在5%左右，表明江苏省农村居民家庭耐用消费支出处于停滞状态。
基于ELES的江苏省农村居民收入对消费结构的影响分析
（一）模型的选择
对居民边际消费倾向的变化研究，一般采用国际上比较成熟的计量经济模型—扩展性支出系统模型（Extend Linear Expenditure System，ELES），其具体模型如下：
i=1，2，…，n （1）
式中：Vi为居民用于第i类商品的支出
为基本消费支出
Y为居民可支配收入
由上式整理得如下简化式：
式中：bi为第i类商品或服务的边际消费倾向，满足0 ≤bi≤1
对（2）式应用普通最小二乘法，得到ai和bi的估计值。
对（3）式两边求和，即：
参考刘夏等提出的对上述模型的改进建议，减少因异方差带来的分析偏差，对模型进行对数变换，如下式所示：
式中：Xi是人均用于第i项的消费支出，Y是人均纯收入，u为扰动项，β1为常数项。根据经济学弹性的概念，式中参数β2为弹性。即表示：收入增加1%，第i项消费支出增加（减少）的百分比。
（二）计算结果及分析
根据相关数据，运用SPSS FOR WINDOWS17.0软件，得到江苏省农村居民消费结构模型，相关参数如表2所示。
由表2可知，各类生活消费品所对应的可决系数均大于0.5，说明模型方程对样本数据的拟合优度较好。计算结果P值均为0.000（除家庭设备用品及服务0.017外），在给定显著水平α=0.05的条件下，各回归方程显著。另外，各类消费的估计系数β2均为正数，表示随着收入的增长，各类消费支出也随之增加，这与实际情况相符，具有实际意义。
由计算结果可知，交通与通讯、文教娱乐、医疗保健的β2均大于1，说明农村居民对这几类商品的需求量的增长幅度会高于收入的增长幅度，这意味这些商品将是未来消费的重点。而居住、食品、衣着、家庭设备用品β2均小于1，表示农村居民对这几类商品的需求量的增长幅度低于收入的增长幅度，意味着在未来随着农村居民收入不断增加，其在消费结构中的比重将下降。
农村居民消费收入弹性最高的是交通和通讯，其值达到了2.414，即收入每增长1%，交通和通讯支出的增长率为2.414%。该现象出现的原因是农民购买交通工具和增加通讯支出不仅仅为生活消费服务，更是为生产服务，如购买农用运输车、安装电话、购买手机等带有一定的投资性质，可以为其带来一定收益。尤其是近年来农村居民外出打工和销售农产品所必须的费用支出的增加。文教娱乐支出、医疗保健的收入弹性分别是1.564和1.454，位列第二和第三，说明教育、文化娱乐等方面的消费日益受到重视。
与此不相适应的是，农村的文体类公共产品和公共服务整体上滞后于经济的发展，需进一步加大宣传推广，积极培育和发展休闲旅游、体育健身、医疗保健服务等服务性消费，加快农村文化建设，进一步拓展农村消费空间。食品、衣着、居住的弹性在0.5左右。江苏省农村居民的收入生活消费达到一定水平后，对这几项的消费敏感度降低。家庭设备用品及服务的弹性最低。而事实上，江苏省农村居民的家庭耐用消费品的拥有率比城镇居民低得多。
结论及建议
（一）基本结论
从上面的分析可以得出，江苏省农村居民的收入持续稳步上升，消费结构升级加快，农村居民总体消费支出的收入弹性比较高。在支出结构中，支出的收入弹性排序由高到低依次为交通与通讯、文教娱乐、医疗保健、居住、食品、衣着、家庭设备用品。这意味着目前江苏省农村居民已经从食物、居住等基本生存型消费，向发展型、享受型消费转型升级。在现代西方消费经济理论中，绝对收入假说、相对收入假说、生命周期假说、持久收入假说、理性预期假说等代表性的理论虽各有不同，但有一个相同之处：强调收入因素在消费需求中的决定性作用及其对消费变动的深刻影响。从本文的研究结果来看，也证实了收入对消费起着最主要的作用。
（二）政策建议
江苏要通过拉动内需以实现经济的持续稳定增长，就必须建立增加农村居民收入的长效机制，培育新的消费增长点，改善消费环境，加大对农村科技、教育、医疗、文化、体育等公共事业建设的力度。具体建议如下：
1.有效增加农村居民的工资性收入。江苏省农村居民收入结构中，工资性收入成为增收主渠道，这是不受自然灾害影响的稳定的收入。因此，应加快城镇化的步伐，给农村劳动力提供充足的就业机会，以多种方式和途径提供就业信息，并为农民工进行技术培训，提高其就业能力。同时，加快小城镇建设拉动农民工资性收入增长。因为小城镇建设不但可以促进县域经济的发展，改善农村的基础设施建设水平，也使农村劳动力获得了更多就近就业的机会。
2.保障经营性收入稳定增长。农产品价格波动会增加农民的经营风险，因此政府应该加强引导和调控，建立农业生产的保障机制。在农村培育发展壮大农业龙头企业，实行适度规模经营，辐射并带动农业产业发展和增加农民收入。
3.培育新的消费增长点。从上文可知，江苏农村居民交通通讯的收入弹性比较高。因此，现代化电子信息产品在江苏农村未来具有较强的增长势头，汽车、手机、电脑成为江苏农村消费的新增长点。因此应该开发适合农村消费的质优价廉的电脑、宽带、手机、汽车等产品及服务。品牌企业要关注农村消费市场的需求，将农民用不到的一些功能删掉，从而降低成本，拓展销路。
4.改善农村消费环境。政府应该进一步增加对水、电、路、通讯等基础设施建设的投入，加快对农村电网、广播电视网、邮政通讯网、公路网、医疗卫生网等的改造。提高农村居民购买家用电器的热情，进一步扩大农民的需求。构建适合农村市场特点和农民购买习惯的新型流通体系。把城镇作为流通体系的核心，建立连锁经营、商品直售的现代商品销售渠道，同时提高大额商品的售后服务质量，消除农民消费的后顾之忧。
5.加大对农村科技、教育、医疗、文化、体育等公共事业建设的力度。在新形势下，政府应该把城乡公共服务均等化作为目标，将城市生活方式引入农村，让农民享受到与城市居民一样的文化娱乐生活。在一些较大规模的村子，建立农村影院、农村戏楼、乡村活动室等。同时，培育农村旅游消费市场，通过发放旅游消费券，调动广大农民休闲旅游的积极性。
参考文献：
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4.李谷成，冯中朝.中国农户消费—收入结构的实证分析[J].农业技术经济，2004（6）
5.胡绪华.基于误差修正模型的江苏农村居民消费与收入研究[J].商业研究，2009（12）
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7.江苏省统计局.江苏统计年鉴（1992-2009）[M].中国统计出版社，2009
关键词：消费；农民工；影响因素
消费，是指“为了满足生产和生活的需求而消耗物质财富”。对农民工而言，我们可以将其理解为消费是农民工为了提高生活水平和生产技能而消耗的物质财富。从而在分析农民工消费的影响因素时，我们可以从两个大的方面进行考虑，一是，农民工的可支配财富，即可供农民工消耗的“物质财富”的数量；二是，农民工的消费选择，即农民工怎样使用这些物质财富，或者说，他们怎样排列其需求满足的顺序。
一、农民工的收入
消费的前提是消费者有可供支配的财富。一般而言，消费者可供支配的财富取决于其收入状况。根据2008年1月的《2007中国农民工（蓝领）报告》显示，2007年国内农民工月收入达到1200元左右,根据全国40个城市30897个有效样本的统计，64.2％的农民工月工资在800～1500元之间，其中有37％的农民工月工资在800～1200元之间，27％的农民工月工资在1200～1500元之间。而“前三季度，全国城镇单位在岗职工平均工资16675元”，即月平均收入为1851.7元。也就是说，全国城镇单位在岗职工月平均收入比农民工收入高650元或者50%左右。农民工的收入状况决定了他们的可支配财富较少，消费选择受 限。
