農(nóng)村人口特征與居民消費(fèi)金融的資產(chǎn)配置研究

肖忠意，周婉萍，李思明

(1.西南政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，重慶　401120;

2.中國社會科學(xué)院 金融研究所博士后科研流動站,北京　100732)

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農(nóng)村人口特征與居民消費(fèi)金融的資產(chǎn)配置研究

肖忠意1，周婉萍1，李思明2

(1.西南政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，重慶401120;

2.中國社會科學(xué)院 金融研究所博士后科研流動站,北京100732)

摘要：在生命周期理論的框架下，利用中國農(nóng)村省際面板數(shù)據(jù)對人口結(jié)構(gòu)、教育年限、性別比等人口因素與儲蓄、固定資產(chǎn)投資、住房支出、保險支出這4項(xiàng)農(nóng)村居民資產(chǎn)配置決策進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)分析。研究表明：農(nóng)村老年撫養(yǎng)比與固定資產(chǎn)投資、住房支出、保險支出顯著正相關(guān)，農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比與住房支出、保險支出顯著負(fù)相關(guān)，且它們的估計(jì)系數(shù)穩(wěn)健性較強(qiáng)，說明人口年齡結(jié)構(gòu)因素能夠顯著影響農(nóng)村金融資產(chǎn)配置決策。此外，結(jié)果還表明提高農(nóng)村居民的平均受教育年限對增加農(nóng)村居民金融資產(chǎn)配置額和配置比重有較強(qiáng)的促進(jìn)作用，但農(nóng)村居民的性別比對此無顯著影響作用。

關(guān)鍵詞：消費(fèi)金融；資產(chǎn)配置；生命周期理論；老年撫養(yǎng)比；少兒撫養(yǎng)比；受教育年限

一、引言

“十二五”時期是我國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會戰(zhàn)略調(diào)整的關(guān)鍵時期，發(fā)展重心由出口導(dǎo)向逐步轉(zhuǎn)向擴(kuò)大內(nèi)需，依靠消費(fèi)、投資、出口協(xié)調(diào)拉動轉(zhuǎn)變的重要戰(zhàn)略階段。國家出臺了一系列政策促進(jìn)內(nèi)需增長，而居民消費(fèi)增長是擴(kuò)大內(nèi)需的核心。我國具有典型的二元經(jīng)濟(jì)特征，根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)口徑，2015年我國城鎮(zhèn)化率達(dá)到56.1%，農(nóng)村居民在總?cè)丝谥姓?3.9%。居民消費(fèi)一直是我國城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的“短板”，中國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)占國內(nèi)GDP的比重一路下降，已由1980年的48.5%降至2015年的29.0%，大大低于70%左右的世界平均水平。其中，2015年農(nóng)村居民消費(fèi)占比約為25.4%，僅占國內(nèi)GDP的7.4%。

解決國內(nèi)居民消費(fèi)不足的關(guān)鍵，是找到影響農(nóng)村居民消費(fèi)決策的關(guān)鍵因素。如何采取合理的消費(fèi)政策導(dǎo)向，突破農(nóng)村居民消費(fèi)不足對我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的制約顯得尤為重要。

金融是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“發(fā)動機(jī)”，而金融深化普遍被認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“潤滑劑”。我國的金融改革應(yīng)以金融深化為基本目標(biāo)，而全國范圍的金融深化離不開農(nóng)村金融市場的深化，農(nóng)村金融深化對于進(jìn)一步解放農(nóng)村生產(chǎn)力，解決農(nóng)村居民消費(fèi)不足，縮小城鄉(xiāng)收入差距等問題具有深遠(yuǎn)的意義。當(dāng)前“三農(nóng)”發(fā)展中，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸、農(nóng)民增收、農(nóng)民生活改善等問題的解決，都有賴于我國農(nóng)村金融深化與改革，這表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中必須重視農(nóng)村金融深化的各個環(huán)節(jié)。所謂農(nóng)村金融深化即通過發(fā)展農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)和農(nóng)村金融市場來促進(jìn)農(nóng)村有效投資，從而推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的過程，而農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長同時又會促進(jìn)農(nóng)村金融發(fā)展的良性循環(huán)。

需要強(qiáng)調(diào)的是，金融的核心問題就是對現(xiàn)有各種資產(chǎn)進(jìn)行最優(yōu)配置，其配置的方向又可分為生產(chǎn)與消費(fèi)兩個用途。顯然，生產(chǎn)的目的是為了更進(jìn)一步擴(kuò)大資源或增加財(cái)富，而消費(fèi)的目的則是利用現(xiàn)有的資產(chǎn)來滿足各種消費(fèi)需要，包括消費(fèi)目標(biāo)、消費(fèi)與儲蓄、資產(chǎn)配置、信貸約束等。因此，要解決農(nóng)村居民消費(fèi)不足的問題，除了開拓創(chuàng)新渠道以增加農(nóng)村居民收入之外，更需要的是依靠農(nóng)村金融深化，通過消費(fèi)金融對農(nóng)村居民的資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化，通過財(cái)富效應(yīng)或信貸手段促進(jìn)消費(fèi)，幫助農(nóng)村居民實(shí)現(xiàn)跨期消費(fèi)，平滑其整個生命周期內(nèi)的消費(fèi)數(shù)量，形成消費(fèi)的長期安排，達(dá)到最大化消費(fèi)效用的目的。這個目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)離不開農(nóng)村消費(fèi)金融的發(fā)展。廣義而論，消費(fèi)金融可以理解為與消費(fèi)相關(guān)的所有金融活動，消費(fèi)金融被廣泛認(rèn)為是消費(fèi)市場發(fā)展的重要支柱。發(fā)展消費(fèi)金融符合構(gòu)建消費(fèi)驅(qū)動型經(jīng)濟(jì)增長模式的要求，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定程度，消費(fèi)金融的力度可以決定消費(fèi)水平的高低，可以進(jìn)一步挖掘潛在消費(fèi)者的消費(fèi)潛力，滿足不斷升級的消費(fèi)需求，有效發(fā)揮消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長和可持續(xù)發(fā)展[1]。

