不確定性、流動性約束與農民消費——以川渝四個國家貧困縣為例

胡幫勇

（重慶三峽學院財經學院，重慶萬州 404020）

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不確定性、流動性約束與農民消費——以川渝四個國家貧困縣為例

胡幫勇

（重慶三峽學院財經學院，重慶萬州 404020）

摘 要：基于川渝四個國家貧困縣1985—2012年的時間序列數(shù)據(jù)，利用修正的λ模型實證研究貧困地區(qū)不確定性、流動性約束與農民消費之間的關系。結果發(fā)現(xiàn)：貧困地區(qū)農戶受到的流動性約束較為嚴重，流動性約束是解釋農戶消費過度敏感性的主要因素，而不確定性對農戶消費沒有顯著的影響，實際利率的下降和個人消費信貸業(yè)務的開展也沒有顯著促進農戶消費的增加。

關鍵詞：不確定性；流動性約束；消費；λ模型

一、引 言

在一個完善的金融市場體系中，農戶可以通過自由借貸來解決生產生活中存在的收入不確定性問題，實現(xiàn)平滑消費，即為了實現(xiàn)消費者一生總效用的最大化，在完善的金融市場體系下農戶不會因為收入的短期變化而改變消費計劃。當農戶的收入下降時，農戶可以通過借貸的方式彌補短期資金的不足。因此，從這種意義而言，一個完善高效的金融市場，不僅可以為農戶提供生產經營活動方面的金融服務，而且可以提供消費保險，這是穩(wěn)定農戶消費和生活的一項重要制度保障。國內外學者常用傳統(tǒng)的λ模型來研究流動性約束與消費之間的關系，其優(yōu)點在于一目了然，通過簡單的計算可以大致考察出流動約束的情況。但是，越來越多的學者意識到，流動性約束不能完全解釋消費的過度敏感性。所謂消費行為的過度敏感性，是指消費對于當期收入之變化的反應是過度的這一現(xiàn)象，即當期消費高度依賴于當期的可支配收入（Flavin，1985）。鄭璋鑫（2013）以江蘇省為例，根據(jù)預防性儲蓄理論，從不確定性角度對江蘇省城鎮(zhèn)居民1999—2012年期間高儲蓄率進行分析，發(fā)現(xiàn)未來收入和支出的不確定性使江蘇省城鎮(zhèn)居民具有較強的預防性儲蓄動機，從而引發(fā)高儲蓄率。姜正和、陳震（2014）利用中國綜合社會調查的微觀數(shù)據(jù)，分析疾病風險對居民消費的影響，結果表明中國居民消費存在顯著的過度敏感性，而疾病風險帶來的不確定性和信貸約束帶來的流動性約束是這種過度敏感性的重要源泉。王柏杰（2014）利用 2003—2011年中國省際動態(tài)面板數(shù)據(jù)進行了經驗研究，結果發(fā)現(xiàn)：受農村居民收入制約和流動性約束，農村居民的各類消費均表現(xiàn)為缺乏彈性，農村居民的消費行為更具理性和長期性，遵循需求層次理論，且具有明顯的“閾值”效應。劉雪嵐（2015）基于江西省2002—2013年的11個市的農村居民面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，江西農村居民存在顯著的預防性儲蓄行為。農民對未來收入的不確定性及支出不確定性對他們當期的消費產生了較大影響，不確定性與消費顯著負相關。本文以Campell & Mankiw傳統(tǒng)的λ模型為基礎，通過對模型進一步優(yōu)化，基于川渝四個國家貧困縣的宏觀時間序列數(shù)據(jù)，利用計量模型來實證研究流動性約束、不確定性等多種因素對貧困地區(qū)農戶消費的影響。