二、农民工的消费构成
农民工的消费构成，反映现实中农民工满足自己需求的情况，是影响其消费的各种因素综合作用的结果。钱雪飞认为，农民工的基本消费构成应该包括房租、水电气费、伙食费、各类管理费、交通费、文化学习费、娱乐费及其他费用八项。严慧在其硕士论文中将农民工的消费分为食品和住房、家庭消费、文化娱乐及通信费用四个方面。严慧所说的家庭消费，包括补贴家用、养育子女和人情往来方面的支出。从钱雪飞和严慧的观点来看，钱雪飞考察的是农民工在工作地的消费，而严慧同时考察了农民工的家庭消费。当然，严慧可能也是出于农民工和下岗职工的比较才考察这一项目。那么问题是，家庭消费属不属于农民工消费中应该考察的内容？如果从农民工打工的动机或目的来看，满足家庭消费肯定是一项重要的内容，但是就消费的定义，或者说与满足农民工自身的需求和提高农民工自身的技能来看，农民工的家庭消费更适合作为影响农民工消费的一个因素进行考察，而不是作为农民工消费的一个构成部分进行考察。同时，在钱雪飞的研究中他将房租和水电气费分开进行考察，将伙食费单列；而在严慧的研究中只列食品和住房一项，其中包括了钱雪飞所考察的三项内容。我们则倾向于将房租和水电气费进行合并，作为住房消费进行考察，而伙食费或者说是食品开支，我们则认为以单独进行考察为宜。另外，严慧所考察的人情往来方面的支出，如果单就农民工而言，我们则认为应归入家庭消费，作为影响农民工消费的外部因素进行考察。
因此，我们认为农民工的消费构成应包括住房消费、食品服装消费、医疗消费、通信交通消费、学习培训消费、娱乐消费等几个方面。其中，前四项属于农民工的基本生活消费，第五项学习培训消费属于生产性消费，最后一项属于闲暇消费。
三、影响农民工消费的因素
通过上面的考察，我们认为可以从三个层面考察影响农民工消费的因素。第一个层面是影响农民工收入的因素，这大致决定了农民工最大可能消费的财富的数量。第二个层面是农民工家庭的影响，即农民工的收入除去家庭开支以后，剩下的财富才是自己可以消费的，或者说在自己的收入中要拿出多少供家庭消费，是决定农民工消费多少的一个重要因素。第三个层面是农民工怎样使用剩下的财富，哪些因素影响农民工自己的消费安排。
1.影响农民工收入的因素
多数研究认为，农民工的收入受到户籍制度、自身素质、工作种类、用工环境等因素的限制。城乡二元体制，限制了农民工进入一些收入较高的行业就业。农民工综合素质不高、缺乏职业培训，导致他们不能适应大部分高收入行业的要求。从农民工从事的工作种类来看，研究普遍得出农民工所从事的工作有工作强度大、工作时间长、工资报酬低等特征。另外，农民工就业的非正规性和有些企业明目张胆拖欠农民工的工资等状况，还会造成他们收入的不稳定。这一方面会影响到农民工的直接收入，同时也会让他们在进行消费支出时更加谨慎和保守。
2.影响农民工家庭消费的因素
农民工的收入不可能全部用于自身消费。因为他们“不得不把收入的大部分积攒下来寄（带）回家乡，用于家庭的消费”。据王曼的研究，储蓄基于农民工的打工收入的模型为：“储蓄=22.1394+0.606×收入”，并且在王曼的调查中有68.5%的农民工储蓄的目的就是积攒钱财，寄回家盖房子、结婚、供养孩子上学。据国家统计局公布的数据，2007年“全年城镇居民人均可支配收入13786元，农村居民人均纯收入4140元”。这也说明，即便是在农民工将大部分收入用于家庭消费，农村家庭可用于消费的资金也远少于城市居民。因此，我们认为农民工的家庭状况特别是有无房屋修建计划、是否要结婚或有无将要结婚的子女、有否正在接受教育的儿女（特别是有否正在或将要接受高等教育的子女）、有无老人需要赡养等情况，是影响农民工消费的重要因素。
3.影响农民工消费的个体因素
一般认为影响个体消费的因素有性别、年龄、文化程度、婚姻状况、打工年限、生活的非家庭化、城镇居民的示范效应发挥不了作用等是影响农民工消费的重要因素。其中，打工年限很可能是通过影响农民工的收入而间接影响他们的消费选择，而性别、文化程度等因素对农民工的消费可能既有直接的影响，也有间接通过收入的影响对他们的消费选择产生的作用。另外，农民工的工作时间（闲暇时间）、工作地点（与市场的距离）等因素，也必定会对农民工的消费选择起到一定作用。
四、讨论和建议
制约农民工及其家庭消费水平的核心因素是农民工的收入水平、农民工家庭的住房开支和教育开支，另外，医疗开支也是一个必须考虑的问题。因此，我们认为，政府和社会可以通过以下措施来促进农民工的消费水平。首先，应该加强对农民工的培训，切实提高农民工的工作技能，帮助农民工进入更高收入行业就业。其次，加强劳动立法和执法力度，特别是加大劳动执法力量，依法保护农民工的劳动安全和足额取得合法收入的权利。再次，打破户籍区隔，促进农民工居住地向城市转移，这样，一方面可以集中农民工的住房开支，提高农民工及其家庭住房水平，另一方面也可以解决留守儿童和留守老人等问题。最后，在住房、教育和医疗等领域对移居城市的农民工家庭给予政策优惠，帮助农民工适应城市生活。
作者单位：潘洪涛 西南大学
陆 林 重庆科技学院经济系
参考文献：
从根本上说,居民消费取决于收入水平。自凯恩斯(Keynesian)在《通论》中提出绝对收入假说开始,J・杜森贝利(Dusenberry 1949)又提出相对收入假说,以及后来的生命收入假说、流动性结束假说等等, 无外乎都在论证收入对消费的决定性作用。当然,不同理论对理性人的支出安排做出了不同的假设。我国农村居民消费需求也基本上遵循了上述各种假说。在影响居民消费的各种因素中,农村居民收入起着决定性作用。近年来我国学术界对居民消费尤其是农村居民的消费问题也做了大量研究。朱信凯(2000)在对农村居民收入与消费进行函数检验后,认为我国农村居民消费存在“棘轮效应”。韩倩、王健(2005)主张认为农民收入不稳定性的增加也在一定程度上制约了农村消费。郭亚军、郑少锋、李桦(2007)非收入因素以也影响农民消费。
综上所述,国内外学者基本都认为收入是影响居民消费支出的主要因素,这些研究成果的理论借鉴及最终结论为消费需求理论向纵深拓展提供了有利的支撑。但是,具体到我国农村经济的实际情况,不难发现这些研究没有考虑农民收入变动具有时效性,同时没有深入分析农村居民消费行为与收入的变动关系。启动农村居民的消费水平,必须首先要提高他们的收入水平。但并非是每一部分收入水平的边际消费倾向都高,这就需要掌握农村居民消费需求函数的影响因素和消费需求结构的变动。考虑到数据来源问题,文内数据均来自《中国统计年鉴》、《辽宁统计年鉴》,希望通过以点带面获取有意义的共性的东西,这将有助于分析农村居民消费结构问题。
二、农村居民消费行为的演变
(一)20世纪80年代的农村居民消费行为
改革开放后,农村居民的收入水平日渐提高,居民消费自由度扩大。这一时期,居民消费显示了“不可逆性”,消费水平既受当前收入水平影响又受前期消费水平影响。
根据理性预期的消费理论,消费者当期的消费水平是根据个人预期未来收入水平(Y*t)来决定的,同时假定消费者的预期收入为本期实际收入和上期预期收入的加权和,并将理性预期的收入水平带入消费函数可发现,1980―1989年间,收入和上一期的消费水平是影响农村居民消费的主要因素。上一期的消费水平对当期的消费水平影响最大,这在某种程度上说明上世纪80年代农村居民的消费行为具有惯性。此外,农村居民的边际消费倾向较高,为0.857,即预期收入每增加1元,平均消费水平增加0.857元。这一时期,收入对居民消费的影响短期乘数为0.23,动态乘数分别为0.17、0.12,长期乘数为0.857,这说明居民消费受当期收入的影响不大,但是收入对消费的影响持续时间较长。
(二)20世纪90年代后的农村居民消费行为