消費(fèi)金融研究的主要對象是個人和家庭，其研究范疇包含消費(fèi)者的各種金融活動,包括支付儲蓄、信貸、投資、保險、股票、債券、信托、理財(cái)產(chǎn)品、車貸、房貸等[2]。一般家庭和個人的資產(chǎn)配置情況可以通過資產(chǎn)負(fù)債表來反映，如表1所示。然而，由于消費(fèi)金融學(xué)科發(fā)展歷史較短，以及該領(lǐng)域研究的數(shù)據(jù)可得性限制和建模復(fù)雜性影響，現(xiàn)階段消費(fèi)金融的理論研究尚處于起步階段，迫切需要學(xué)術(shù)界改變消費(fèi)金融領(lǐng)域的研究現(xiàn)狀。與城市的金融深化相比，農(nóng)村金融深化同樣表現(xiàn)為金融資產(chǎn)規(guī)模與金融機(jī)構(gòu)數(shù)量的擴(kuò)張，或者金融產(chǎn)品的復(fù)雜化，但是由于我國農(nóng)村金融市場還不成熟，過于復(fù)雜的金融產(chǎn)品和金融創(chuàng)新在發(fā)展過程中可能面臨諸多政策和環(huán)境因素的限制，而不利于農(nóng)村金融深化，所以現(xiàn)階段農(nóng)村金融深化應(yīng)該首先選擇以優(yōu)化農(nóng)村居民現(xiàn)有的傳統(tǒng)金融資產(chǎn)配置為主，再適度擴(kuò)大金融創(chuàng)新的發(fā)展路徑。

表1　一般家庭和個人的資產(chǎn)負(fù)債

本文認(rèn)為研究當(dāng)前農(nóng)村消費(fèi)金融領(lǐng)域的一個切入點(diǎn)在于梳理和分析能夠影響農(nóng)村居民資產(chǎn)配置決策的因素，以對消費(fèi)金融理論作有益補(bǔ)充。鑒于前人研究成果，不同年齡、性別、家庭規(guī)模、教育素質(zhì)的人群的消費(fèi)方式往往存在一定的差異，那么，這些人口因素也可能是造成居民消費(fèi)金融的資產(chǎn)配置差異的重要影響因素。因此，本文的研究視角側(cè)重于在農(nóng)村金融深化的背景下，考察農(nóng)村居民年齡結(jié)構(gòu)、性別、家庭規(guī)模、教育素質(zhì)等人口因素的變化能否對4項(xiàng)農(nóng)村居民消費(fèi)金融資產(chǎn)(儲蓄、固定資產(chǎn)投資、保險支出、住房支出)的配置產(chǎn)生影響，以及探究這些影響可能存在的差異，以期更加深刻而細(xì)致地了解人口因素對農(nóng)村居民金融資產(chǎn)配置的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

消費(fèi)金融的研究對于具體了解居民的消費(fèi)金融資產(chǎn)配置和決策行為至關(guān)重要。生命周期理論是有關(guān)居民消費(fèi)的一個基本理論，它建立在經(jīng)典的理性選擇理論和理性預(yù)期假設(shè)的基礎(chǔ)之上，雖然這個理論框架也遇到過一些挑戰(zhàn)，但它可以作為我們分析消費(fèi)金融問題的一個基礎(chǔ)。Modiligluani和Brumberg提出了消費(fèi)的生命周期理論，該理論的核心思想認(rèn)為消費(fèi)者理性地根據(jù)自己的財(cái)富、收入、未來的預(yù)期最優(yōu)地安排其生命周期中的消費(fèi)，以使得其總效用最大化[3]。Gourinchas和Parker將該模型進(jìn)一步擴(kuò)展到金融資產(chǎn)和負(fù)債領(lǐng)域，使消費(fèi)金融與消費(fèi)生命周期理論得到有機(jī)結(jié)合，該模型中消費(fèi)者可以通過跨期資源分配，例如儲蓄、保險、投資、借貸等，滿足消費(fèi)需求[4]。一般來說，居民的實(shí)物資產(chǎn)與金融資產(chǎn)擁有量呈正相關(guān)，實(shí)物資產(chǎn)多，則金融資產(chǎn)也會較多，從用途來看，實(shí)物資產(chǎn)是為滿足當(dāng)前消費(fèi)的需要，而金融資產(chǎn)是為了滿足未來需要的節(jié)余，消費(fèi)金融帶來的財(cái)富增加將形成消費(fèi)增長的動力。消費(fèi)者的效用最大化決策和預(yù)算約束可以用下面的數(shù)學(xué)語言來描述：

(1)

(2)