二、理論分析、模型構建與數(shù)據(jù)說明

（一）理論分析

用傳統(tǒng)的Campell與Mankiw消費函數(shù)模型來分析流動性約束對貧困地區(qū)農戶的消費決策行為的影響，存在明顯的缺陷。我們需要構建新的消費函數(shù)，更加充分的考慮貧困地區(qū)農村實際消費環(huán)境，比如，除了考慮流動性約束因素，我們可以將不確定性因素作為新的解釋變量引入到消費函數(shù)中來。事實上，很多經濟學都強調了不確定性因素對消費的影響，作為一個理性的消費者，當面臨未來的不確定性時，他首先考慮的是降低當前的消費而增加儲蓄，以抵御未來的不確定性對未來消費帶來的負面效應。比如Leland認為，消費者面臨未來不確定性時將增加預防性儲蓄，他將預防性儲蓄定義為由于未來不確定性而引起的額外儲蓄。預防性儲蓄理論強調，在不確定性條件下，與當前確定條件下的邊際效應相比，消費者預期未來的消費的邊際效用更大，因此由于未來的不確定性消費者將減少當前消費而增加預防性儲蓄，通過平滑消費實現(xiàn)一生總效用水平的最大化。改革開放以來，隨著市場化改革的進一步加劇，貧困地區(qū)農戶在就業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療等方面面臨越來越不確定的環(huán)境。隨著社會環(huán)境的不斷變遷，貧困地區(qū)農戶面臨的不確定性加強，這強化了貧困地區(qū)農戶的謹慎動機，可能會增加農戶的預防性儲蓄（彭秀麗、袁劍雄，2008）。由此說明不確定性同樣對收入的“過度敏感”有著部分解釋力，而傳統(tǒng)的 Campell & Mankiw模型將流動性約束作為消費對收入“過度敏感”的唯一原因，難免有失偏頗。

（二）模型構建

根據(jù)λ模型的假設，Campell & Mankiw認為經濟中存在兩種不同行為人，即不受流動性約束的消費者和受到流動性約束的消費者。因此，本研究將貧困地區(qū)的農戶也分為兩類，其中第一類農戶不受流動性約束，消費行為遵循Hall（1978）的理性預期持久收入假說，其跨期最優(yōu)選擇的一階必要條件，也就是歐拉方程為：

其中u為邊際效用函數(shù)，其中腳標1表示第一類行為人，即不受流動性約束的消費者。如果邊際效用為線性趨勢且消費變量服從對數(shù)正態(tài)分布的情況下，我們暫不考慮利率因素的影響，（1）可以轉化為著名的Hall模型（1988）：

其中C1，t表示第一類農戶在t時期的實際消費支出。ε1，t為隨機誤差修正項。Hall模型表明，對于不受流動性約束的消費者而言，收入的變化與消費的變化之間沒有必然的聯(lián)系，從理論上否定了凱恩斯的絕對收入消費理論，Hall認為第一類消費者，即不受流動性約束的消費者，消費的邊際效用服從隨機游走，消費與收入無關。也就說，如果農戶是第一類不受流動性約束的農戶，由于在收入降低時能夠自由借貸，從而保持消費水平不變，也就是說，不受流動性約束的農戶的消費對收入的需求彈性的值很小，在完全理性預期下，理論上為零，這類農戶消費的變化與收入沒有關系，而是完全取決于其他信息。

第二類農戶受到完全的流動性約束，其跨期最有選擇表示如下：

其中U為凹的效用函數(shù)，E2，t，C2，t，Y2，t和A2，t分別表示第二類行為人，即受到流動性約束的消費者基于t期獲得信息的條件期望、消費支出、收入及財富稟賦。ρ，r分別為貼現(xiàn)率和利率。羅默（1993）給出了一個簡化模型，假設第二類農戶的收入占總收入的比例為λ，則消費變化可以表示為：

ω2，t為隨機誤差修正項。將第一類農戶和第二類農戶合在一起，可以得到經典的Campell & Mankiw的消費函數(shù)模型：

其簡化形式為：

ΔlnCt=λΔlnYt+μt，

λ表示受到流動性約束的農戶收入占所有農戶總收入的比率。

一般認為，λ數(shù)值越大則說明農戶受到了流動性約束的影響程度就越大。如果我們考慮利率因素的影響，Hall認為，如果考慮利率因素且利率的變動服從正態(tài)分布，則模型（5）可以改為：