进入20世纪90年代,农村居民的消费水平有了较大的跃升,同时经济转轨时期影响农民消费水平提升的各种不确定因素日趋增多,农村居民消费过程表现出很强的过度敏感性。通过借鉴弗莱文(Flavin,1981)、坎贝尔和曼丘(Campbell & Mankiw(1987))的消费模型,运用协整与误差修正模型分析消费行为的过度敏感性。从误差修正模型的结果可以看到,辽宁农村居民的消费变动对收入的变动敏感,短期内消费支出的变动依赖于当期收入变动,这主要是由于经济发展过程中收入与消费支出不确定性增强,加之农民收入构成中经营性收入和工资性收入构成收入的绝大部分,较小的财富收入使得农民面对经济波动时财富效应非常低,基本起不到平滑消费的作用。
三、对农村居民消费结构的经济学模型分析:基于ELES模型
消费过度敏感性的存在降低了居民的边际消费倾向,收入和支出的不确定性导致居民预防性储蓄增加,这些负面影响对扩大农村居民消费拉动经济增长起到了某种程度的抑制作用。而当前我国实行的投资拉动经济增长的政策对农村居民收入水平稳定提高作用有限,因此向内需型经济增长方式的转变,亟待扩大占中国人口绝大多数的农村居民的消费水平,这就需要掌握农村居民消费需求函数的影响因素和消费需求结构的变动。本文将利用我国农村居民家庭人均纯收入、生活消费总支出及其各构成部分的支出通过扩展线性支出系统模型(ELES)分析农村居民消费的结构特征和消费需求影响因素。从参数回归结果可以分析出:
(一)消费需求结构变动分析
当前我国农村居民的人均纯收入每增加1元,将有0.49元用于消费,在消费支出结构中食品和居住消费支出占55.3%,农村居民目前的消费需求还主要以基本生存资料为主。文教娱乐和医疗保健等享受和发展型消费的边际消费倾向较低,这反映了现阶段农村居民的消费领域仍较为狭窄。另外,从居民收入弹性看,交通通讯、居住和文教娱乐的收入消费弹性较高,分别为90%、89%和84%,这表明未来一段时间内,随着农村居民收入水平的提高,这些消费项目将呈现需求快速增长的态势。综合收入弹性和边际消费倾向,可以看到,农村居民的居住消费需求既有较高的边际消费倾向又有较高的收入消费弹性,因此,居住是扩大农村居民消费需求更应关注的消费层次;其次,交通通讯和文教娱乐等消费项目虽然其边际消费倾向不高,但是收入弹性很高,说明这些消费项目将会随着农村居民收入水平提高,在农村居民消费结构升级中起关键性的作用。
(二)价格波动对消费需求的影响分析
农村居民消费具有以下特征:第一,各层次消费支出的自价格弹性较高,而互价格弹性相对较小,说明农村居民消费主要还是受到各类消费项目自身价格影响,与其它消费项目的价格关系不大。第二,居民消费除了受自身价格影响最大以外,从整体上看,食品价格对其他各种消费的影响最大,这说明食品价格的上涨,将直接影响农民对交通通讯、居住和文教娱乐等消费的支出,当前稳定居民基本食品消费价格和价格预期,对于扩大农村居民消费是十分必要的。第三,在消费需求的自价格弹性中,居住、交通通讯和文教娱乐的弹性最高,这说明降低该类消费项目的价格水平,将会促进消费总量的快速上升,这与前面收入价格弹性的分析结论一致。
四、对策建议
(一)发展农村经济,增加农民收入
在农村经济发展进入新阶段,农产品供求关系发生变化的条件下,只有依靠增加农产品产量,依靠外延型扩张增加农民收入,才能提高农民的消费,带动农村市场需求的扩大。要调整农产品的结构,开发名优特新产品,增加优质产品的比重。适应市场需求,发展经济作物,发展具有地方特色、品质优良、高附加值、开发前景广的新产品,使农民在产品开发中不断增加收入。进一步改革生产经营方式,发展农业产业化经营。农业产业化经营把农民的利益与企业的利益统一起来,使家庭经营逐渐成为社会化、规模化生产中的一个环节。通过示范性企业带基地、基地带农民等方式组织和带动农民进人市场,延长农业生产链,使农业向第二、三产业延伸,使农民从产品的储藏、加工、流通、销售环节中获取更多的利益。抓住国家增加基础设施建设投入的良机,在农田水利、道路修建、电网等建设中,利用以工代赈,相对增加农民收入。
(二)提高农民消费意识,更新农民消费观念
更新农民的消费观念和消费习惯,要使广大农民认识到发展经济的目的就是要满足人民群众日益增长的物质和文化生活需求。提高生活质量,不仅要提高衣、食、住、行的质量, 还要提高文化素养和精神生活的质量。改变消费观念,抛弃一些不科学的生活习惯。同时,更新农民的消费观念和消费习惯要与建立农村市场经济体制、发展农村市场经济结合起来。农民的传统观念和习惯是一定的经济形态和生产方式在观念上的一种反映,是在长期的自然经济环境下形成的,而现代消费观念和习惯是发展市场经济的要求。更新农民的消费观念和习惯,根本的途径是要加快农村经济体制的转换,把农民推向市场。只有在市场经济的大潮中经风雨、见世面, 农民才会逐渐抛弃狭隘、保守的思想意识,才会接受新事物,树立新的消费观念。
农村人口占我国总人口的50%以上，农民不仅是我国最大的消费群体，也是保内需促增长的重要推动力。农村消费增长缓慢，如何启动和扩大农村消费市场对于我国经济健康发展至关重要，国内学者也为此做了大量的研究。万广华、张茵和牛建高基于我国1961～1998年的时间序列数据，通过霍尔的消费函数及其扩展模型研究发现，流动性约束严重制约我国居民消费；隆宗佐和曾福生认为，中国农村消费市场疲软的主要原因是农村消费市场缺乏金融支持，提升农民消费水平需要创新农村金融体制，大力发展适合农村需求的消费信贷业务；叶耀明和王胜根据扩展的生命周期—永久收入假说以及Euler方程建立模型，对我国31个省、市、自治区和东、中、西部的区域情况进行了GLS面板数据分析，发现金融深化通过各种渠道降低了消费者面临的流动性约束，释放了消费需求；许胜利认为：我国需要借助金融手段，加大金融对消费的支持力度，促进消费和经济平稳增长；郭英和曾孟夏研究发现，农村金融发展显著地促进农民收入增长和改善农村市场消费环境，有利于提高农民的边际消费趋向；梁莉基于河南、山西、陕西三省2500户农户的调研数据研究发现，农村金融服务层次低、农村金融机构少、农民信贷需求满足率低等原因严重制约农村消费结构升级。参考国内外研究文献，发现研究农村金融发展对农民消费影响的文献较少，已有的研究没有充分考虑我国农村实际情况，在农村金融发展指标的设计上存在一定的缺陷。本文在已有研究基础上，构建符合我国国情的农村金融发展水平指标体系，使用多变量整体模型来考察我国农村金融发展与农民消费支出的长期均衡关系和短期动态影响机制。
一、研究方法：指标设计、计量模型与数据来源
1.指标设计及数据来源。King&Levine（1993）分别从金融机构的贷款规模、结构、资源配臵效率及服务质量四个角度衡量金融发展水平。参照其指标设计方法，结合我国农村实际情况，本文设计农村金融规模（RS）、农村金融效率（RE）、农村金融结构（RC）和农村金融密度（RD）四个指标反映我国农村金融发展水平。其中，RS=（农村贷款余额+农村存款余额）/农村GDP，该指标反映农村金融规模的大小；RE=农村贷款余额/农村存款余额，该指标衡量农村存款转化为贷款的效率；RC=乡镇企业贷款余额/农村贷款余额，该指标反映农村贷款结构；RD=农村金融机构数量/农村人口，该指标反映每万农村人口拥有金融机构的数量，用来衡量农村金融的分布密度。
本文中的农村贷款余额为农业贷款余额和乡镇企业贷款余额的总和；农村存款余额是农户储蓄存款余额与农业存款余额的总和；农村GDP是第一产业增加值与乡镇企业生产增加值的总和；农村金融机构的数量是正规金融机构和新型农村金融机构的总和，主要包括中国农业银行、中国农业发展银行、农村信用合作社、邮政储蓄银行、农村商业银行以及农村小额信贷公司、农村资金互助社、村镇银行等。本研究中的相关数据来源于《中国统计年鉴》、《中国金融统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中国农村经济绿皮书》以及《乡镇企业统计资料》等。