其中，消費(fèi)者生命周期為N，工作周期為T(T

國內(nèi)外現(xiàn)階段有關(guān)消費(fèi)金融的實(shí)證研究主要集中在居民資產(chǎn)配置領(lǐng)域。左柏云和余柚子認(rèn)為金融消費(fèi)是一種更高層次的發(fā)展型消費(fèi)方式[5]，Campbell認(rèn)為消費(fèi)者資產(chǎn)選擇是消費(fèi)金融的研究核心[6]。事實(shí)上消費(fèi)者在收入水平較低、可供選擇的金融資產(chǎn)較少時，流動性偏好的選擇動機(jī)使其金融資產(chǎn)存量出現(xiàn)以現(xiàn)金和儲蓄存款為主的單一型結(jié)構(gòu)，而當(dāng)消費(fèi)者收入水平提高、消費(fèi)金融市場發(fā)展以后，收益性偏好的選擇動機(jī)促使金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)多元化，因而不同的資產(chǎn)配置方式所產(chǎn)生的風(fēng)險和收益模式的變化會影響消費(fèi)者的消費(fèi)水平[7]。Bertaut和Starr-McCluer發(fā)現(xiàn)財(cái)富水平的提高會增加股票投資，并且會提高家庭風(fēng)險資產(chǎn)的投資份額[8]。而Campbell也發(fā)現(xiàn)不同收入階層的家庭資產(chǎn)構(gòu)成具有顯著的異質(zhì)性[6]。吳衛(wèi)星和齊天翔發(fā)現(xiàn)收入水平對于中國城鎮(zhèn)家庭的股市參與度有顯著的正向影響[9]。同時，國內(nèi)外一些學(xué)者研究了儲蓄、保險、投資、股市、房地產(chǎn)等金融資產(chǎn)配置對居民消費(fèi)的影響[10-19]，認(rèn)為我國股票、債券等金融品市場的興起和家庭收入的增加，使得家庭金融資產(chǎn)規(guī)模不斷擴(kuò)大，而且金融資產(chǎn)對消費(fèi)的支持作用日益加深。我國理論界對居民多元化的金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的研究也更加廣泛。申樹斌和夏少剛利用最優(yōu)消費(fèi)的風(fēng)險投資組合模型分析了家庭消費(fèi)、儲蓄、投資的最佳比例[20]。韓潔以家庭為單位建立了家庭資產(chǎn)選擇的動態(tài)優(yōu)化模型，并找到了家庭資產(chǎn)配置的最優(yōu)路徑[21]。韓立巖和杜春越發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)家庭的儲蓄、保險、投資、房貸的配置對消費(fèi)有顯著的影響且存在地區(qū)差異[22]。

生命周期假說中蘊(yùn)涵的人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)的關(guān)系，在大量實(shí)證研究我國人口結(jié)構(gòu)變遷與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)時作了有力的理論支撐[23-24]。生命周期理論強(qiáng)調(diào)個人可以通過跨期配置資產(chǎn)(包括實(shí)務(wù)資產(chǎn)和金融資產(chǎn))以最大化消費(fèi)效用，一般來說，個人會將其收入和財(cái)富分為3個部分：家庭消費(fèi)、撫養(yǎng)下一代、儲蓄和投資用于老年后開支，因此，人口結(jié)構(gòu)變化極有可能會引致居民系統(tǒng)地發(fā)生金融資產(chǎn)的配置變動。

Agnew等、Guiso等、Faig和Shum、史代敏和宋艷、劉楹等認(rèn)為戶主性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、家庭規(guī)模等因素均會影響家庭金融資產(chǎn)配置的決策[25-29]。Shorrocks指出家庭財(cái)富、戶主年齡與美國家庭總投資中風(fēng)險資產(chǎn)所占的比重表現(xiàn)呈正相關(guān)[30]。關(guān)于人口因素與居民儲蓄的關(guān)系實(shí)證結(jié)論卻存在分歧。袁志剛和宋錚認(rèn)為中國的高儲蓄很可能就是人口年齡結(jié)構(gòu)變動下個體的理性選擇，人口老齡化及計(jì)劃生育政策可能是造成中國城鎮(zhèn)居民儲蓄傾向上升的一個重要因素[31]。汪偉認(rèn)為人口政策轉(zhuǎn)變帶來的撫養(yǎng)系數(shù)下降導(dǎo)致中國儲蓄率不斷上升,經(jīng)濟(jì)增長對儲蓄率上升的貢獻(xiàn)隨著適齡勞動人口數(shù)量的增加而被強(qiáng)化,但會隨著人口老齡化程度的加深而被弱化[32]。然而，Higgins和Williamson使用一些亞洲國家數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)撫養(yǎng)系數(shù)對儲蓄率存在很強(qiáng)的負(fù)面影響[33]，而Kraay則認(rèn)為撫養(yǎng)系數(shù)對居民儲蓄率沒有顯著影響[34]。

Feinstein和McFadden發(fā)現(xiàn)中年及以上居民更易于持有房產(chǎn)[35]，F(xiàn)ernandez-Villaverde和 Krueger控制了時間和群體效應(yīng)后，研究發(fā)現(xiàn)居民在55歲之前對房產(chǎn)的投資都會逐年增加，而在55歲之后這種投資會放緩。Yang也認(rèn)為居民在青壯年時期對房產(chǎn)投資較多[36]。Campbell 和Cocco運(yùn)用英國家庭消費(fèi)調(diào)查數(shù)據(jù)研究了住房價值變動對租房者和自有住房者消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)對年老自有住房者而言，房價對消費(fèi)有影響，而對年輕的租房者則沒有顯著影響[37]。Cuoco和Liu考慮了住房和不可交易的勞動收入在內(nèi)的資產(chǎn)配置決策，發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)擠出了投資者對股票的持有，尤其是對年輕的投資者，房產(chǎn)投資量幾乎接近其總的金融資產(chǎn)量[38]。McCarthy研究了6個OECD 國家居民家庭的股票投資與戶主年齡的關(guān)系，認(rèn)為戶主年齡在40～60歲年齡段的家庭,投資股票的比例比較高[39]。Faig和Shum研究也表明家庭財(cái)富、戶主年齡、教育程度、是影響家庭股票投資的重要因素[27]。Yao和Zhang估計(jì)了美國家庭股票投資與家庭房產(chǎn)變量之間的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)租房者和自有房者在資產(chǎn)配置時有著非常大的不同，具有較高房產(chǎn)價值的家庭減少了參與股票市場和股票投資的概率[40]。方芳通過建立個人非流動性資產(chǎn)的動態(tài)資產(chǎn)選擇模型，發(fā)現(xiàn)住房與股票投資具有倒U型關(guān)系，而有房貸的家庭二者呈負(fù)向關(guān)系[41]。