如果將兩類農戶行為人的消費行為加總，則一個經濟中總消費的變動可以表示為：

參照Carroll（1992）的做法，將不確定性因素（UN）作為解釋變量引入到模型（6）中來，用該解釋變量來測度不確定性因素對農戶消費決策行為的影響。由此，我們可以得到改進流動性約束模型：

其中，r表示利率，β1=λ，βi（i=0，1，2，3），為待估計的參數(shù)，Ct為貧困地區(qū)農戶家庭在第t年的年人均消費支出，Yt為貧困地區(qū)農戶家庭在第t年的年人均純收入，消費支出和年均純收入的數(shù)據(jù)都是剔除物價因素影響后的實際數(shù)據(jù)。rt為年利率變量，UNt為不確性變量，φt為隨機擾動項。

（三）變量選擇與數(shù)據(jù)說明

1．不確性變量和利率變量的選擇。如何量化不確定性，即找到合適的替代變量來度量不確定性不是容易的事情，如何量化不確定性無章可循。不確定性，是指經濟主體不能準確的預知自己當前某種決策的未來結果，或者是未來的結果可能不止一種，由此就會產生不確定性。不確定性是一個未知的集合，是各種可能影響未來結果的因素交互作用的結果，因此如何量化不確定性沒有統(tǒng)一的范式。部分學者曾經使用失業(yè)率作為替代變量來解釋消費的變動（Carroll， 1992）。用失業(yè)率指標來度量貧困地區(qū)農村不確定性不符合我國農村實際，我國失業(yè)率的數(shù)據(jù)不是很全面，失業(yè)率也往往只考察城市，沒有考察農民失業(yè)的問題，特別是貧困地區(qū)失業(yè)率數(shù)據(jù)更不全面；袁志剛等使用基尼系數(shù)作為不確定性的代理變量，但是基尼系數(shù)主要是用來衡量收入狀況的不平等，將其放入模型中，只能說解釋了分配狀況對消費的影響而不能說明不確定性對消費的影響，因此基尼系數(shù)也不是很好的替代變量。國內學者還分別使用居民收入的標準差、居民收入方差和收入增長預測誤差值的平方等數(shù)據(jù)來度量不確定性的大小。大多數(shù)觀點認為，消費不確定的主要根源之一是收入的不確定性，因此本研究參Muellbauer & Murphy（1993）的作法，首先用貧困地區(qū)農民的年人均純收入對時間趨勢進行回歸，從而獲得殘差，用殘差數(shù)值的絕對值來度量不確定性的大小程度，該方法涂大坤（2011）在相關研究中使用過，本研究也借鑒這種方法測度不確定性大小。收入對時間回歸結果的殘差往往反映了各期收入偏離預計趨勢線的程度，偏離的程度越大，說明未來的不確定越大，偏離的程度越小，說明未來面臨的不確定性越小，該指標可以較好反映不確定性的特征。

2．數(shù)據(jù)來源與說明。本研究以川渝地區(qū)的四個國家級貧困縣作為研究樣本，它們分別是重慶市萬州區(qū)、重慶市云陽縣、四川省南充市嘉陵區(qū)和四川省儀隴縣。

相關原始數(shù)據(jù)來源于1983—2013年《四川統(tǒng)計年鑒》和《重慶統(tǒng)計年鑒》。用Ct表示貧困地區(qū)農戶家庭在第t年的年人均消費支出，Yt為貧困地區(qū)農戶家庭在第t年的年人均純收入，消費支出和年均純收入的數(shù)據(jù)都是剔除物價因素影響后的實際數(shù)據(jù)。由于缺乏貧困地區(qū)農村物價指數(shù)，本研究以全國農村的消費價格指數(shù)來作為替代變量。關于不確定性的計算本文是用貧困地區(qū)農戶家庭人均年收入對時間回歸結果的殘差來加以度量，先用收入對時間進行簡單回歸，通過回歸方程可以得到殘差et，用殘差絕對值的大小|et|來測度貧困地區(qū)農村的不確定性的大小。

