启动农村居民消费，开拓农村市场，是推动国民经济稳定发展的重大课题。本文运用协整检验、ＶＡＲ模型、脉冲响应和方差分解等计量方法，动态研究了１９７８－２０１０年我国农村金融发展对农村居民消费增长的支持效应，研究的基本结论为：农村金融发展对农村居民消费增长具有明显的正向促进作用，并且随着时间推移在逐步增强。本文研究结论和政策建议，将对充分发挥金融在农村消费市场的作用，逐步扩大内需，保持经济增长的可持续性有着重要的现实意义。
[关键词]农村金融；农村居民消费；支持效应
[中图分类号]Ｆ８３２ [文献标识码]Ａ [文章编号]１００４－５１８Ｘ（２０１２）０２－００７７－０５
张毓卿（１９８４―），女，江西财经大学经济学博士研究生，主要研究方向为经济学；（江西南昌 ３３００１３）周才云（１９８０―），男，华东交通大学讲师，经济学博士，主要研究方向为发展经济学。（江西南昌 ３３００１３）
本文系国家自然科学基金项目“我国城乡价格水平的趋同演化及其对经济增长的效应――基于非线性计量的理论和应用研究”（项目编号：７１１６１０１０）和教育部人文社会科学研究青年基金项目“农村微型金融机构风险生成机理及控制路径――基于区域层面的实证研究”（项目编号：１０ＹＪＣ７９０４０４）的阶段性成果。
一、引言
改革开放以来，我国经济取得了举世瞩目的成就，２０１０年ＧＤＰ总量已增加至３９７ ９８３亿元，成为世界第二大经济体。与此同时，农村各项事业也获得了前所未有的发展。
但是，在我国农村各项事业快速发展的过程中，农村居民消费水平并未得到相应提高，并逐步成为制约国民经济增长的重要瓶颈。资料显示，２０１０年城镇居民人均消费额为１３ ４７１元，而农村居民人均消费额只有４３８１元，不到城镇居民的三分之一。当前的一个客观事实就是，投资促进经济增长的作用逐步受到限制，出口拉动经济增长的局面渐渐面临阻碍，同时城镇居民消费短时内也难以迅速增加。因此，如何更好地启动和扩大农村消费市场，将成为亟待解决的一个重要课题。
二、相关文献综述
２０世纪３０年代，凯恩斯在《就业、利息和货币通论》中，强调消费行为的波动或“消费冲击”对产出、就业乃至经济周期都有重要的影响。后来，杜森贝利的相对收入理论、莫迪利安尼的生命周期理论以及弗里德曼的永久收入消费理论等都分别论述了消费对经济增长的作用。近些年来，学者们分别从不同角度对居民消费总量和消费结构问题作了大量研究，并取得了不少成果。Ａｙａｎ[１]对印度奥里萨邦的居民消费结构展开了分析，发现谷类、食油、蔬菜是城乡居民的必需品，而豆类和饮料类只是城市居民的消费品，并且认为城乡居民消费模式和消费水平的差异主要来自于不同地理空间和社会地位方面的因素。Ａｇｎｅｓ[２]运用面板数据对孟加拉国居民消费额与收入水平关系进行了研究，认为居民资产数量和受教育程度的增长会进一步增加消费总量。Ｂｅｓｌｅｙ[３]通过对英国２０多年的居民持有金融资产和消费增长关系的实证分析，指出金融市场的发展对居民耐用品消费增长具有重要的促进作用。
在我国农村居民消费问题的研究上，Ｗａｎ[４]建立了我国农村居民消费的面板数据模型，认为收入增长的非均衡性、市场发展程度不高是导致农村居民消费增长缓慢的主要原因。Ｅｍｒａｎ和Ｚｈａｏ[５]考察了国内外市场对我国农村居民消费的影响，研究结果显示，市场自由程度的提高有利于农村居民消费水平的提升，而且在国内和国外市场上的促进作用是互相补充的。王为农、杨帆[６]认为制约我国农村居民消费的因素有７个，分别是收入增长缓慢、农村基本公共服务缺失、农村实际人口老龄化、农村生活消费基础设施落后、消费品流通市场发展缓慢、流动性约束的增强、消费价格偏高。而潘建伟[７]则主张相对落后的消费环境、消费观念比较保守、产品有效供给相对不足和生产性消费支出挤占生活性消费支出，是导致农村居民消费不足的主要原因。此外，在定量分析上，张秋惠、刘金星[８]基于１９９７－２００７年的面板数据分析发现，农村居民的消费结构和消费水平正处于升级变动之中，但尚未发生根本性的改变，基本收入对农村居民消费需求的拉动作用不明显，而非基本收入对农村居民消费需求却具有较强的拉动作用。
