杨蓬勃，董敬敬,2，王学勤

（1.西安电子科技大学 经济与管理学院，西安 710071；2.安徽科技学院 财经学院，安徽 滁州 239000）

0 引言

《推进普惠金融发展规划（2016—2020年）》指出，当前我国普惠金融总体目标为提高金融服务“覆盖率”、“可得性”和“满意度”，其中农民群体是提高金融服务覆盖率的重点对象之一。而作为农民刚性需求的一部分，农业生产资料（以下简称农资，本文主要指化肥、种子、农药等）在农民资金短缺时可通过消费金融方式获取，即可通过银行农资消费信贷方式和商业农资赊欠消费方式获取农资，而这两类消费金融方式的可得性和覆盖率决定了其在农村能否作为农村普惠金融工具，从而稳定农业产出、提高农民收入和提升农民消费层次。

目前国内外关于农户正规银行消费信贷的文献较多，其大多是将银行信贷作为消费金融的代表，研究重点主要是银行金融服务对于居民流动性约束的影响[1-4]，研究农资赊销与农村居民流动性约束的文献较少[5-9]。鉴于此，本文从普惠金融视角出发，通过整理相关农业数据预估农资赊销额，针对农村金融需求与供给结构系统分析农资赊销的可得性与覆盖率，并进一步研究农资赊销对农户流动性约束与农户消费的影响，以便科学判断农资赊销是否是发展农村普惠金融的重要工具，能否为农村金融体制改革提供理论与经验依据。

1 普惠金融视角下的农资赊销可得性分析

所谓农资赊销的可得性主要是指农户赊购时的门槛较低，处于较低需求层次的农村居民在购买农资时可获取农资赊销，可通过观察农村居民生理性需求、安全性需求与农资赊销的关系判断其可得性。

根据投入与产出原理预估农资赊销额，其测度方法为：全国农资赊销额≈全国农业生产物质消耗①农业物质消耗计算包括三部分：生产过程中实际消耗的劳动对象、生产过程中使用的固定资产的磨损、生产过程中劳务费用支出。-银行农业贷款支出-全国农户生产性消费支出-国家财政农业支出，其中数据来源于1990—2016年《中国农村统计年鉴》，从图1可以看出，我国农资赊销额占全国农业生产物质消耗的比重基本在20%～40%之间，与农户自有的生产性现金支出占比大致相当，低于银行等金融机构的农业贷款占比，并且与其呈此消彼长趋势。虽然随着近年来我国经济发展水平的提高，农村居民收入水平增加以及国家加大对农业生产的财政扶持力度，国家财政支出和农户生产性现金支出占全国农业生产物质消耗的比重有所提高，但农资赊销仍然占很大比例，其相对于银行信贷来说，由于其手续简单、方便灵活，使得农资赊销具有较高的可得性。

图1 我国农资赊销额在农资总消耗中所占比重

1.1 理论模型设计

目前对于流动性约束的检验，一般利用Campell和Mankiw（1989）[10]的C-M模型。C-M模型假设在现实生活中有两类消费者：第一类消费者对流动性约束的敏感性小，其消费行为符合理性预期-持久收入假说；第二类消费者完全要受到流动性约束影响，其消费行为类似于凯恩斯的绝对收入假说。

假设两类消费者得到的收入分别为Y1t和Y2t，那么总收入就是Yt=Y1t+Y2t。假定第二类消费者得到的收入占总收入的比例为λ，即说明有λ消费者受到流动性约束影响。则两类消费者的收入分别可以表示为Y2t=λYt，Y1t=(1-λ)Yt。而由于第一类消费者完全按照当期所得收入进 行消 费 ，则C1t=Y1t,那么 ΔC1t=ΔY1t=(1-λ)ΔYt，ΔC2t=ΔY2t。因此，总消费的变动可以表示为：

其中(1-λ)εt为随机误差项，服从怀特噪音过程。为了检验农资赊销与农户流动性约束的关系，在模型（1）的基础上，引入农资赊销条件变量ΔCft，并加入控制变量ΔWt。若实证中λ值显著不为0，通常认为存在流动性约束，即农户居民消费对收入存在过度敏感性，并且λ越大农户所受到的流动性约束越强烈。实证模型变化为：

1.2 变量选取

根据模型（2），ΔCt代表农户居民消费变量，用当年和上一年的农户平均消费支出之差与上一年农户平均消费支出比值表示，为检验农资赊销对于农户不同层次消费需求的影响,本文针对如下三个消费支出指标进行实证分析：