三、實證結果及說明

為了驗證不確定性對貧困地區(qū)農村農戶的消費行為是否有顯著影響，本研究以1999年為分界點，設置虛擬變量Dt，當1985≤t≤1999時，Dt=0；當2000≤t≤2012時，Dt=1，此時，在模型（7）中加入虛擬變量Dt并且暫時不考慮利率的影響，可以得到如下實證模型：

其中，

β2個人消費信貸業(yè)務對貧困地區(qū)農戶流動性約束產生的影響；

β3表不確定性變量對消費支出的彈性系數(shù)，即不確定性上升1%將引致消費支出變動的程度。

我們首先需要對模型（8）中的各時間序列變量進行單位根檢驗，以確定其平穩(wěn)性。

前面已經驗證了LnYΔ和LnCΔ為平穩(wěn)序列，這里只需驗證不確定性UNt和實際利率 rt的平穩(wěn)性，利用Eviews7.0軟件對不確定性UNt和實際利率rt進行單位根檢驗，結果如表1所示。

從檢驗結果來看，不確定性序列UNt和實際利率rt序列分別在5%和1%顯著水平下的ADF統(tǒng)計量大于其臨界值，說明這兩個時間序列分別在1%顯著水平和5%顯著水平下為平穩(wěn)序列，滿足回歸的前提條件。

表1　 不確定性和實際利率變量的單位根檢驗結果

在模型（8）中，隨機擾動項φt包含與預期收入相關的信息，擾動項與自變量ΔLnYt和UNt存在著相關關系，這些變量是聯(lián)合決定的（Campell and Mankiw， 1990）。如果直接采用普通最小二乘法進行回歸分析，則參數(shù)的估計結果會呈現(xiàn)偏和不一致的特征，而采用兩階段最小二乘法（2OLS）進行回歸分析能夠較好地避免這個缺陷。

因此，將ΔLnCt -1，ΔLnYt-1和UNt-1作為工具變量，對方程（8）進行回歸分析，結果如表 2所示，其中模型Ⅰ為不加入虛擬變量的估計結果，模型Ⅱ為加入虛擬變量的估計結果。

表2　 加入不確定性變量模型的估計結果

從回歸結果可以得出以下結論：

1．論是否加入虛擬變量，β1的系數(shù)均能通過1%顯著性水平檢驗，說明貧困地區(qū)農戶的家庭消費支出的變動的確受農戶實際純收入的影響很大，也是本節(jié)各解釋變量中唯一顯著影響農戶消費支出的變量。此外，無論是否加入虛擬變量，β1的數(shù)值偏大（分別為0.712 3和0.783 1），說明貧困地區(qū)農戶的消費對收入存在過度敏感性，即消費與收入高度正相關，按照Campell & Mankiw理論模型的解釋，這意味著貧困地區(qū)農戶面臨嚴重的流動性約束。

2．論是否加入虛擬變量，β3的系數(shù)為負數(shù)（分別為-0.002 1和-2.6E-5），但是均沒通過5%或1%的顯著性檢驗，這意味著未來不確定性的增加在一定程度上降低了農戶當前的消費意愿，但是不確定性對農戶消費方面影響的顯著性較弱（t值分別為-1.213 8和-0.201 8）。這與萬廣華等人（2001）研究的結論存在一定的差異性，萬廣華等人的研究發(fā)現(xiàn)，改革開放后不確定性的增加顯著降低了居民的消費意愿，不確定性對居民消費有顯著的負向影響。本研究的結論盡管也得出了不確定性與消費支出負相關的結論，但是這種負相關的顯著性很弱。

理論上，貧困地區(qū)的不確定性增加會顯著降低農戶的消費意愿，因為我國貧困地區(qū)農戶缺乏完善的養(yǎng)老和醫(yī)療等保障體系，農戶未來的不確定性對農戶的消費影響更為強烈，貧困地區(qū)農戶應該增加預防性儲蓄，但是實證研究并未證實不確定性的加強會顯著降低當前消費。如果考慮到我國貧困地區(qū)農村的特殊的經濟特征和區(qū)域文化等原因，其實也不難解釋。貧困地區(qū)農戶雖然面臨較為嚴重的信貸約束，農戶完全的信貸滿足程度較低，大部分農戶在有借貸需求時，都或多或少的能夠借到部分所需的資金。在貧困地區(qū)，親朋好友的民間借貸是農戶重要的融資渠道，因此非正規(guī)借貸市場是貧困地區(qū)農戶應對未來不確定性的重要手段之一。