上述学者因研究视角、方法和样本所取时间段的不同，使得研究结果也有所差异。然而，上述文献在考察居民消费问题的过程中主要是从收入、消费观念等角度进行解释，很少从金融信贷层面进行定量分析。实际上，现在农村经济发展面临的一个严重问题就是金融支持水平的不足，从而在一定程度上制约了农村居民消费的提升。鉴于此，本文将采用协整检验、ＶＡＲ模型、脉冲响应和方差分解等计量经济方法，对１９７８－２０１０年我国农村金融发展对农村居民消费增长的支持效应进行实证研究，从而进一步验证农村金融发展能否促进农村居民消费的增长。这无疑为更好把握金融支农消费水平，扩大农村居民消费需求，逐步提升消费层级具有重要的实际意义。
三、模型的建立与指标说明
（一）模型的建立
沿用Ｂｅｓｌｅｙ和张秋惠、刘金星的研究方法，考虑到影响农村居民消费的主要因素，本文构建如下实证模型：
ＬｎＲＰＣｔ＝γｔ＋αＬｎＲＦＩＲｔ＋βＬｎＲＰＮＩｔ＋θＬｎＴＣｔ＋μＬｎＲＦＡＩＲｔ＋λｔ
上式中，ＲＰＣ表示历年农村居民人均消费额，ＲＦＩＲ表示农村金融相关率，ＲＰＮＩ是农村居民人均纯收入，ＴＣ代表利率水平，ＲＦＡＩＲ表示农村固定资产投资比率，α、β、θ和μ分别为各变量的弹性系数，γ为常数，λ是随机误差项。
（二）指标说明
１．农村居民人均消费额。衡量农村居民消费增长的指标有历年人均消费额和居民消费指数，和大多数文献一样，我们选取历年人均消费额作为经济增长的指标，数据未作任何处理，用ＲＰＣ表示。
２．农村金融相关率。目前，国际上衡量金融发展的指标通常有戈氏和麦氏两种方法。麦金农提出的金融发展指标采用的是广义货币量（Ｍ２）与名义ＧＤＰ之比，而国内学者王毅[９]的研究结果却表明，货币化比重指标（Ｍ ２／ＧＤＰ）不能准确地衡量我国的金融深化程度，而应该采用金融相关率指标（全部金融资产／ＧＤＰ）进行衡量。因此，为了更好地描述我国农村金融发展的规模，本文采用金融相关率指标进行衡量。这里，笔者采用的计算方法为：农村金融相关比率＝（农村存款＋农村贷款）／（农业总产值＋乡镇企业增加值）× １００％，用ＲＦＩＲ表示。
３．农村居民人均纯收入。农村居民人均纯收入反映的是全国或一个地区农村居民的平均收入水平，对居民消费总量有着直接的影响，文中数据未作任何处理，用ＲＰＮＩ表示。
４．利率。利率是影响居民消费水平一个不可忽视的因素，在实际生活中由存款利率和贷款利率两部分组成，而这两项又包含不同期限的利率层次，为了更客观地体现农村居民消费水平，笔者选取历年１年期存款基准利率作为解释变量，用ＴＣ表示。
５．农村投资额占总投资的比重。“农村投资”指标理论上等于“农村固定资产投资”、“农村基本建设投资”与“农村更新改造投资”三项之和，因数据收集的原因，这里以农村固定资产投资与全国固定资产投资额之比予以替代，用ＲＦＡＩＲ表示。
此外，本文的数据均来自《中国统计年鉴》（２０００－２０１０）、《中国统计摘要２０１１》、《中国金融年鉴》（２０００－２０１０）、《中国农村统计年鉴》（２００５－２０１０）、《中国乡镇企业统计资料（１９７８－２００２）》及中国人民银行网站。
四、金融对农村居民消费增长支持效应的实证检验
（一）平稳性检验
这里，我们采用扩展的迪克―富勒检验（Ａｕｇｍｅｎｔｅｄ Ｄｉｃｋｅｙ－Ｆｕｌｌｅｒ Ｔｅｓｔ）来检验上述变量之间是否存在单位根。依据上述数据，我们使用ＥＶｉｅｗｓ６．０软件对各变量进行单位根检验，得出如下结果(表１)：
（二）Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验