在人口老齡化趨勢下，也有不少學(xué)者關(guān)注人口年齡結(jié)構(gòu)和性別對城鎮(zhèn)居民商業(yè)保險需求的影響。Lewis認(rèn)為壽險需求與家庭結(jié)構(gòu)、配偶及子女的效用密切相關(guān)[42]。張連增和尚穎認(rèn)為人口老齡化率與人身保險密度之間存在著穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系[43]。尹成遠(yuǎn)等認(rèn)為人口老齡化導(dǎo)致了居民對年金保險、終身壽險等壽險產(chǎn)品需求的大幅度增長[44]。趙進(jìn)文等認(rèn)為居民當(dāng)期保險消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的拉動作用[16]。郭金龍和張磊認(rèn)為中長期內(nèi)，老年撫養(yǎng)比、教育深化度對商業(yè)保險發(fā)展有顯著的正向影響，但少兒撫養(yǎng)比對商業(yè)保險發(fā)展有反向影響[45]。另外一些實(shí)證研究結(jié)果顯示：受教育程度高的家庭，主動傾向于多元化配置金融資產(chǎn)并能獲得較高收益[6,46-47]。Pretti和Rajesh發(fā)現(xiàn)壽險需求與家庭主要收入者的教育水平相關(guān)，教育程度越高的人越傾向于購買壽險[48]。Laibson認(rèn)為，如果可供給的金融產(chǎn)品具有多樣性和復(fù)雜性，那么對新型金融產(chǎn)品認(rèn)知度不高的家庭會選擇不參與金融市場交易[49]。

綜上所述，人口因素也是影響居民消費(fèi)金融資產(chǎn)配置一個不能忽視的因素，雖然國內(nèi)學(xué)者關(guān)于人口因素對城鎮(zhèn)居民金融資產(chǎn)配置決策影響的路徑和效果的研究取得了一些成果，但是關(guān)于影響農(nóng)村居民消費(fèi)金融資產(chǎn)配置因素的研究依然薄弱，迫切需要學(xué)術(shù)界的關(guān)注。

三、數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定

1.模型設(shè)定與估計(jì)方法

為了便于考察人口結(jié)構(gòu)因素對農(nóng)村居民金融資產(chǎn)配置的影響，本文基本模型的被解釋變量農(nóng)村居民金融資產(chǎn)持有量(SIIH)包括農(nóng)村居民儲蓄額(SAVE)、固定資產(chǎn)投資額(INVT)、保險支出額(INSR)、住房支出額(HSE)4項(xiàng)。由于我國農(nóng)村商業(yè)保險、儲蓄性保險等金融保險產(chǎn)品發(fā)展嚴(yán)重滯后，有的地區(qū)甚至為零，因此，本文采用農(nóng)村居民人均最低生活保障性支出和救濟(jì)費(fèi)之和為代理變量表示農(nóng)村居民保險支出額，反映農(nóng)村居民對保險的需求。農(nóng)村居民儲蓄額為農(nóng)村居民當(dāng)期與前期的年均儲蓄余額之差。本文的解釋變量包括農(nóng)村老年撫養(yǎng)比(OLD)、少兒撫養(yǎng)比(CHILD)、男女性別比(SEX)、平均受教育年限(EDU)、農(nóng)村家庭規(guī)模(FSIZE)。其中，平均受教育年限的計(jì)算方法為加權(quán)平均法，其具體年限設(shè)定為文盲及半文盲為0年，小學(xué)為6年，初中為9年，高中為12年，大專及以上為16年，權(quán)重為各類人群在抽樣人口中的占比；農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比為兒童人口(0～14歲)與農(nóng)村勞動人口(15～64歲)的比例；農(nóng)村老年撫養(yǎng)比為農(nóng)村老年人(65歲及以上)與農(nóng)村勞動人口的比例；農(nóng)村人口男女性別比是農(nóng)村男性人口與女性人口數(shù)量的比例(其中，女性=100)。本文計(jì)量模型I的表達(dá)式如下所示：

SIIHi,t=C+β1OLDi,t+β2CHILDi,t+

β3SEXi,t+β4EDUi,t+

β5FSIZEi,t+μi+εi,t

(3)

其中，C為常數(shù)項(xiàng)，β為影響度，下標(biāo)i代表地區(qū)，t代表時間，μi表示地區(qū)非觀測效應(yīng)，εi,t表示非特異誤差項(xiàng)。

接下來，將其他可能影響的因素考慮進(jìn)來，便可擴(kuò)展建立計(jì)量模型Ⅱ。這些因素包括：農(nóng)村居民人均純收入水平(INC)，可以用于衡量收入水平變化對農(nóng)村居民金融資產(chǎn)配置的影響；城鄉(xiāng)收入比(URR),即城鎮(zhèn)居民實(shí)際人均可支配收入和農(nóng)村居民實(shí)際人均純收入的比值，可以用于分析各地區(qū)城鄉(xiāng)收入分配差距的變化對農(nóng)村居民金融資產(chǎn)配置的影響。此外，本文還綜合了其他潛在影響農(nóng)村居民金融消費(fèi)的變量，比如城鎮(zhèn)化率(URBAN)。本文城鎮(zhèn)化率采用人口城鎮(zhèn)化來衡量，即城鎮(zhèn)戶籍人口占總?cè)丝诘谋戎?。再如消費(fèi)升級(UPG)，與農(nóng)村居民消費(fèi)增加相關(guān)，城鎮(zhèn)化和消費(fèi)升級可能對農(nóng)村居民消費(fèi)金融具有重要作用，消費(fèi)升級程度采用農(nóng)村家庭每百戶洗衣機(jī)擁有量來衡量。計(jì)量模型Ⅱ的表達(dá)式如下所示：

SIIHi,t=C+β1OLDi,t+β2CHILDi,t+

β3SEXi,t+β4EDUi,t+β5FSIZEi,t+

β6INCi,t+β7URRi,t+β8URBANi,t+

β9UPGi,t+μi+εi,t

(4)