2.计量模型。农村金融发展理论上有利于缓解农民的信贷约束，释放信贷需求，刺激消费增长。基于此，本文在传统消费函数的基础之上，以农民消费支出为被解释变量，以农村金融发展和农民可支配收入为解释变量构建计量模型：
C=γ+αY+βiXt+μ（1）
其中C表示农民的消费支出，Y为农民可支配收入，Xt={RSt，REt，RCt，RDt}，μ为随机误差项，且服从正态分布。考虑到变量间的滞后性，设定如下模型实证分析农民消费支出与农民可支配收入、农村金融发展水平之间的关系：
3.研究方法。根据计量经济学基本原理，对时间序列进行回归分析时首先要考虑时间序列的平稳性，避免模型出现伪回归的现象。本文采用Dickey&Fuller提出的考虑残差项序列相关的ADF单位根检验法检验时间序列的平稳性，非平稳时间序列差分变换后进一步检验，直到拒绝存在单位根的原假设为止，以此确定各变量的单整阶数；在各时间序列具有相同单整阶数的前提下，通过Johansen协整检验，构建反映农民消费支出与农村金融发展之间的协整方程，考察各变量之间长期稳定的均衡关系；通过向量误差修正模型研究各变量之间的短期动态影响机制，并确定变量序列偏离长期均衡时误差修正项的调整速度；然后通过脉冲响应函数分析农村金融发展对农民消费冲击的动态变化；最后通过方差分解研究各变量冲击对模型内生变量的相对重要性并确定各变量的贡献程度。为了减少数据的波动性，本文对各变量进行对数变换处理。
二、模型估计结果及解释
1.变量的平稳性检验。本文运用Eviews7.0软件检验各变量序列的平稳性，滞后阶数根据SIC准则在最大滞后10期内自动选择，是否加入趋势向和常数项根据每个变量的图形变化决定。经过ADF单位根检验可知，各变量序列在1%和5%显著水平下均为非平稳变量，但是一阶差分序列均在5%的显著水平下拒绝存在单位根的原假设，说明一阶差分序列均为平稳序列，即为I（1）变量，满足协整分析的前提。
2.协整分析。本文采用Johansen协整检验法来检验农民消费支出、农民可支配收入和农村金融发展之间的协整关系。Johansen协整检验以向量自回归模型为基础，本文通过向量自回归模型最优滞后期来确定协整检验的最优滞后阶数。根据AIC和SC信息标准发现最优滞后阶数为2。
从检验结果可以发现，迹统计量和最大特征根统计量均在5%显著水平下拒绝了不存在协整关系的零假设，各序列之间存在并且仅存在一个协整关系。相应的标准化协整方程为：
lnC=-8.532+0.598lnY+0.023lnRS+
（6.273）（2.721）
0.031lnRE+0.012lnRC+0.052lnRD
（3.079） （0.998）（5.376）（3）
所列协整关系表达式中协整系数下圆括号中的数字为统计量。模型（3）表明，长期来看，农民消费主要受可支配收入的影响，消费收入弹性系数为0.598，即农民可支配收入增加1%，农民消费支出增加0.598%，说明农民的边际消费趋向较低，这可能与我国农村社会保障体系不完善有关；农村金融规模、农村金融效率和农村金融密度对农民的消费增加具有正向作用，这三个变量每增加1%，农民消费支出分别增加0.023%，0.031%和0.052%，说明农村金融规模、农村金融效率和农村金融密度的提升缓解了农民信贷约束，促进了农民消费增长；农村金融结构并没有显著影响农民消费支出，原因可能是大部分农村贷款发放给了大中型农业企业和乡镇企业，而农民的消费贷款余额占农村贷款余额的比例很低，这显然不能有效改善农民的消费需求；从各变量的估计系数和统计量来看，影响农民消费支出的农村金融发展变量中，金融密度对农民消费影响程度最大且最显著，每万农村人口金融机构数量增加1%会提升农民消费支出0.052%。造成这一现象的原因可能是：从2004年起我国加大了农村金融改革力度，加快培育了农村资金互助社、村镇银行、小额贷款公司等新型民间金融组织，而民间金融机构在满足农民信贷需求上具有先天优势，农村金融密度的改善增加了农民信贷资金的获取渠道，有效促进了农民消费的增长。
3.误差修正模型。前面通过协整分析验证了农村金融发展水平等各变量与农民消费支出之间长期稳定的均衡关系，但是短期内各变量之间可能存在失衡关系，为此本文利用向量误差修正模型来考察各个时间序列间的短期动态关系。
误差修正项的系数表示各变量向长期均衡的调整速度。如果变量系数在统计上是显著的，意味着变量在一个时期里的失衡有多大比例可在下一期里得到修正。
4.脉冲响应函数分析。脉冲响应函数法用于衡量来自随机扰动项的一个标准差的冲击对内生变量当前和未来取值的影响，其所得的分解结果不依赖于向量自回归模型中各变量的排序，估计结果具有较高的可靠性与稳定性。给农村金融发展相关变量一个标准差大小的正向冲击，通过Eviews7.0得到脉冲响应模拟结果如图1所示。考虑到样本容量，本文将冲击响应期定为10期。
从图1可以看出，农民消费支出在受到来自农村金融密度和农村金融规模一个标准差正向冲击后，变化轨迹大致相似，在当期显示较强的正效应，在第3期达到最大之后逐步趋于收敛，说明农村金融密度和农村金融规模对农民消费有明显的刺激作用，总体表现为长期影响；当本期农村金融效率受到一个标准差正向冲击后，对农民的消费支出立即产生促进作用，并且这种正向冲击效应持续到了第4期，而后则保持较为平稳发展态势，说明农村金融效率对农民消费支出的冲击有较长的持续效应；当农村金融结构受到一个标准差正向冲击后，农民消费支出迅速增加，并在第2期达到峰值，以后各期转为抑制作用，说明农村金融结构对农民消费支出的刺激作用持续周期较短，长期来看对农民消费几乎没有影响。
5.方差分解。为了考察可支配收入和农村金融发展各变量对农民消费支出的贡献度，本文引入方差分解分析方法。方差分解就是通过将一个变量冲击的均方误差分解成各个变量冲击对内生变量的贡献度，用于衡量各变量冲击的相对重要性。
从第1期开始，农民消费支出的变动来自农民可支配收入的扰动逐年上升，在长期均衡时农民可支配收入的冲击能解释农民消费支出变动的55%；农民消费支出的波动来自自身扰动逐年下降，大约27%的变化可由自身变动来解释；农村金融发展各变量加起来大约可以解释农民消费支出变化的18%。在农村金融发展的四个相关变量中，农村金融密度对农民消费支出变动的解释力最强，其次是农村金融规模，再次是农村金融效率，解释力最小的是农村金融结构，其中前三个变量对农民消费支出的扰动逐年上升，均衡时的解释力分别大约为9.3%、5.4%和2.3%。而农村金融结构对农民消费支出的影响初期很小，随后几期逐步增加，在第4期达到最大值，而后又逐年下降，长期来看对农民可支配收入的贡献度大约为1%左右，农村金融结构无论是在长期还是短期内对农民消费支出的影响都很小。总体而言，农村金融密度对农民消费支出变动的贡献率超过了农村金融规模、农村金融效率和农村金融结构三者的总和，反映了农村金融密度是拉动农民消费增长最重要的金融力量，这与前面的协整分析的结论大致相同。
三、结论及政策启示
关键词：陕西农村居民;消费;收入;消费函数模型
消费是国民经济的重要组成部分，是社会经济活动不可或缺的一部分。正是由于消费对国民经济的重要作用，关于消费行为的研究，一直受到高度重视。改革开放以来，陕西省经济发展迅速，增长较快，但城乡二元结构的长期存在，城乡居民的收入差距仍然较大，因此深入研究和分析陕西省居民的消费函数及其特点，将有助于我们把握消费者的行为特征及其规律，加强对消费需求这一重要宏观经济变量的调控。
一、文献综述