表１检验结果表明原始变量分别进行一阶差分后，其中△ＬｎＲＦＩＲ、△ＬｎＲＰＮＩ和△ＬｎＴＬ在１％的显著水平下是平稳的，△ＬｎＲＰＣ、和△ＬｎＲＦＡＩＲ在５％的显著水平下是平稳的。因此，它们是一阶单整，记为Ｉ（１），符合Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验条件，运用软件我们得出以下结果（表２）：
由表２的检验结果可以看出，在５％显著水平下都至少存在三个协整向量，表明农村金融相关率、农村人均纯收入、利率和农村固定资产投资比率与农村居民消费额之间存在明显的长期协整关系。同时，我们可以得到它们的一个标准化系数的协整方程：
ＬｎＲＰＣ＝０．２２５１６６ＬｎＲＦＩＲ ＋０．２５７７４１ＬｎＲＰＮＩ ＋ ０．０４４１２４ＬｎＴＬ ＋０．４２９４６１ＬｎＲＦＡＩＲ＋０．７０９５６９
(０．０２５８１) (０．０４３４２) (０．００９２０) (０．０３００９) (０．０８１７９)
上式中，协整方程的右边测算出我国农村金融发展对农村居民消费的贡献系数为０．２２５１６６，表明两者之间呈现正相关关系，更精确地讲就是农村金融总量每增加一个百分点，居民消费将增加０．２２５１６６个百分点；居民人均纯收入与居民消费之间也是明显的正相关关系，农村居民人均纯收入每增加一个百分点，居民消费将增加０．２５７７４１个百分点；利率与居民消费之间也是正的关系，但是影响度不大（系数为０．０４４１２４），说明了长期以来我国农村居民消费水平受利率波动的影响较小，这也进一步证实了改革开放以来，中央银行多次降息并未达到增加农村居民消费、减少储蓄这一事实；农村固定资产与居民消费的系数是０．４２９４６，说明农村固定资产的增加对居民消费水平的影响是积极的。
（三）ＶＡＲ模型检验
ＶＡＲ模型的数学一般表达式是：
ｙｔ＝Ａｔｙｔ－１＋…＋Ａｐｙｔ－ｐ＋Ｂｘｔ＋βｔ ｔ＝１，２，…，Ｔ
其中，ｙｔ是ｋ维内生变量向量，ｘｔ是ｄ维外生变量向量，ｐ是滞后阶数，Ｔ是样本个数。这里，我们可以选取１９７８－２０１０年间农村居民消费额、农村金融相关率、农村居民人均纯收入、利率和农村固定资产投资比率共同构建多元ＶＡＲ模型，计量结果如下：
ＬｎＲＰＣ＝－０．２４８２０８ＬｎＲＰＣ (－１)＋０．２６５８４６ ＬｎＲＰＣ (－２) ＋ ０．１４８０２９ＬｎＲＦＩＲ(－１) ＋０．２０７２６０ＬｎＲＦＩＲ(－２)
(０．２３９１６) (０．１７８０４) (０．０７３３６) (０．０６７４７)
＋１．１１９５６６ＬｎＲＰＮＩ(－１) －０．７６６５２８ ＬｎＲＰＮＩ(－２)＋０．０３３１７７ＬｎＴＬ(－１)－０．０１５８６１ＬｎＴＬ(－２)
(０．２１９４７) (０．２０９５８) (０．０２８６２) (０．０２１３５) ＋０．５９０９７４ＬｎＲＦＡＩＲ(－１) －０．２４０３４４ ＬｎＲＦＡＩＲ(－２)＋０．４０８１５４
(０．０８４４２) (０．０５５９７) (０．１７２９３)
Ｒ２＝０．９９９３８４ Ｆ＝２９１８．８８３
（四）脉冲响应函数与方差分解分析
脉冲响应函数（ｉｍｐｕｌｓｅ ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｆｕｎｃｔｉｏｎ，ＩＲＦ）描述一个内生变量对来自另一个内生变量的一个单位变动冲击所产生的响应，其中实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带（如图１、图２）。方差分解（ｖａｒｉａｎｃｅ ｄｅｃｏｍｐｏｓｉｔｉｏｎ）是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。通过系统中各变量冲击所作的贡献，从而了解到各信息对模型内生变量的相对重要性。本文把脉冲响应和方差分解时间都设定为１０期，横轴表示冲击作用的期间数，纵轴表示各变量的变化程度，曲线表示脉冲的响应函数和方差分解结果，代表一个内生变量对另一个内生变量的冲击反应。需要指出的是，鉴于本文主要是考察历年农村金融发展规模与农村居民消费增长之间的互动关系，因此本文只需要对变量ＬｎＲＦＩＲ和ＬｎＲＰＣ之间进行实证研究，而忽略其他因素之间的关系（见图３、图４）。