最后，人口結(jié)構(gòu)等因素的變化不僅可能影響農(nóng)村居民配置金融資產(chǎn)的數(shù)量，而且可能影響農(nóng)村居民如何配置金融資產(chǎn)占收入的比重結(jié)構(gòu)，因此本文構(gòu)建被解釋變量消費(fèi)金融資產(chǎn)收入比(SIIHW)，包括農(nóng)村居民儲蓄收入比(SAVW)、固定資產(chǎn)投資收入比(INVW)、保險支出收入比(INSW)、住房支出收入比(HSEW)，分別為農(nóng)村居民儲蓄額(SAVE)、固定資產(chǎn)投資額(INVT)、保險支出額(INSR)、住房支出(HSE)占農(nóng)村居民人均純收入(INC)的比重。計(jì)量模型Ⅲ的表達(dá)式如式(5)所示：

SIIHWi,t=C+β1OLDi,t+β2CHILDi,t+

β3SEXi,t+β4EDUi,t+β5FSIZEi,t+

β6INCi,t+β7URRi,t+β8URBANi,t+

β9UPGi,t+μi+εi,t

(5)

在估計(jì)方法的選擇上，為降低橫截面異方差與序列自相關(guān)性的影響，本文對變量全部進(jìn)行了自然對數(shù)變換，并采用CSW截面加權(quán)估計(jì)法(Cross Section Weight)進(jìn)行了分析。

2.數(shù)據(jù)來源

基于數(shù)據(jù)可得性，本文的數(shù)據(jù)來自于中國2002—2012年的省際面板數(shù)據(jù)，原因是我國30個省、市、自治區(qū)(未包含西藏)分城鄉(xiāng)的人口年齡結(jié)構(gòu)指標(biāo)從2002年才開始納入統(tǒng)計(jì)年鑒之中。各地區(qū)農(nóng)村居民儲蓄、固定資產(chǎn)投資、保險支出、住房支出、農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、男女性別比、人均受教育年限、家庭規(guī)模、家庭每百戶洗衣機(jī)擁有量的數(shù)據(jù)取自歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》，而城鎮(zhèn)戶籍人口數(shù)、農(nóng)村總?cè)丝跀?shù)、農(nóng)村居民人均純收入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入均來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

四、農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)與農(nóng)村居民資產(chǎn)配置關(guān)系的實(shí)證分析

1.數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)

表2分別給出了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)值。從樣本期的數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)可以看出：農(nóng)村居民的人均年純收入為4 914.9元，雖然農(nóng)村居民人均純收入仍處于較低的水平，但其增長速度非常快，2002年農(nóng)村居民的人均年純收入僅為2 715.18元，而2012年迅速提高到了8 587.82元，增加了近2.16倍。我國農(nóng)村居民有較高的儲蓄傾向，儲蓄仍是農(nóng)村居民金融資產(chǎn)配置的主要構(gòu)成部分，農(nóng)村居民年儲蓄額的均值為1 470.5元，占農(nóng)村居民年均純收入的22.3%；其次，固定資產(chǎn)投資額的均值為727.5元，占其年均純收入的15.8%；再次，住房支出額為621.4元，占其年均純收入的12.3%，保險支出額最低，其均值僅為71.9元，僅占其年均純收入的1.3%，總計(jì)金融資產(chǎn)配置占年均純收入的比重均值為52.0%，可見農(nóng)村居民金融資產(chǎn)配置比重由高到低依次為：儲蓄、固定資產(chǎn)投資、住房支出、保險支出。

表2　變量的描述性統(tǒng)計(jì)

從圖1可以看出，農(nóng)村消費(fèi)金融需求趨向多元化，并且農(nóng)村居民金融資產(chǎn)配置占收入比重呈上升趨勢，從2002年的39.1%上升到2012年的66.7%，農(nóng)村居民儲蓄額、固定資產(chǎn)投資額、保險支出額、住房支出額占農(nóng)村居民收入的比重總體上均呈上升趨勢，尤其是保險支出收入比增加了36.6倍，儲蓄收入比增加了1.3倍。保險支出收入比的增加最大可能是因?yàn)檗r(nóng)村保險市場發(fā)展相對較晚，且發(fā)展速度不快，造成保險在農(nóng)村居民金融資產(chǎn)中基數(shù)和比重均很小。我國農(nóng)村老年撫養(yǎng)比的均值為12.7%，已經(jīng)非常接近世界平均水平(13%)，且呈現(xiàn)持續(xù)升高的趨勢，而農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比的均值為29.6%，已經(jīng)遠(yuǎn)低于世界平均水平(46%)，且呈現(xiàn)持續(xù)下滑的趨勢。農(nóng)村男性居民數(shù)量是女性居民的1.03倍，農(nóng)村家庭平均為3.2人/每戶。農(nóng)村居民人均受教育年限均值為8.15，從2002年的7.84增加到2012年的8.35，說明我國農(nóng)村人口教育結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)高等化趨勢。同時，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入大約為農(nóng)村居民人均純收入的3.03倍，從2002年的2.96升高到2007年的3.13，再降到2012年的2.87，城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)先增加后降低的趨勢。

圖1　農(nóng)村居民金融資產(chǎn)占人均純收入的比重

2.實(shí)證分析結(jié)果

本文首先通過方差擴(kuò)大因子檢驗(yàn)(VIF)來考察模型I的多重共線性問題，發(fā)現(xiàn)各個模型的VIF值在1.12到1.36之間，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于臨界值10，說明多重共線性對回歸分析影響有限。本文還根據(jù)Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果做出固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型的判定，結(jié)果表明固定效應(yīng)面板模型適合回歸分析。