近年来，国内的许多学者在西方消费函数理论的基础上，结合我国的具体情况，在建立符合我国实际条件的消费函数方面进行了富有成果的研究。厉以宁（1992）;臧旭恒（1994）认为对于转轨时期居民消费行为，生命周期―持久收入假说具有较好的解释力。万广华、史清华、汤树梅（2003）以大样本农户家庭为研究对象，表明当家庭财富与储蓄率负相关时，持久收入假说不成立。刘超、尚宗元等（2007）以陕西农村居民消费行为研究对象，得出持久收入假说能较好的对陕西农户的消费行为进行解释。高梦滔、毕岚岚、师慧丽（2008）认为中国农户消费行为能够很好的用持久收入――生命周期假说来描述。殷善福（2009）研究认为，绝对收入假设理论比较符合当前中国农村居民的消费实际情况。艾春荣、汪伟（2010）将农户的非农就业决策引入持久收入假说，研究表明农户当期消费由持久收入决定，与暂时收入不相关。综上，可以看出关于我国城乡居民消费函数理论假说的检验结果存在不一致，还需深入。同时，这些研究也存在一些问题，首先，是直接假定数据符合平稳性要求，忽视了经济数据的非平稳性，因此所建回归方程容易产生伪回归现象，导致模型结果缺乏解释能力;其次，未对居民的消费进行区域和城乡划分，所建模型过于笼统，解释能力不强。
基于以上论述，本文将以西方消费理论为指导，运用1993-2012年陕西省农村居民的相关数据来拟合各种消费函数模型，对时间序列数据进行相关性、平稳性，以及协整检验，研究绝对收入假说，相对收入假说以及持久收入假说在陕西省农村居民中的适用性。
二、数据处理
（一）数据来源与说明
本文的检验采用1993-2012年陕西省农村居民人均纯收入（y），农村居民人均消费性支出（c）数据，数据均来自于《陕西统计年鉴》。ry和rc分别表示剔除价格因素之后人均纯收入和人均消费，同时为了消除异方差，对ry和rc进行对数化处理得到lnrc和lnry。在实证研究中，所有的模型估计和分析均采用统计软件EVIEWS60。
（二）对数据的计量经济检验
本文所选取的序列为时间序列，为了避免时间序列数据的非平稳性以及“伪回归”等问题，对所有时间序列数据进行相关性检验、稳定性检验以及协整分析。
1相关性分析。利用表1中的数据，得到序列rc和ry之间的散点图（如图1），从图中可以看出二者之间有着很强的相关性，且经对数化处理之后相关性没有改变。
2单位根检验。由表2可知，水平序列lnrc和lnry不是平稳的，一阶差分后依旧不平稳，但二阶差分后的序列是平稳的，从而序列lnrc，lnry是二阶单整，即lnrc～I（2），lnry～I（2）。
3协整检验。在序列lnrc，lnry是二阶单整的基础上，建立回归方程进行协整分析。进行回归后得到残差序列（残差序列图如图2所示），并对其进行单位根检验，检验结果（如表3）表明残差序列不存在单位根，是平稳序列。综上表明序列lnrc和lnry之间存在着协整关系，即存在着长期稳定的均衡关系。
三、各种消费理论与消费函数模型拟合
对于陕西省农村居民消费函数的研究，由于目前尚无可作建模依据的成熟的消费理论，因此，研究的起点是以历史数据的拟合程度为标准，来比较和判断基于西方消费理论建立的消费函数对于陕西省农村居民实际消费行为的描述是否合适。
（一）依绝对收入假说建立
凯恩斯在深入分析了影响消费的主、客观因素的基础上，建立了消费函数理论：即期消费随即期绝对收入的变化而变化，并且边际消费倾向递减，即消费者的现期消费取决于现期的收入，但消费的增加不及收入增加的多[1]。依此可以建立的消费函数模型为：
rct=α+βryt+ut，（1）
对数变换后的模型为：
ln rct=α+βln ryt+ut，（2）
运用表1中的数据对（2）式进行回归后发现存在自相关，所以为了消除自相关，运用广义差分法进行回归，结果为：
ln rct=0987753 ln ryt+0576162AR（-1）
（3034442）（3106803）
R2=0994068R2=0993719
DW=1424593
从DW值分析，模型不存在自相关问题，调整后的相关系数达到09993，模型拟合优度较好，变量之间线性相关显著，并且此模型通过了各种检验，比较适合用于解释陕西省农村居民消费行为。
（二）依相对收入假说建模
杜森贝里认为，居民的消费行为具有“示范效应”和“棘轮效应”。其中“示范效应”是指居民的消费会受到周围其他人消费行为的影响。而“棘轮效应”则是说居民的消费不仅仅受当期收入的影响，还受到过去最高收入的影响。[2]。因此在这种假设下，消费与收入的关系可以表示为分布滞后或自回归的模型：
rct=α+βryt+χryt-1+ut（3）
rct=α+βryt+χrct-1+ut（4）
对数变换后的模型为：
ln rct=α+βln ryt+χln ryt-1+ut（5）
ln rct=α+βln ryt+χln rct-1+ut（6）
运用表1中的数据对（5）式进行回归后结果为：
ln rct=-018639+1382534ln ryt-0376615ln ryt-1
（-1198214）（8526772）（-2311348）
R2=0993436R2=0992616
F=1210824
在上述回归方程中，除ln ryt之外的其他解释变量都不能通过显著性检验，且ln ryt-1系数为负，经济意义不合理。经检验得ln ryt与ln ryt-1两个解释变量之间存在严重的共线性。所以运用表1中的数据对（6）式进行回归，结果为：
ln rct=-0215931+1114627ln ryt-0101763ln rct-1
该自回归模型依然不能通过检验，其原因与分布滞后模型相同。综上表明，依相对收入假说建立的模型不符合陕西省农村居民的消费行为。
（三）依持久收入假说建立模型
弗里德曼认为，人们的消费取决于居民的持久收入。他将居民收入分为持久收入和暂时收入，持久收入是指在相当长时间里可以得到的收入，是一种长期平均的预期内得到的收入。暂时收入是指在短期内得到的收入，是一种暂时性偶然的收入[3]。暂时收入和持久收入数据的划分按照弗里德曼（1957）持久收入理论的方法：
YPt=∑kj=0αjYt-j=α0Yt+α1Yt-1+…+αkYt-k
YTt=Yt-YPt
巴拉（Bhalla，1980）针对发展中国家，提出的估计公式，取K=2，α0=0437，α1=0323，α3=024，YPt=0437Yt+0323Yt-1+024Yt-2。其中，YPt为持久性收入，YTt暂时性收入。
依据此假设可以建立的消费模型为：
rct=α+βrypt+χrytt+ut（7）
经过对数化处理后模型为：
ln rct=α+βln rypt+χln rytt+ut（8）
运用表1中的数据对（5）式进行回归后结果为：
ln rct=0179442+0941907ln rypt+0052398ln rytt
（00464） （00000） （00007）
R2=0986901R2=0985154
F=5650535
DW=1360852
从估计方程的检验指标来看，估算结果是相当理想的。首先，各解释变量都通过了显著性检验，说明影响显著：其中，相对于消费，持久收入的弹性为0941907，即持久收入的变动1单位将带动0941907单位的消费，表明陕西省农村居民的消费主要是由持久收入决定的。其次，从样本决定系数和F统计量可以看出回归方程拟合程度很好。同时，表4中LM统计量表明回归方程的残差序列不存在相关性。综上，说明该模型能很好的解释陕西省农村居民的消费行为。
四、分析评价与预测
（一）分析评价
以上分别依据绝对收入假说、相对收入假说、持久收入假说建立了消费函数模型，通过初步的分析发现，绝对收入假说和持久收入假说都能够很好的解释陕西省农村居民的消费行为。本文将通过对这两个模型预测功能的评价来确定哪个模型具有更好的解释力。本文采用1993-2009年的数据进行参数估计，用2010-2012年的数据作为检验性数据，来分别考查两个模型下实际值和预测值的差别。