图１为ＬｎＲＦＩＲ的正向冲击对ＬｎＲＰＣ脉冲响应所产生的影响。我们可以看出，当在本期给ＬｎＲＦＩＲ一个标准差冲击后，曲线从第２期（０．００２１３１％）开始一直到第７期逐步在上升，并达到最大值０．０５０７３１％，之后ＬｎＲ-ＰＣ呈现略为下降的态势，但一直是处在正值水平。图３反映了ＬｎＲＦＩＲ变动对ＬｎＲＰＣ变化的贡献率，曲线走势表明了这种促进作用并不是立即发生，存在一个滞后期，并且在前３期的贡献率都比较小，均在２％之下，但在后期贡献率一直保持不断上升的态势，到第１０期达到最大值（４３．２％）。其经济涵义是，随着农村金融的不断发展与优化，其对农民消费增长的支持作用将不断增强。
同时，图２为ＬｎＲＰＣ的正向冲击对ＬｎＲＦＩＲ脉冲响应所产生的影响。我们可以发现，整个曲线的走势犹如Ｓ形状，农民消费增长的正向冲击对农村金融发展所产生的影响比较小，曲线处于先降后升的趋势，但是到第７期时贡献率处于正值（０．００８５２１％），之后曲线一直保持逐步上升的态势，到第１０期时基本上都在０．０１３％以上。图４反映了ＬｎＲＰＣ变动对ＬｎＲＦＩＲ变化的贡献率。我们发现，ＬｎＲＰＣ变动对ＬｎＲＦＩＲ的贡献率趋势比较平稳，贡献率由第１期的１３．２％上升至曲线的顶点第１０期的２７．２％。由此，我们认为农民消费水平的增加对农村金融发展的促进作用在短期内并不是很明显，这进一步说明了在短期内，我国农村金融发展的深化需要更多的是农村外围经济体系和政策的扶持。
五、结论与政策建议
通过以上对我国１９７８－２０１０年的农村金融发展对农村居民消费增长支持作用的动态研究，我们得出如下两点重要结论：
第一，Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验结果展示了在５％显著水平下至少存在三个协整向量，表明改革开放以来我国农村金融发展与农民消费之间存在较强的正向关联性。并且，协整方程的右边测算出我国农村金融相关率对农村居民消费的贡献系数为０．２２５１６６，表明农村金融总量每增加一个百分点，居民消费将增加０．２２５１６６个百分点。
第二，ＶＡＲ模型和方差分解分析结果表明，ＬｎＲＦＩＲ对ＬｎＲＰＣ的影响随着时间推移在逐步增强。由此可见，加快农村金融市场的培育和发展，可以在一定程度上促进农村居民的总体消费水平，从而更有利于农村经济的大力发展。
在当前“扩内需促增长”的政策指引下，金融信贷支持在促进农村居民消费中的作用将不容忽视。按照这一具体要求，结合当前我国农村经济金融发展的现状和特点，笔者认为我国可从以下几个方面着手：
(一)加强城乡金融市场互动
长期以来，我国执行的是“工业化主导、城市化现行”的改革战略，致使农村资源一直不断流向城市，农村金融市场渐渐形成了农村信用社“一枝独秀”的困境。并且，我国对农村金融的发展一直采取约束和抑制政策，造成了城乡金融市场严重分割的二元金融局面。资料显示，截至２００９年６月末，全国仍有２９４５个乡镇没有银行营业网点(占全国乡镇总数的８．３％)，分布在２７个省(区、市)，其中西部地区２３６７个，中部地区２８７个，东部地区２９１个。其中有７０８个乡镇没有任何金融服务(占金融机构空白乡镇总数的２４％)，分布在２０个省(区、市)。笔者认为，我国当前应该逐步加大城乡金融市场的互动，鼓励城市金融机构参与农村信贷市场，及时缓解农村信贷支持的“贫血症”，为满足农民消费升级、扩大消费信贷群体提供稳定的资金支持。