通過表3和表4，模型Ⅰ列出了只考慮人口結(jié)構(gòu)因素的情況下，撫養(yǎng)比、性別比、人均受教育年限等因素對農(nóng)村居民金融資產(chǎn)配置量的影響。表3中模型Ⅰ-a結(jié)果顯示農(nóng)村老年撫養(yǎng)比(OLD)、少兒撫養(yǎng)比(CHILD)、男女性別比(SEX)、家庭規(guī)模(FSIZE)與農(nóng)村居民年儲蓄額(SAVE)關(guān)系不顯著。這一結(jié)果與傳統(tǒng)的生命周期假說是矛盾的，生命周期假說預(yù)言少兒撫養(yǎng)系數(shù)和儲蓄率呈負(fù)相關(guān)。表3中模型Ⅰ-b結(jié)果顯示農(nóng)村老年撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民年固定資產(chǎn)投資(INVT)有顯著的促進(jìn)作用，在其他條件不變的情況下，農(nóng)村老年撫養(yǎng)比每升高1%，將導(dǎo)致農(nóng)村居民固定資產(chǎn)投資上升0.68%，現(xiàn)在我國農(nóng)村人口老齡化問題日趨嚴(yán)重，農(nóng)村居民把更多的資源用在固定資產(chǎn)投資上面，以期提高未來收入。農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比與農(nóng)村居民年固定資產(chǎn)投資呈顯著負(fù)相關(guān)，在其他條件不變的情況下，農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比每下降1%，將導(dǎo)致農(nóng)村居民固定資產(chǎn)投資上升1.07%，現(xiàn)在農(nóng)村家庭生養(yǎng)的孩子遠(yuǎn)少于過去，但是撫養(yǎng)成本卻更高，因而農(nóng)村家庭把更多的資源用在投資上，以期提高未來收入，從而提高撫養(yǎng)質(zhì)量?？梢?，我國農(nóng)村人口撫養(yǎng)比變化對農(nóng)村居民的固定資產(chǎn)投資具有正向促進(jìn)作用。通過表4中的模型Ⅰ-c和模型Ⅰ-d可以看出，農(nóng)村居民保險支出(INSR)和住房支出(HSE)與農(nóng)村老年撫養(yǎng)比分別呈顯著正相關(guān)，而與農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比呈顯著負(fù)相關(guān)，說明人口年齡結(jié)構(gòu)變化對金融資產(chǎn)配置的作用方向類似且顯著。從數(shù)量上看，農(nóng)村老年撫養(yǎng)比對金融資產(chǎn)的配置額影響的大小是從保險支出、住房支出、固定資產(chǎn)投資到儲蓄依次下降。其中，由于大量的農(nóng)村年輕勞動力從農(nóng)村遷移到城鎮(zhèn)，今后幾十年農(nóng)村人口老齡化程度將高于城鎮(zhèn)，這勢必導(dǎo)致農(nóng)村居民對保險需求不斷增高，加快農(nóng)村居民保險市場的興起與發(fā)展。

表3　人口因素與農(nóng)村居民資產(chǎn)配置額的模型估計(jì)Ⅰ

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

表3中的模型Ⅰ-a發(fā)現(xiàn)家庭規(guī)模大小與農(nóng)村居民儲蓄無顯著關(guān)系，而表4中的模型Ⅰ-d發(fā)現(xiàn)家庭規(guī)模大小與農(nóng)村居民住房支出有顯著正相關(guān)，家庭規(guī)模越大，住房需求越大，住房支出則越高。通過表3可以發(fā)現(xiàn)，家庭規(guī)模大小與農(nóng)村居民固定資產(chǎn)投資呈顯著負(fù)相關(guān)，由于較大規(guī)模的家庭消費(fèi)了更多的收入，所以其用于固定資產(chǎn)的投資受其影響而顯著減少。表4中的模型I-c發(fā)現(xiàn)家庭規(guī)模大小與農(nóng)村居民固定資產(chǎn)投資也呈顯著負(fù)相關(guān)，原因之一是家庭贍養(yǎng)的實(shí)際需求十分巨大，農(nóng)村居民仍然熱衷于以家庭贍養(yǎng)來替代養(yǎng)老保險，因此較大規(guī)模的農(nóng)村家庭傾向于減少保險支出，當(dāng)然這與農(nóng)村落后的養(yǎng)老保險市場的現(xiàn)狀也有一定的關(guān)系。此外，農(nóng)村居民平均教育年限對農(nóng)村居民儲蓄、固定資產(chǎn)投資、保險支出、住房支出均具有顯著的正向促進(jìn)作用，說明農(nóng)村居民受教育年限水平的提高有助于農(nóng)村居民通過金融手段配置資產(chǎn)量，而不是全部進(jìn)行消費(fèi)品和服務(wù)的消費(fèi)，因此，進(jìn)一步提升農(nóng)村教育水平，對于農(nóng)村消費(fèi)金融深化具有十分重要的意義?？偟膩砜矗Ｐ虸結(jié)果說明我國人口結(jié)構(gòu)變化是影響農(nóng)村居民金融資產(chǎn)配置的原因。

表4　人口因素與農(nóng)村居民資產(chǎn)配置額的模型估計(jì)Ⅱ

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

引入其他解釋變量后，模型Ⅱ更為完善，使得我們可以從農(nóng)村居民收入水平(INC)、城鄉(xiāng)收入比(URR)、城鎮(zhèn)化(URBAN)、消費(fèi)升級(UPG)等多角度考察農(nóng)村消費(fèi)金融問題，同時通過VIF檢驗(yàn)考察多重共線性問題，并根據(jù)Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果判定除模型Ⅱ-c為隨機(jī)效應(yīng)模型外，其余均為固定效應(yīng)模型。從模型Ⅱ回歸結(jié)果可以看出，農(nóng)村居民收入對農(nóng)村居民儲蓄額、保險支出額、住房支出、固定資產(chǎn)投資的收入彈性依次降低，其中儲蓄額和保險支出額的收入彈性超過了1.0?？梢姡r(nóng)村居民儲蓄和保險支出額受收入的影響比較大，這與農(nóng)村居民生活消費(fèi)主要用于生存消費(fèi)的特征是密不可分的。因此，增加農(nóng)村居民收入是優(yōu)化農(nóng)村居民對金融資產(chǎn)消費(fèi)的關(guān)鍵性環(huán)節(jié)。城鄉(xiāng)收入比對農(nóng)村居民保險支出額有顯著的正向促進(jìn)作用，在其他條件不變的情況下，城鄉(xiāng)收入比每增加1%將導(dǎo)致農(nóng)村居民保險支出額上升2.36%；但是城鄉(xiāng)收入比對農(nóng)村居民投資表現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)，城鄉(xiāng)收入比每增加1%將導(dǎo)致農(nóng)村居民固定資產(chǎn)投資額降低0.87%，這一結(jié)果與經(jīng)濟(jì)理論并不沖突。一般來說，城鄉(xiāng)收入分配差距的擴(kuò)大的情況下低收入階層的消費(fèi)上升，從而促使農(nóng)村居民更加關(guān)注當(dāng)前的生活問題，對保險消費(fèi)的需求更大，而減少投資行為。模型Ⅱ-a和模型Ⅱ-d 的回歸結(jié)果表明城鄉(xiāng)收入比與農(nóng)村居民儲蓄額、住房支出額的關(guān)系不顯著。