一般而言，如果预测结果好，偏差比和方差比应该较小，协方差较大。但在检验结果中（图3和图4），这两种模型的预测协方差比例基本相近，因此不能直接看出哪个预测效果更好，故选择将对数化之后消费支出的真实值lnrc与基于绝对收入假设下的预测值lnrcf1和基于持久收入假设下的预测值lnrcf2在同一坐标中进行描述（如图5所示），可以看出预测值lnrcf2离真实值lnrc更近，其预测拟合效果更好。综上，依持久性收入假说建立的模型能更好地解释陕西省农村居民的消费规律。
（二）消费预测
本文选用传统消费函数比较后的最优模型：持久收入假说模型对陕西农村居民未来的消费情况进行预测。要想预测消费的相关数据，就必须先预测到农村居民未来的收入，继而得到持久收入和暂时收入的预测值，继而得到最终的消费数，具体预测结果如表5所示。
五、结论与建议
（一）研究结论
本文通过实证分析，得出绝对收入假说和持久收入假说的两种消费函数能够很好的解释陕西省农村居民的消费行为，这也从侧面反映出收入对陕西省农村居民的消费影响非常大。最终通过预测精度的评价分析得出持久收入假说更符合陕西省农村居民消费的实际情况，更适合用来解释和分析陕西省农村居民的消费行为。表明陕西省农村居民的消费主要由持久性收入决定，换言之，消费者的消费行为并不完全是由当期收入水平决定，而是从他可以支配和预期得到的全部收入的角度来进行合理消费。此外，从表5中我们也能看出陕西省农村居民的人均纯收入和生活消费支出仍将以递增的速率持续上涨。
（二）对策建议
基于本文的研究结论，结合陕西省的省情和近几年中央一号文件《中共中央国务院关于加大统筹城乡发展力度进一步夯实农业农村发展基础的若干意见》的相关内容，可以得到如下对策启示和建议。
1提高陕西省农村居民收入，拉动农村居民消费。从前面的分析可以看出，收入对陕西省农村居民消费有明显的正影响，收入每增加1%可引起消费增加942%。拉动经济增长必须要更大程度上提高农村居民的收入，而农村居民收入的主要来源于农业收入，因此必须在农业上做好文章，优化农业产业结构，发展优质高效农业，大力发展农产品深加工，走精细化、集约化和产业化发展道路，提高农产品的附加值。
2要营造良好的陕西省农村居民消费环境，增强农村居民的消费信心。陕西省虽然已经在农村地区启动了医疗和保险等社会保障制度，但这种社会保障深度有限，力度不够，致使许多农民为了预防将来的不确定性支出而选择减少消费，所以应当逐步建立健全农村的社会保障制度。陕西农村居民消费很大程度取决于持久收入，而持久收入受人们收入预期的影响，完善的社会保障体系将减少影响居民消费预期的不确定因素，增强农村居民的消费信心，引导农村居民合理、科学地进行消费。[4]
3大力推进新农村建设，改善农村基础设施。陕西省有很大部分农村地区的基础设施在数量、质量和规模上，都还不能满足消费市场的发展，成为制约消费的一个重要因素。陕西省各级政府应在投资上加大对农村政策倾斜的力度，一是加强农村道路交通等生产性基础设施，增强农业的综合生产能力，增加农民收入;二是继续加强农村地区有线电视等生活基础设施建设，有利于提高相关产品的消费水平和改善消费结构。
参考文献：
[1] 凯恩斯2011就业、利息和货币通论[M]魏埙西安：陕西人民出版社
[2] 唐彬2013居民消费理论综述与货币政策建议[J]时代金融，（3）：1-2
关键词：农民；消费；影响因素
费水平随着收入、家庭资产、农业补贴和税收之差的增加而增加，随着价格指数、贷款利率和需要赡养的人数的提高而降低，反应在模型上为各变量的系数为正的，从回归结果可以知道，所有的变量都通过了经济检验。
其中 ，说明总离差平方和的99.54%被样本回归直线解释，因此样本回归直线拟合优度比较好。
二、影响农村居民消费的因素分析
农村居民的消费受多种因素的影响，各种因素对不同条件的农户影响程度不同。在调研中我们发现农户消费水平的主要受收入、资产、家庭结构、价格、金融、农业补贴、税收、预期、消费习惯和消费倾向等因素的影响，现将不同因素的影响分析如下。
（一）收入因素
在调研中我们发现收入是影响农民消费的最主要因素。2012年株洲市农民人均纯收入首次突破万元大关，达10972元，株洲农民人均工资性收入5719元，占农民人均纯收入的比重为52.1%，农民家庭经营纯收入人均4344.9元，占纯收入比重为39.6%，其他收入908.1元，占纯收入比重为8.3%。从数据上来看，农村居民收入结构继续优化，工资性收入超过村收入的一半，家庭经营收入下降到不足总收入的四成，其中务农收入不到村收入的两成。农村居民消费也达到7656元，具体来讲，农村居民食品支出人均3039元，农村居民恩格尔系数（食品消费支出占生活消费支出的比重）为39.7%，同比下降2个百分点；服务性支出2057元，同比增加304元，增长17.4%；衣着支出人均463元，增加73元，增长18.8%；居住支出人均1395元，比上年同期增加218元，增长18.6%；家庭设备及用品支出人均682元，同比增加127元，增长22.9%；交通通讯支出人均723元，增长22.4%；文教娱乐用品及服务支出人均485元，同比增加52元，增长12.1%；医疗保健支出人均603元，同比增加58元，增长10.6%；其他商品支出266元，同比增加46元，增长21.0%。从收入和支出的关系来看，在调研的居民户中大部分农户的支出和收入保持了同步增长，只是增加的比例不同，这和模型的分析结果吻合。
（二）资产因素
农户的家庭资产主要包括承包土地数量、宅基地、住房、农用机械、银行存款等类别，就具体数额来讲，农户家庭资产按数量排列依次为住房、承包土地、银行存款、农用机械。这些资产有的比较容易变现，有的不易变现，但把它们加总进行粗略分析还是有意义的。本文把上述类别的资产作为农户家庭资产进行分析的结果是，农户家庭资产每增加一元，其消费支出可以增加0.2345元，说明家庭资产的多少也对农村居民的消费具有显著影响。这与现实中农户的消费是吻合的，在农村居民中，一般家庭资产较多（也就是家底比较厚实）的农户消费欲望较高，而家庭资产较少（也就是家底比较薄）的农户消费欲望较低。
（三）家庭结构因素
家庭结构也就是家庭成员的性别、年龄对家庭消费的影响也是我们关注的一个变量，在调研中我们发现如果家庭中均是成年人且都能劳动的话，他们的消费水平一般会较高，特别是对新建房屋、耐用家用电器、大型农用机械等大件物品的消费数量明显高于需要扶养或赡养人员较多的家庭，他们在日常用品的消费上也较为高档。同时发现一般情况下家庭成员中小孩和老人较多的，在消费方面会更加谨慎，这可能主要因为在小孩和老人较多的情况下可能意味着未来的抚养、教育和医疗消费将会增加，因此他们会增加储蓄以备未来之需，从而减少目前的消费。从模型分析结果看，农户家庭每增加一个需要赡养和抚养的人员，消费会下降12.41%，这与事前的预期是一致的。
（四）价格因素
在调研中我们发现，农村居民对商品的价格因素比较明显，也就是对商品的需求价格单性较高。凯恩斯消费经济学认为消费水平受价格高低的制约，消费是价格的反函数，价格越高，对该商品的消费数量就会越少，价格越低，对该商品的消费数量就会越多。一直以来，我国农村居民消费的主要商品为农业生产资料、日常消费品和大型消费品，农资价格上涨过快，一方面抑制了农民对农业生产资料的需求，不利于农业生产的发展；另一方面拉大了农业生产的成本，使得农村家庭生产性消费加大，从而生活性消费会减少，影响农村居民的生活消费水平。所以，农资价格的过快上涨对农村居民的消费水平和结构产生重要的影响。从模型数据上来看，商品价格每上涨一个百分点，商品的消费量就会下降1.324个百分点，这与事前的预期一致。