此外，貧困地區(qū)養(yǎng)兒防老的觀念依然盛行，多子多福觀念并未削弱，家庭老人依然主要依靠子女養(yǎng)老，因此家庭養(yǎng)老模式進一步降低了農戶對未來不確定性的顧慮，這也是貧困地區(qū)超生現(xiàn)象嚴重的主要原因。事實上，調研中發(fā)現(xiàn)，貧困地區(qū)相當比例的農戶家庭擁有兩個甚至兩個以上小孩，超生可以降低農民養(yǎng)老的后顧之憂，降低農戶未來的不確定性。由此看來，貧困地區(qū)農戶不確定性增加并沒有顯著降低農戶當前消費意愿也是有可能的。

3．加入虛擬變量Dt后，調整的R2的數(shù)值顯著增加，由0.342 3增加到0.701 8，說明加入虛擬變量后模型的整體回歸效果得到了顯著改善，但是并未改變各解釋變量對被解釋變量的影響方向，也未改變各解釋變量估計值的顯著性。特別是，虛擬變量Dt的估計參數(shù)盡管為正數(shù)（β2=0.210 8），但從β2的t統(tǒng)計值（1.021 3）來看，參數(shù)的顯著性較弱，這意味著自1999年我國各商業(yè)銀行開展個人消費信貸業(yè)務以來，這項業(yè)務并未顯著促進貧困地區(qū)農戶消費的增加，這一研究結論與涂大坤（2011）研究的結論不一致，涂大坤利用全國的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究證實個人消費信貸業(yè)務的開展對緩解我國居民的流動性約束和促進居民消費有著顯著作用。本研究并沒有得出個人消費信貸業(yè)務的開展顯著緩解貧困地區(qū)農戶流動性約束和促進農戶消費的結論，這可能與貧困地區(qū)農村居民由于缺乏抵押物和缺乏完善的信用記錄等原因相關，針對貧困地區(qū)農村的個人消費信貸業(yè)務基本沒有開展，該項業(yè)務更多的可能是促進了城市居民消費。事實上，在貧困地區(qū)的調研中也發(fā)現(xiàn)，農戶獲得生產性貸款已實屬不易，消費性貸款更難獲取，因此消費信貸業(yè)務與農戶的消費支出并不存在顯著的正向關系。

在單獨分析了不確定性和個人信貸業(yè)務農戶家庭消費決策的影響后，我們進一步實證分析同時考慮流動性約束UNt利率變量rt的模型（7）。

理論上，實際利率的變動通過收入效應和替代效應來影響農戶的消費行為。利率變動的收入效應是指利率的上升會增加既定儲蓄的實際價值，儲蓄實際價值的增加會刺激農戶消費。利率變動的替代效應是指利率上升會增加農戶當前消費的機會成本，農戶會增加儲蓄而減少當前消費，通過用未來的消費來替代現(xiàn)在消費以實現(xiàn)跨期消費效應的最大化。

由此看來，利率的提升對農戶的消費既有正向效應也有負向效應，對農戶消費影響的大小取決于收入效應和替代效應的力量對比，如果收入效應大于替代效應，則利率上升會增加農戶當前消費，反之減少當前消費。

一般來說，對于低收入者而言，利率的提升主要以替代效應為主，即利率的上升會減少當前消費而增加儲蓄。對于高收入者而言，利率提高主要以收入效應為主，即利率上升會增加當前消費而減少儲蓄。前面的分析我們已經指出，本研究用扣除通貨膨脹因素后的實際利率而非名義利率作為模型中的實證變量，因為實際利率不僅會影響農戶各期的約束條件，而且農戶消費的收入效應和替代效應也僅與實際利率相關。