（1）生理型消费支出。生理需求是指人们为满足衣食住行而产生的最基本的需求。消费者只有在满足了生理性等较低的消费需求之后，较高层次的需求才会显示出激励作用。李燕桥和臧旭恒（2013）[2]通过实证发现收入过低时，居民消费多集中于非耐用品上。因此，本文将农村居民食品、衣着消费支出作为农户生理型消费支出指标。

（2）安全型消费支出。安全需求指人们希望生活有所保障、病有所医等，如果农户对农资进行赊销，则农户用于其他方面的可支配资金相对较多，有可能实现现金剩余，刺激农户安全需求的消费支出。因此本文将农村居民居住、医疗消费支出作为农户安全型支出指标。

（3）改善型消费支出。目前在第三次消费结构正处于升级转型的过程中，教育、娱乐、文化、交通、通讯等方面的消费增长较快。因此，本文将农村居民交通通信、家庭设备用品和文教娱乐等消费支出作为农户改善型消费支出指标。

最终模型设定为：

其中 ΔCit，i=1、2、3分别为消费层次定义方式。 ΔYit代表收入变量，用当年和上一年的农户平均纯收入之差与上一年农户平均纯收入的比值表示；ΔCfit代表农资赊销变量，用当年和上一年农户平均农资赊销额之差与上一年农户平均农资赊销额的比值表示；ΔWit是一组控制变量，采用农户家庭负担系数,用15岁以下和60岁以上人口与15～60岁人口的比重作为代理变量,负担系数越高，消费越大。根据《第六次全国人口普查》数据显示，我国乡村人口总抚养比与全国人口总抚养比之比约为1.2，因此可以通过在全国人口总抚养比基础上乘以1.2来估算农村人口总抚养比。

其余数据包括农村居民消费支出、农村居民纯收入、农村居民消费价格指数、农业生产资料价格指数等来源于国家统计局网站，样本区间从1990—2015年，消除相关价格指数影响（1985=100）。

1.3 实证结果及分析

由于本文所采用的数据是时间序列数据，为了避免模型出现伪回归现象，本文利用单位根检验法（ADF）检验变量的平稳性。ADF检验结果如表1所示。ΔCt、ΔYt、ΔCfit、ΔWt同为一阶差分平稳序列，表明这些变量之间存在长期稳定关系，可以利用模型进行进一步检验。

表1 ADF检验结果

为分析农资赊销对流动性约束的影响，本文利用LS进行模型估计，分析结果如表2所示。

表2 农资赊销与农户消费行为的回归结果

首先农户消费对收入存在过度敏感性，相关系数为0.2455，表明农户的消费行为受到一定程度的流动性约束；而农户消费与农资赊销在1%水平上呈显著正相关性，相关系数为0.3138，表明在加入农资赊销变量后，使得消费对收入的敏感系数有所降低。表明在某种程度上，作为普惠金融的重要组成部分,农资赊销的发展缓解了农户所面临的流动性约束，并促进了农户的消费增长；另外，农户消费与农户家庭抚养比在1%水平上呈显著负相关，敏感系数为-0.3107，这也比较符合农村的实际情况，伴随计划生育政策，农村的少儿抚养比逐渐下降，而老年抚养比则不断上升，导致农户家庭抚养负担不断加重，从而抑制了农户的消费行为。

（1）农资赊销与农户生理性消费行为检验结果分析

农户生理性消费对收入存在的过度敏感性比总消费更强烈,这表明当前农户家庭的消费支出仍然以较低层次的生理需求为主，如果无法完全满足农户这部分消费需求，很难释放更高层次消费空间，达到刺激农村整体消费的目的；农户生理性消费与农资赊销在1%水平上呈显著正相关，相关系数为0.3785，这是由于农户在低层次消费承担了较大压力，而由于农资赊销的可得性较高，能够满足农户对农业生产的资金投入，从而提高生理性需求等消费支出；另外，农户生理性消费支出与抚养比在1%水平上呈显著正相关，系数高达0.9610，说明抚养负担越重，农户家庭就不得不为此付出更多必需品支出，这从整体上会使农户家庭压缩其他消费支出，如住房、医疗等。而农资赊销的加入可以在一定程度上缓解农户对其他消费支出的压力。

（2）农资赊销与农户安全性消费行为检验结果分析

农户安全性消费与农户收入、农资赊销仍然存在过度敏感性，但敏感系数相对较低。这是由于农户收入虽然有所提高但是仍然相对较低，而且相对不够稳定，虽然农资赊销的可得性比较高，但仅限于农业生产，而且农资赊销市场发展尚欠规范，融资层次相对较低，规模较小，相对购房支出和医疗支出这些大笔支出来说仍然杯水车薪；另外农户安全型消费支出与抚养比在1%水平上呈显著负相关，相关系数为-0.4052，这表明抚养负担的加重会促使农户压缩大笔消费支出。