（五）金融因素
之前，我国农村金融系统对农村经济发展的支持作用有限，反而把农村资金聚集、转移到城市中利润较高的工商业。随着近年来国家对农村金融政策的改善，特别是农村小额信贷的发展、面向农村的各种优惠贷款的发放，都对农民的消费起到了一定的促进作用。本文选取一年期存款利率作为变量进行分析，从结果上来看，利率每增加1%，农村居民的消费就会下降0.0654%。出现这种结果的原因可能是农村居民喜欢把满足基本消费需求之外的收入储蓄起来，他们储蓄的利率弹性比较敏感，利率上升会使他们的更加倾向于储蓄而不是消费；另一方面，可能由于农户消费所需资金大部分是自有资金，而不需要向银行借贷消费，利率的提升对农户的消费下降的影响因素较小，所以才出现了模型分析的结果。
（六）农业补贴和税收因素
在2005年以前，农民的税负较重，按《农业税条例》我国农业税平均税率为常年产量的15.5%，最高不得超过常年产量的25%。对于处于温饱线上的农民来说是一个很高的税负水平，与个人所得税的征收起点和征收比例对比来讲，也是一个不公平的税收。所以，2005年12月29日第十届全国人民代表大会常务委员会第19次会议废止了《农业税条例》。随后，我国逐渐开始实行工业反哺农业的政策，逐年增加对农业生产的补贴，从2005年的不超过230亿元，占全部支农资金2975亿的7.7%，增加到2012年1600亿元，占全部支农资金11000亿元的14.55%，绝对数增加近6倍，占财政支农总资金的比例也提高了近一倍。本文采用分析年份的农业补贴与税收数额之差来作为分析变量，从模型分析结果来看，农业补贴与税赋之差每增加1元，农民的消费就会增加0.4231元，其消费倾向为0.4231，说明其对农户消费的促进作用是比较大的。原因可能是农户认为农业补贴与税赋之差是一笔意外之财，拿到之后就把它们大部分花掉了，这部分收入的消费倾向较高。
（七）影响农村居民消费的其他因素
在调研中我们发现，除了上述因素会影响农村居民的消费数量和结构以外，其他因素都会对农村居民的消费产生一定的影响。下面主要分析一下消费者对未来的预期、消费习惯和观念、消费环境等三个因素对农村居民消费的影响。
1.预期因素
美国经济学家普鲁克诺在他20世纪40年出版的《定期存款及银行流动性理论》一书中首次提出了预期收入理论。该理论强调的是贷款偿还与借款人未来预期收入之间的关系，而不是贷款的期限与贷款流动性之间的关系。后来，预期理论在经济学领域被广为应用，逐渐出现了预期政策预期、利率预期、价格预期或通货膨胀预期等概念。对于农村居民来说，他们的消费行为也受到预期理论的影响，他们也会对各种因素进行预期，以决定未来的消费数量和结构，如果他们预期政策向好，就会增加消费，如前面模型结果显示的，在预期农业补贴日益增加的情况下，农村居民的消费就会快速增加；在家电下乡、建材下乡、汽车下乡等利好政策的刺激下，农户的相关消费也出现了大幅增加，消费结构也出现了升级和优化。
2.习惯或观念因素
消费行为受消费观念或习惯的影响早就受到了经济学家的关注，早在1993年K・勒温就建立了消费行为模型用来说明人们的消费行为是同时受到个人与外部环境两者的相互影响的，该模型为：B=f（P，E）。农民由于长时间在相似的环境和文化下共同生活，他们的思想、精神、观念、信仰、习惯、心理等会不由自主的受到这种文化的影响，他们的消费对象、消费行为方式、消费过程、消费趋势会日益趋同。这种趋同的消费观念在现实生活中具体表现在：多数农民恪守节俭优良传统，商品讲究实用性、耐用性，只要满足生活的基本需求即可；农民的储蓄意识强，通常是多积累少消费，先积累到一定程度再进行适度消费，没有国外超前消费意识，这样直接导致了农民的低消费倾向。
3.环境因素
消费环境是指消费者面临的对消费行为有一定影响的、外在的、客观的因素。包括自然环境与社会环境两方面。自然环境在某种层面上决定着一个地区的资源丰歉程度，对当地生产力的发展会起到促进或延缓的作用，对当地产业发展趋向也有很强的制约作用，同时也对消费者的消费取消有较强的影响。消费的社会环境是指消费者在消费时面临的各种社会因素，马克思说：“任何人的消费，都无法脱离社会，活动和享受，无论就其内容或就其存在方式来说，都是社会的，是社会的活动和社会的享受”。不同社会文化环境对消费的影响表现在、价值观念、消费习俗、道德规范等四个方面。
参考文献：
[1]《2012年株洲市年鉴》和《2012年国民经济和社会发展统计公报》
[2]2005-2012年《政府工作报告》
[3]谢文， 吴庆田. 农村社会保障支出对农村居民消费的影响的实证研究[J]. 财经理论与实践， 2009， （9）： 32.
[4]曾晓林， 彭沧海， 积极培育消费热点努力扩大消费需求[R]. 长沙： 湖南统计局， 2009.
[5]刘尚希. 中国消费率下滑引致的经济风险分析[J]. 地方财政研究， 2008（6）.
（刘宝磊，湖南铁路科技职业技术学院教师，现在湖南农业大学经济学院农业经济管理专业攻读博士学位?本文是湖南省情咨询课题《湖南小额信贷中农户违约风险研究----基于株洲市的实证分析》的研究成果之一，课题编号：2013BZZ194 . ）
关键词：农村消费信贷；人均纯收入；制约因素；政策建议
中图分类号：F832.43 文献标识码：A doi：10.3969／j.issn.1672-3309(x).2011.01.13
文章编号：1672-3309(2011)01-30-03
一、文献综述与理论基础
对农村消费信贷市场的研究，国内主要分为定性研究和定量研究。定性研究主要有：王守贞(2007)认为，由于金融支持的缺位导致农村消费信贷市场发展缓慢，农村地区的金融“系统性负投资”问题突出，缺乏合适的消费信贷产品，对农村消费信贷的重视不够。李东卫(2009)认为，要增加农村消费信贷供给，扩大农村新型金融机构即村镇银行、农村资金互助社、小额贷款公司等的建立，开展农村小额消费信贷试点，推动农村贫困地区的消费信贷市场的发展。王晶(2009)认为，启动农村消费信贷市场存在的困难在于农民收入水平低且不稳定，总体偿债能力差，农村基础设施薄弱，市场体系不健全，金融服务短缺等。定量分析主要有：2007年中国人民银行南宁市中心支行课题组利用1998-2005年间广西居民消费数据和消费信贷数据实证分析认为，消费信贷通过乘数作用，可以扩大消费需求并已成为促进广西消费持续增加的重要作用。曾令华、蔡洋萍(2008)利用湖南2001年第一季度到2007第二季度的消费信贷数据，就湖南的消费信贷结构和经济增长的效应进行了分析，通过协整检验，表明个人消费信贷和经济增长之间有长期的正向关系。陈普兴(2009)利用我国31个省市2005-2008年的124组年度数据，引入二元线性合成数据模型，运用协整分析、格兰杰因果检验等计量方法。结果是农村消费信贷对农村信贷有明显的促进作用，同时农村消费的扩大也有利于农村消费信贷的发展。综上所述。主要是分析了消费信贷与消费需求之间的关系。曾之明、岳意定(2009)利用1993-2008年湖南省农民人均纯收入和农村信贷余额数据分析后认为，中部地区农村信贷余额的增加对农民收入增长的作用比较明显。但文中将农村信贷余额当作农村消费信贷余额是不恰当的，因为一般信贷分为生产性信贷和消费性信贷，两者是不同的。
消费信贷的理论基础是随着消费理论的发展而不断发展的，在持久性收入理论和生命周期理论中，都假定可以利用消费信贷来平滑当期消费。美国经济学家詹姆斯，摩根(JamesN.Morgan1962)在他的合著《美国的收入与福利》一书中提出“消费决策影响收入”的观点。该假设认为一个家庭的收入，虽然可以分为现期收入和未来收入，但无论是现期收入还是未来收入，都包含有不确定的成分，消费决策之所以能够影响收入，就是因为收入中含有这种不确定的成分，通过消费决策能够影响的，也就是收入中的不确定的部分，这就是说，家庭在作出消费决策后，通过某种努力，可以使收入中的这种不确定的部分变为确定的部分，从而使收入增加。消费信贷市场的发展可以起很大作用，消费信贷的易于取得可以使收入中的不确定部分变得确定，然后促使消费者去寻找收入。