對比表3的模型Ⅰ和表4的模型Ⅱ還發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化因素對農(nóng)村居民各項(xiàng)金融資產(chǎn)的影響也不一樣，城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民固定資產(chǎn)投資額、住房支出額均有顯著的正向促進(jìn)作用，但其對儲蓄額、保險支出無顯著影響。農(nóng)村居民消費(fèi)升級對各種金融資產(chǎn)的消費(fèi)額均有顯著的促進(jìn)作用，說明農(nóng)村居民消費(fèi)升級的意愿和行為刺激其對消費(fèi)金融需求的增加，令其希望通過金融手段重新配置手中的資源。因此，擴(kuò)大農(nóng)村消費(fèi)市場的發(fā)展，豐富農(nóng)村消費(fèi)品和服務(wù)的種類，提高消費(fèi)質(zhì)量，對深化農(nóng)村消費(fèi)金融的發(fā)展有十分重要的作用。

通過加入其他變量，對比模型I和模型Ⅱ的估計(jì)結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)人口因素變量對農(nóng)村居民資產(chǎn)配置額的估計(jì)的回歸系數(shù)雖然發(fā)生了一定的變化，但估計(jì)系數(shù)符號不變，且影響非常顯著，發(fā)現(xiàn)實(shí)證結(jié)果顯示出較強(qiáng)的一致性，支持了計(jì)量模型的穩(wěn)健性。

最后，本文進(jìn)一步考察了人口因素變化對金融資產(chǎn)占收入比重的影響。表5中的模型Ⅲ-a結(jié)果發(fā)現(xiàn)除平均受教育年限外，其他人口因素對儲蓄收入比重(SAVW)的影響不顯著。表5中的模型Ⅲ-b、模型Ⅲ-c、模型Ⅲ-d的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)村居民人口結(jié)構(gòu)因素變化是促進(jìn)農(nóng)村居民提高固定資產(chǎn)投資占收入比重(INVW)、保險支出占收入比重(INSW)、住房支出占收入比重(HSEW)的原因。從數(shù)量上來看，人口結(jié)構(gòu)變遷對農(nóng)村居民保險占收入比重的影響最大，表明農(nóng)村居民的金融資產(chǎn)配置中保險所占比重可能進(jìn)一步上升，這類金融資產(chǎn)的需求逐漸轉(zhuǎn)化為剛性需求。模型Ⅲ-d表明家庭規(guī)模與農(nóng)村家庭住房支出占收入的比重呈顯著的正相關(guān)，但對其他金融資產(chǎn)占收入的比重影響不顯著。另外，比較有趣的結(jié)果是，城鎮(zhèn)化僅對農(nóng)村居民固定資產(chǎn)投資占收入比重具有正向促進(jìn)作用，而對其他金融資產(chǎn)配置比重影響并不顯著。城鄉(xiāng)收入分配差距加大可以顯著增加金融資產(chǎn)配置中儲蓄和保險的比重，但是會導(dǎo)致農(nóng)村居民縮減固定資產(chǎn)投資比重。

表5　人口因素與農(nóng)村居民資產(chǎn)配置比重的模型估計(jì)

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

五、主要結(jié)論與討論

本文利用中國農(nóng)村省際面板數(shù)據(jù)，對人口年齡結(jié)構(gòu)、男女性別比、家庭規(guī)模、平均受教育年限等因素與農(nóng)村居民金融資產(chǎn)配置額以及配置比重的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，我們不僅得出人口因素對金融資產(chǎn)配置有顯著影響的結(jié)論，而且發(fā)現(xiàn)各因素的影響存在差異，且差異是普遍存在的。本文主要結(jié)論如下：

第一，截至2012年，本文所研究的4項(xiàng)金融資產(chǎn)總額占農(nóng)村居民人均純收入比重已達(dá)到66.7%，比重由大到小依次為儲蓄、固定資產(chǎn)投資、住房支出、保險支出。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村老年撫養(yǎng)比與固定資產(chǎn)投資、住房支出、保險支出呈顯著正相關(guān)，農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比與住房支出、保險支出呈顯著負(fù)相關(guān)，且它們的估計(jì)系數(shù)穩(wěn)健性較強(qiáng)，說明人口結(jié)構(gòu)因素不僅對金融資產(chǎn)配置中固定資產(chǎn)投資、住房支出、保險支出的配置額有顯著影響，而且能夠影響對上述3項(xiàng)金融資產(chǎn)在農(nóng)村居民總收入中所占的比重。但是，人口結(jié)構(gòu)對農(nóng)村居民儲蓄額和儲蓄占收入比重影響不顯著，這可能是由于中國農(nóng)村金融伴隨著高儲蓄現(xiàn)象，且農(nóng)村居民的儲蓄習(xí)慣比較平穩(wěn)，因此受人口結(jié)構(gòu)影響不顯著。另一個有趣的發(fā)現(xiàn)是保險支出所占農(nóng)村居民收入比重上升，這一現(xiàn)象可能長期持續(xù)下去，且逐漸轉(zhuǎn)化為農(nóng)村居民的剛性需求。未來幾十年，中國人口高老齡化、低出生率問題可能進(jìn)一步嚴(yán)重，農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)對農(nóng)村居民消費(fèi)金融行為的長期影響需要動態(tài)地加以考察，這也是本研究未來探索的方向。