在同時考慮了實際利率和不確定性變量的模型中，我們依然采用兩階段最小二乘法（2OLS）進行回歸分析，將ΔLnCt -1，ΔLnYt-1，rt-1和UNt-1作為工具變量，可以得到回歸結果如下方程（9）所示。

回歸方程對應系數(shù)下方括號和圓括號的數(shù)值分別代表漸進標準差的數(shù)值和t統(tǒng)計量。從回歸方程來看，我們可以得出如下結論：

1．貧困地區(qū)農戶消費對收入依然存在過度敏感性（0.731 5），農戶家庭純收入變動時農戶消費支出變動高度正相關，說明貧困地區(qū)農戶面臨較為嚴重的流動性約束。

2．實際利率rt的估計值為負數(shù)（-0.000 2），這符合其他經濟學家的理論預期（carroll， 1992）。因為理論上實際利率上升會增加農戶的借貸成本，從而降低農戶當前的消費意愿。姚耀軍（2005）認為實際利率的系數(shù)為負，是因為實際利率上升的替代效應大于了收入效應。一般來說，貧困地區(qū)的農戶在總體上來說屬于低收入群體，因此利率的替代效應大于收入效應，換句話說，實際利率的上升會降低貧困地區(qū)農戶當前消費意愿，模型（9）中實際利率rt的估計值為負（-0.000 2），這符合理論預期，但是遺憾的是，該估計參數(shù)并未通過t檢驗（t值為-0.072 1），說明實際利率對貧困地區(qū)農戶消費影響的顯著性較弱。涂大坤（2011）的研究表明，實際利率的下降會顯著促進城市居民消費支出的增加，但是本研究發(fā)現(xiàn)實際利率與農村居民消費支出并無顯著關系，原因可能是貧困地區(qū)農戶由于缺乏抵押物和完整的信用記錄等，難以從銀行等金融機構獲取消費貸款，因此農戶的消費與利率關系不大，這意味著農村居民可能面臨著比城市居民緊得多的流動性約束，這從側面證實貧困地區(qū)農戶面臨著較為嚴重的流動性約束。

事實上，我國實際利率的降低對貧困地區(qū)農戶的消費決策幾乎沒有正面影響，扣除物價上漲因素后的實際利率長期保持低位運行甚至為負，但是這并沒有刺激農戶消費的增加，這與我國的現(xiàn)實情況相符合，因為貧困地區(qū)農戶很難從正規(guī)金融機構獲取貸款來滿足當前消費，這進一步說明貧困地區(qū)農戶面臨著嚴重的流動性約束。

3．不確定性變量UNt參數(shù)估計結果表明，不確定性對貧困地區(qū)農戶的消費決策行為有微弱的負向影響（-0.000 7），但是顯著性極弱（t值為-0.801 4），換句話說，不確定性對貧困地區(qū)農戶的消費決策行為的影響幾乎可以忽略不計。原因前面已經分析過，可能與貧困地區(qū)民間借貸的大量存在和貧困地區(qū)農戶家庭養(yǎng)老模式等相關。因此，基于本節(jié)的研究結果，我們可以將貧困地區(qū)農戶消費對收入的過度敏感性主要歸因于農戶所面臨的流動性約束。

四、結論及對策

本文基于1985—2012年川渝四個國家貧困縣的時間序列數(shù)據(jù)，利用修正的λ模型實證分析了流動性約束、不確定性、消費信貸、利率等因素對農戶消費的影響。用扣除物價因素影響的實際年存款利率作為利率變量，用農民純收入對時間變量回歸結果的殘差值作為不確定性的替代變量，同時加入消費信貸業(yè)務這一虛擬變量。

研究結果證實，貧困地區(qū)農戶受到的流動性約束較為嚴重，農戶消費對收入存在過度敏感性。實際利率的下降并沒顯著促進農戶消費的增長，個人消費信貸業(yè)務的開展對農戶消費支出影響也并不顯著，不確定性的增加雖然對農戶的消費表現(xiàn)出負向效應但是這種負向效應的顯著性不強。貧困地區(qū)農戶消費對收入的過度敏感性主要歸因于農戶所受的流動性約束。