二、农村消费信贷与农民收入关系的分析
(一)数据来源
桂林灵川县位于广西东北部，地处湘桂走廊南端，2008年底人口总数为36.59万，绝大部分是农村人口，是典型的农业县。本文所选取的数据样本是桂林灵川县2004年1月到2009年6月每半年的农民人均纯收入及农村人均消费信贷余额。
(二)模型的构建及计量结果
用X代表农村人均消费信贷余额，Y代表农民人均纯收入。其中a为系数，c为常数项，X和Y的单位都是元，假设农村人均消费信贷余额与农民居民家庭人均纯收入间的关系为一元线性函数(曾之明等，2009)。利用Eviews6.0软件进行模拟分析：
(三)计量结果分析
由方程(1)回归所得：Y=0.5873X+1625.04,表明农村人均消费信贷余额变化对农民人均纯收入变化具有明显的乘数效应，其乘数为0.5873，即农村人均消费信贷余额每增加一元可使农民人均纯收入增加0.5873元，其T值为3.8271。通过了1％的显著性检验。为了消除数据的一定异方差，对自变量和因变量取对数进行处理，利用方程(2)对数据进行回归分析得：LnY=0.4526LnX+4.5099，农村人均消费信贷对农民人均纯收入有较强的弹性作用，当农村人均消费信贷增加一个百分点，农民人均纯收入增加0.4526个百分点，其T值为4.3852，在1％的显著性水平下显著。为了更进一步消除异方差，采用残差加权最小二乘法对方差(2)进行回归分析，结果表明：回归系数的T值有大幅度提高，F统计量也有很大提高，调整后的R七0.7858，即表示经过对数处理后农村人均消费信贷余额变化能以78.58％的程度解释农民人均纯收入的变化。
从计量分析结果可以得到：灵川县农村人均消费信贷余额的增加对农民人均纯收入增长的作用比较明显，消费信贷余额变化与农民人均纯收入呈正向变动，反映信贷因素对农民增收起到非常重要的作用。
三、城乡收入差距与制约农村消费信贷发展的因素分析
(一)城乡收入差距过大
改革开放以来，随着经济社会发展水平的不断上升，城乡居民的收入有了大幅度的提高，然而城乡收入差距的扩大之势却有增无减。据中国统计年鉴(2009)资料，我国城乡人均收入之比2000年为2.79，到了2008年已增长到3.31，变化达22.7％：而国外普遍接受的城乡居民收入比为1.5：1(周善东，2009)。
广西作为西部欠发达少数民族地区，新世纪以来，虽然GDP增长已进入快车道，人均GDP由2000年的4652元增长到2008年的14966元，增长率为221.71％，城乡居民收入也得到了大幅度提高，但总体上广西城乡居民收入差距情况比全国水平要严重，2008年广西城市人均收入14146元，农村人均收入3690元，城乡人均收入比为37.8：1。广西作为一个边疆少数民族地区，农村居民占绝大部分，城乡收入差距过大。农村人口与市场销售份额不相称，直接造成了农民的购买力低下，严重制约了消费需求，影响了农村消费市场的启动。提高广西城乡居民的收入水平，特别是农村的收入水平，必须重视三农问题。发展农业生产，繁荣农村经济。而这一切都离不开金融信贷服务的支持。
(二)制约桂林灵川农村消费信贷发展的因素
资料显示，灵川农村消费信贷已经启动，进入新世纪
后，人均消费信贷余额从2004年6月的1153元增加到2009年6月的4138元，但是，还有很大的发展空间。从我们调查的情况看，有以下几方面因素制约农村消费市场和消费信贷业务的发展。
1、金融机构对消费信贷业务的宣传力度不够，农民对消费信贷政策了解不多。调查中发现。尽管有85％的农户知道消费信贷业务，但只有25％的农户“对消费信贷政策”了解：“了解国家有关消费信贷政策的途径”34％的农户是通过电视，31％的农户是通过信贷员。
2、居民收入水平不高，预期收入的不确定性，预期支出增加，是制约消费市场和消费信贷发展的主要因素。由于产业结构调整导致的农民工就业不足和各种自然灾害带来的农业生产收入减少的影响，农民普遍担心办理消费信贷的还款风险。农资价格的持续上涨，使农业生产费用成本上升，农民收益空间减少。这些因素使得农村居民对未来收入预期持不乐观态度，产生即期消费紧缩的倾向，不敢借贷消费。农村居民社会保障体系不健全，再加上货币收入低、收入增长的不确定性大、后顾之忧(子女教育、医疗、养老)较多，农民更倾向于储蓄，以备不测之需。调查显示。2004年以来，灵川县居民的人均纯收入呈逐年上升趋势，但收入水平不是很高，且城镇居民、农村居民的纯收入存在较大差距，前者为后者的3倍左右，从消费结构看，农村居民消费的恩格尔系数总体上处于40％-59％之间，介于温饱至小康阶段之间，农村居民的生活开支更多用于生存型消费上，发展型、享乐型和娱乐型的消费所占比例还较小。
3 传统消费观念根深蒂固，制约即期消费需求和消费信贷的发展。调查中发现，目前有65％的农户有“购买农机、供子女上学、修建房屋等”需求、62％的农户“打算用自有资金购买”，在“家电下乡”、“汽车下乡”活动中所购买产品的资金54％的农户使用“家庭收入自有资金”。可见，尽管有消费意愿，但立足于自有资金而不是借贷。
4、农村消费环境滞后，市场体系不健全，影响消费需求和消费信贷发展。从灵川县平均每百户家庭耐用消费品拥有量来看，2008年底，电视机拥有量为251台(农户109台)，洗衣机为111台(农户13台)。电冰箱102台(农户7台)，由于受制于电力供应不稳、自来水管网建设等因素，城乡使用现代化电器的水平存在明显差别。调查中发现，对目前消费环境、家电售后服务、购买日用品及生产资料的方便程度回答满意的分别为7％、6％、32％、15％，可见，农村居民对消费环境极为不满。家电下乡作为刺激消费、扩大内需的一项经济政策，同时也是一项利民工程，在政策推广中，带来了积极影响，但也存在一定制约因素，如指定产品型号、限定产品价格、产品款式陈旧、补贴手续繁琐等，调查中有36％的消费者认为“国家的补贴手续麻烦”，认为“产品无价格优惠”、“可供选择购买的产品少”的消费者均为33％。实用和经济是农村消费者购买下乡产品考虑的主要因素，随着收入的逐年提高，农村居民有产品消费升级的需求。调查显示消费信贷利率偏高。69％的农户认为目前利率水平偏高或过高，只有31％的农户认为合理。
5、抵押物缺乏、担保机制未建立。从而制约了消费信贷的发展。调查显示。49％的农户认为借款申请未获批准是因为“没有抵押物”、“没有担保”，有24％的农户对这一问题未作出回答，所以，可以得出结论，缺乏抵押、担保是农村居民难以获得消费信贷的重要原因。
6、配套机制缺失影响消费信贷营销的积极性。缺乏配套的消费信贷法规和相应的风险补偿机制，导致银行拓展农村消费信贷风险成本较高。农村信用体系建设不完善或未得到有效应用。导致农村居民信用信息不对称或失真，制约了消费信贷的发展。
四、政策建议
破解制约农村消费信贷发展的因素，促进农村消费信贷发展，提高农业生产，增加农民收入，需要从以下几方面着手：
1、加大农村消费信贷投入，要从建设新农村的高度来认识这个问题。不仅要从供给的角度来扶贫与支农，更要从需求的角度来帮助农村居民，从满足农村居民的需求开始。调动农村居民的积极性。
2、加大对农村居民的岗前技能培训，特别是要让新生代的农村居民都有一技之长，适应城镇化和工业化的要求，促使他们有能力去满足消费需求。推动农村居民转变消费观念，提升其消费信心。
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