（3）农资赊销与农户改善性消费行为检验结果分析

农户改善性消费支出与农资赊销不存在显著相关性，这是由于农资赊销不足以支持农户更高层次的消费改善，这部分消费需求仍然要靠农户的收入以及消费信贷等银行信用的发展来进一步刺激。

从上述分析可以看出农资赊销对于处于生理性和安全性需求的农村居民而言可得性较高，而对其改善性消费支出无关。

2 普惠金融视角下的农资赊销覆盖率分析

其中，μt为农户消费者在t期的效用，μs为农户消费者在s期的效用，s=t+1,t+2,…，∞，β用来表示农户消费者在短期贴现时表现出来的自我控制。

设农户消费者生存三期，t=0、1、2，消费者在t=0期决定最优消费信用量，即最优农资赊销量和最优消费信贷量。在t=1期农户进行消费，在t=2期发生消费费用或者机会成本，即偿还消费信用。假设农户消费者在t=1时取得收入为Yt，使用农资赊销消费额Cf，消费信贷消费Cd，其中消费信贷被满足φ，0≤φ≤1。除此之外的部分全部用现金形式消费M。由于使用消费信用到t=2期才偿还，根据目前市场水平将t=2期贴现到t=1期的商业信用利率设定为rf，银行信用利率设定为rd，那么消费者在t=1期以现金形式支付的消费为：rt-rfCf-rdCd。为便于分析，将M消费效用

本文所指的覆盖率主要指广大农村居民均能获取农资赊销这一金融产品，而非少数较为富裕的农村居民，因此通过分析农资赊销与广大农村居民的消费关系来判断其覆盖率，即分析赊销能否有效缓解广大农村居民的流动性约束。

2.1 理论模型设计

为更好地分析农资赊销和消费信贷为代表的消费信用对农户消费的影响,引入双曲线贴现模型,并增加短期贴现因子β，消费者的跨期效用可以表示如下[11]：单位化，令U(M,C)=M+U(C)，即U(M)=M。

t=1时，农户消费者按消费计划进行消费，消费者效用最大化为：

分别对Cf和Cd求偏导：

对比式（6）和式（7）可知：最优农资赊销量、最优消费信贷量与各自的利率有关，当φ=1时，即银行贷款能完全满足消费者的消费信贷需求时,由于效用函数是凹函数,如果rf＜rd,则Cf＞Cd,即此时农村消费者倾向于使用更多的农资赊销平滑消费，然而农资赊销没有给出明确的利率值，通常隐含在农资价格中，所以rf≈0。另外根据实际经验，通常rd越大，φ越小，因此当银行发放消费信贷的利率过高时，农村居民的消费信贷需求就会越低，他们就会更倾向于使用农资赊销的形式缓解流动性约束。

2.2 变量选取与结果分析

由于农村消费信贷起步较晚，且定义不明确，因此本文用银行贷款利率代替消费信贷变量，在模型（2）基础上加入消费信贷条件变量ΔCfd=φΔCd，通过公式：实际贷款利率=一年期名义贷款利率-通货膨胀率（消除物价变动因素）计算得出，其中通货膨胀率=(CPI1-CPI0)/CPI0,农村居民消费价格指数CPI（1985=100）。即实证模型为：

根据模型（8），ΔCfd代表消费信贷条件变量，其余变量含义同模型（2）。

分析结果如表3所示，单独加入农资赊销变量（1）和消费信贷变量（2），农户消费都与其在1%水平上显著相关，但是农资赊销相对消费信贷敏感系数略高，这是由于农资赊销主要影响农户较低层次的消费需求，消费信贷主要影响农户较高层次的消费需求[12]，而目前较低层次的生理性消费需求在农户消费总支出中占据较大比例。同时加入消费信贷变量和农资赊销变量（3）之后，农户消费对收入和抚养比的敏感系数有所降低，并且拟合效果更好，这说明农资赊销能有效缓解广大农村居民所面临的流动性约束，说明其覆盖率较高，属于农村普惠金融的重要工具。

3 结论

本文在C-M模型基础上，分析农资赊销对不同需求层次的农户消费和农户的流动性约束影响，采用1990—2015年间的时间序列数据，并进一步结合行为经济学双曲线贴现模型深入对比分析以农资赊销为代表的商业信用金融服务和以消费信贷为代表的银行金融服务对农村消费市场的结构性影响。结果发现：第一，农资赊销对农户生理性需求和安全性需求营销较大，说明低层次需求的农户对农资赊销可得性较高；第二，农资赊销能有效缓解农户流动性约束，说明其覆盖率较高。

表3 农资赊销、消费信贷与农村消费变动回归分析

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