第二，提高農(nóng)村居民的平均受教育年限對增加農(nóng)村居民金融資產(chǎn)配置額和配置比重有較強(qiáng)的促進(jìn)作用，因此，重視農(nóng)村居民教育將有利于推動農(nóng)村消費(fèi)金融的發(fā)展，進(jìn)一步深化農(nóng)村金融市場。家庭規(guī)模也是影響農(nóng)村居民金融資產(chǎn)配置的重要因素，雖然家庭規(guī)模大小具有促進(jìn)農(nóng)村居民住房支出增加的作用，但卻抑制了農(nóng)村居民的固定資產(chǎn)投資和保險支出。實(shí)證結(jié)果還表明較大規(guī)模家庭的農(nóng)村居民傾向于降低保險支出，這可能是因?yàn)樗麄兏脗鹘y(tǒng)的家庭養(yǎng)老模式，然而隨著我國人口老齡化越來越嚴(yán)重，家庭規(guī)模不斷縮小，農(nóng)村居民對社會保障的需求越來越強(qiáng)烈，因此完善農(nóng)村社會保障和保險體系對于優(yōu)化農(nóng)村居民資產(chǎn)配置十分必要。另外，研究還發(fā)現(xiàn)各個地區(qū)男女性別比對農(nóng)村居民資產(chǎn)的配置影響不顯著。

第三，消費(fèi)升級因素與農(nóng)村居民金融資產(chǎn)配置顯著相關(guān)，說明農(nóng)村消費(fèi)市場與金融深化有密切的關(guān)系，二者密不可分[50]。擴(kuò)大消費(fèi)需求，升級消費(fèi)結(jié)構(gòu)對于優(yōu)化農(nóng)村居民金融資產(chǎn)配置具有重要意義。提高農(nóng)村居民收入水平，縮小城鄉(xiāng)居民收入分配差距對于深化農(nóng)村消費(fèi)金融具有重要的促進(jìn)作用。

本研究基于生命周期理論，從人口因素角度分析，對豐富農(nóng)村居民金融資產(chǎn)配置的決策理論做出了一定的貢獻(xiàn)，但是本文也存在實(shí)證數(shù)據(jù)受限的不足。本文選取變量為各個地區(qū)省際農(nóng)村居民人均金融資產(chǎn)量的平均值，可能造成低估或高估人口因素作用的情況。另外，由于國內(nèi)各種年鑒均未統(tǒng)計(jì)農(nóng)村居民人均保險支出，所以本文只有利用農(nóng)村居民人均最低生活保障性支出和救濟(jì)費(fèi)作為代理變量間接表示農(nóng)村居民對保險的需求，而最低生活保障性支出和救濟(jì)費(fèi)并不能完全地反映出農(nóng)村居民主動進(jìn)行保險資產(chǎn)配置的決策行為。這些不足有待于未來構(gòu)建農(nóng)村居民消費(fèi)金融的微觀數(shù)據(jù)，并進(jìn)行更加深刻和細(xì)致的研究加以彌補(bǔ)。

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(責(zé)任編輯許若茜)

Research on Demographic Structure and Consumer Finance in Rural China

XIAO Zhong-yi1, ZHOU Wan-ping1, LI Si-ming2

(1.School of Economic, Southwest University of Political Science and Law, Chongqing 401120, China;

2.Financial Institute Postdoctoral Scientific Research, Chinese Academy of Social Sciences, Beijing 100732, China)

Abstract:Based upon both theories of life-cycle consumption and consumer finance, this article used a provincial panel data to analyze the ways how demographic factors such as rural population structure, education age, sex, etc. that affect the asset allocation of rural household in terms of saving, fixed asset investment, insurance and housing. The results show that old dependency ratio positively relates to fixed asset investment，insurance and housing of rural household, while children dependency ratio has a negative correlation with housing and insurance, which suggests the significant role of population structure in rural asset allocation. The finding also indicates that improving average education-year of rural household plays an important role in increasing the allocation of financial asset. By contrast, the coefficient of rural sex ratio is not significant．

Key words:consumer finance; asset allocation; life cycle theory; elderly dependency ratio; children’s dependency ratio; fixed education year

文章編號：1674-8425(2016)02-0025-11

中圖分類號：C924.24; F063.2

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

doi:10.3969/j.issn.1674-8425(s).2016.02.005

作者簡介：肖忠意(1983—)，男，重慶人，副教授，博士，研究方向：消費(fèi)金融、技術(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)、金融市場學(xué)。

基金項(xiàng)目：2015年教育部人文社會科學(xué)青年項(xiàng)目“新常態(tài)時期農(nóng)村居民家庭消費(fèi)、投資行為的實(shí)證與動態(tài)模擬研究”(15YJC790117)；2015年重慶市科委決策咨詢與管理創(chuàng)新項(xiàng)目“重慶消費(fèi)金融包容性發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長研究”(cstc2015jccxA00006)；2014年西南政法大學(xué)資助項(xiàng)目“城鎮(zhèn)化與金融深化對農(nóng)村居民消費(fèi)及結(jié)構(gòu)的影響”(2014-XZRCXM009)；2014年西南政法大學(xué)本科生科研訓(xùn)練創(chuàng)新活動專門項(xiàng)目(14XZ-BZX-148)

收稿日期：2015-07-16

引用格式：肖忠意,周婉萍,李思明.農(nóng)村人口特征與居民消費(fèi)金融的資產(chǎn)配置研究[J].重慶理工大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué))，2016(2):25-35.

Citation format：XIAO Zhong-yi, ZHOU Wan-ping, LI Si-ming.Research on Demographic Structure and Consumer Finance in Rural China[J].Journal of Chongqing University of Technology(Social Science)，2016(2):25-35.