(二)积极鼓励发展农村新型金融机构
建立农村新型金融机构，是解决我国现有农村地区银行业金融机构覆盖率低、金融供给不足、金融服务缺位等问题的创新之举，对促进农村地区金融服务、支持社会主义新农村建设，都具有十分重要的意义。截至２０１１年５月，我国共组建村镇银行５３６家，其中开业的有４４０家，筹建９６家，已开业村镇银行资产总额１４９２．６亿元，其中贷款余额８７０．５亿元，农户贷款与小企业贷款合计占各项贷款的８１％。今后，各级政府部门和金融监管部门要进一步加大对农村新型金融机构的扶持力度，给予相应的优惠保护政策，及时解决农民生产性和生活性消费所需资金的流动性约束。
(三)创新农村消费信贷产品
由于外在市场条件不确定性的存在，许多金融机构渐渐退出了风险相对较大的农村市场。当前，金融机构专门用于农民消费用途的贷款仅有助学贷款、建房贷款等少数品种，对于农机消费、医疗消费、耐用消费品信贷等业务基本处于空缺状态。因此，农村金融机构在建立农户信用监管体系过程中，可以因地制宜地开发符合不同特点、不同层次需求的消费信贷产品，逐步加快农村市场流通体系建设。
[参考文献]
[１]Ｐｕｊａｒｉ，Ａ．Ｋ．(ｅｄ．)．“Ａｎａｌｙｓｉｎｇ Ｈｏｕｓｅｈｏｌｄ Ｃｏｎｓｕｍ ｐｔｉｏｎ Ｐａｔｔｅｒｎ ｉｎ Ｏｒｉｓｓａ”．Ｗｏｒｋｉｎｇ Ｐａｐｅｒ Ｓｅｒｉｅｓ，２００４．
[２]Ａｇｎｅｓ，Ｒ．Ｑ．(ｅｄ．)．“Ｐｏｖｅｒｔｙ Ｔｒａｎｓｉｔｉｏｎｓ， Ｓｈｏｃｋｓ， ａｎｄ Ｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ ｉｎ Ｒｕｒａｌ Ｂａｎｇｌａｄｅｓｈ: Ｐｒｅｌｉｍｉｎａｒｙ Ｒｅｓｕｌｔｓ ｆｒｏｍ ａ Ｌｏｎｇｉｔｕｄｉｎａｌ Ｈｏｕｓｅｈｏｌｄ Ｓｕｒｖｅｙ．”Ｃｈｒｏｎｉｃ Ｐｏｖｅｒｔｙ Ｒｅｓｅａｒｃｈ Ｃｅｎｔｒｅ Ｗｏｒｋｉｎｇ Ｐａｐｅｒ，Ｎｏ．１０５，２００７．
[３]Ｔｉｍｏｔｈｙ，Ｊ．Ｂ．(ｅｄ)．“Ｆｉｎａｎｃｉａｌ Ｍａｒｋｅｔｓ ａｎｄ Ｈｏｕｓｅ- ｈｏｌｄ Ｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ．”Ａｃｃｅｐｔｅｄ Ｐａｐｅｒ Ｓｅｒｉｅｓ，２００８．
[４]Ｗａｎ，Ｇ．Ｈ．“Ｃｏｎｖｅｒｇｅｎｃｅ ｉｎ Ｆｏｏｄ Ｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ ｉｎ Ｒｕｒａｌ Ｃｈｉｎａ:Ｅｖｉｄｅｎｃｅ ｆｒｏｍ Ｈｏｕｓｅｈｏｌｄ Ｓｕｒｖｅｙ Ｄａｔａ”．Ｃｈｉｎａ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｒｅｖｉｅｗ，Ｖｏｌ．１６，Ｎｏ．１，２００５．
[５] Ｅｍｒａｎ，Ｍ．Ｓ．ａｎｄ Ｚｈａｏｙａｎｇ Ｈｏｕ．(ｅｄｓ．)．“Ａｃｃｅｓｓ ｔｏ Ｍａｒｋｅｔｓ ａｎｄ Ｈｏｕｓｅｈｏｌｄ Ｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ:Ｅｖｉｄｅｎｃｅ ｆｒｏｍ Ｒｕ-ｒａｌ Ｃｈｉｎａ．”Ｗｏｒｋｉｎｇ Ｐａｐｅｒ Ｓｅｒｉｅｓ，２００８．
[６]王为农，杨帆． 我国农村居民消费制约因素分析及政策建议[Ｊ] ．宏观经济管理，２００９，(９)．
[７]潘建伟． 促进农村居民消费需求增长问题研究[Ｊ]．消费经济，２０１０，(１)．
[８]张秋惠，刘金星． 中国农村居民收入结构对其消费支出行为的影响――基于１９９７－２００７年的面板数据分析[Ｊ] ．中国农村经济，２０１０，(４)．
[９]王毅．用金融存量指标对中国金融深化进程的衡量[Ｊ]．金融研究，２００２，(１)．
【责任编辑：陈保林】