基于研究結論，我們可以發(fā)現(xiàn)，要解決貧困地區(qū)農戶的消費困境，主要從解決農戶流動性約束方面入手。

1．要擴大農村消費信貸品種，正規(guī)金融應注重開發(fā)農村消費信貸產品，逐步滿足農民在住房、醫(yī)療、教育、耐用消費品等方面的融資需求。

2．政府應當放寬農村金融市場準入機制，積極引導民間資本進入農村金融市場，加快培育村鎮(zhèn)銀行、農村資金互助社、農村典當行、小額信貸公司等新型農村金融組織，引導社會資金投資設立適應“三農”需要的各類新型金融微型機構，逐步拓寬農戶融資渠道。

3．緩解貧困地區(qū)農村信貸約束不僅需要加大供給力度，也需從需求方入手。鼓勵農戶積極參加聯(lián)保小組，提高農戶參加聯(lián)保小組的比例，降低農戶對正規(guī)金融貸款的認知性偏差，讓更多農戶熟悉貸款條件和流程，降低農戶信貸約束的概率。

參考文獻：

［1］ Flavin M. The adjustment of consumption to changing expectations about future income ［J］. Journal of Political economy， 1985（2）.

［2］ Campbell J Y， Mankiw G N. The response of consumption to income： Across country investigation ［J］.European Economic Review， 1991（35）.

［3］ Carroll Christopher D.，Andrew A. Samwick. How Important is Precautionary Savings ［R］. NBER Working Paper Series，Board of Governors of the Federal Reserve System， 1992（145）.

［4］ 萬廣華，張茵，牛建高.流動性約束、不確定性與中國居民消費究［J］.經濟研究，2001（11）：35-44..

［5］ 彭秀麗，袁劍雄.不確定性條件下民族貧困地區(qū)農民的預防性儲蓄探析——以武陵山區(qū)為例［J］.消費經濟，2008 （4）：38-40.

［6］ 涂大坤.流動性約束與我國城鄉(xiāng)居民消費［D］.廣州：廣東商學院，2011.

［7］ 鄭璋鑫.江蘇省城鎮(zhèn)居民高儲蓄率及其應對對策——基于不確定性的分析［J］.華東經濟管理，2013（9）：5-9.

［8］ 姜正和，陳震.疾病風險、流動性約束與居民消費——基于中國微觀調查數(shù)據(jù)的經驗研究［J］.消費經濟，2014 （6）：3-10.

［9］ 王柏杰.農村制度變遷、流動性約束與中國農村居民消費增長［J］.山西財經大學學報，2014（9）：1-10.

［10］ 劉雪嵐.江西農村居民預防性儲蓄的實證研究［J］.新經濟，2015（9）：46-48.

［11］ 姚夢雨，李媛.二元結構下城鄉(xiāng)居民消費需求的對比分析［J］.重慶三峽學院學報，2015（1）：58-61.

［12］ 涂大坤.流動性約束與我國城鄉(xiāng)居民消費［D］.廣州：廣東商學院，2011.

［13］ 肖忠意，周婉萍，李思明.農村人口特征與居民消費金融的資產配置研究［J］.重慶理工大學學報（社會科學版），2016（2）：25-35.

［14］ 曹志鵬，唐春花.重慶市經濟增長與能源消費的互動關系研究［J］.長江師范學院學報，2015（4）：49-55，142.

［15］ 萬廣華，張茵，牛建高.流動性約束、不確定性與中國居民消費究［J］.經濟研究，2001（11）：35-44.

［16］ 鄭瑞強，徐瑾，陳燕.貧困區(qū)域產業(yè)化扶貧模式理念拓展與機制優(yōu)化［J］.三峽大學學報，2016（1）：60-63.

中圖分類號：F323.8

文獻標識碼：A

文章編號：1009-8135（2016）04-0038-07

收稿日期：2016-03-28

作者簡介：胡幫勇（1980-），男，四川南充人，重慶三峽學院財經學院副教授，博士，主要研究金融學。

基金項目：重慶三峽學院校級重點項目（13ZD15），重慶市社會科學規(guī)劃項目（2013PYYJ13）階段性成果

（責任編輯：于開紅）

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