中国城乡居民消费过度敏感性的理论分析和实证检验，本文主要内容关键词为：敏感性论文,实证论文,中国论文,城乡论文,居民消费论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
收入无疑是影响消费最重要的因素之一，消费对于收入增减变动的不同反应构成了消费行为的差异。弗莱文（Flavin,1981）把消费变动与收入变动之间存在显著正相关性的现象称为消费的过度敏感性。
中国在计划经济体制下，由于社会成员在个人事务方面的支出几乎全由国家包揽，所以城乡居民消费行为的差异不大（臧旭恒，1994），消费的过度敏感性不明显。1978年以后，随着计划经济逐渐向市场经济转轨，国家福利体制逐步被打破，城乡居民储蓄率显著上升，平均消费倾向和最终消费率大幅下降（参见图1），① 出现了中国经济发展和居民消费不旺并存的“悖逆”现象。据统计，发达国家的最终消费率一般在80％左右，就连储蓄率很高的东南亚发展中国家的消费率也在65％以上，② 但1978年以来中国的最终消费率却始终低于这个水平，2006和2007年更是低于50％，除去政府消费，2007年的居民消费率不足36％。“轻消费、重储蓄（投资）”的失衡格局在一定程度上抑制了国内需求的有效增长，也使得中国经济在2008年下半年猝发的全球金融危机中受到较严重的冲击。消费需求不足的原因成为理论分析的重点，当务之急是要扩大内需、提振消费。
图1 1978～2007年城乡居民平均消费倾向、最终消费率和储蓄率
数据来源：由1982～2008各年《中国统计年鉴》“国民经济核算”与“人民生活”章节中相关数据计算而得。其中，城镇居民平均消费倾向＝城镇人均消费性支出÷城镇人均可支配收×100％；农村居民平均消费倾向＝农村人均生活消费支出÷农村人均纯收×100％；最终消费率＝最终消费支出÷支出法国内生产总值×100％；储蓄率＝城乡储蓄余额÷支出法国内生产总值×100％。
现有研究大多就消费本身论及消费，而忽视了收入与消费之间的联系。一个有趣且关键的问题是，尽管启动消费最重要的途径之一是增加居民收入，但是对于收入的增减变动消费会作出怎样的反应？特别是自上世纪90年代以来，开放市场和经济体制改革正从衣、食、住、行等各个方面影响着城乡居民的消费行为，城乡居民的消费模式开始分化，面对收入冲击，中国城乡居民消费的过度敏感性是否一致？如果不一致，那么又是什么原因导致了消费的过度敏感性在城乡消费群体之间的差异？这是研究中国消费过度敏感性无法回避的问题。
本文提出对消费过度敏感性进行检验的三个层次；从理论上构建一个可以同时检验流动性约束、短视行为、预防性储蓄以及λ假说等多种与解释消费过度敏感性相关的数理模型，分解影响消费增长的主要因素并对各种影响因素作定性分析；运用1991～2006年的省际动态面板数据，建立增长效应的计量模型，分别从三个层面对中国城乡居民消费的过度敏感程度进行实证检验和定量比较。
二、文献综述
继莫迪利亚尼（Modigliani,1954）和弗里德曼（Friedman,1957）的生命周期-持久收入假说之后，霍尔（Hall,1978）将理性预期引入生命周期-持久性收入假说，在实际利率等于时间偏好的假定下，导出消费的最优消费路径是一个独立于收入的随机游走过程。但随后的经验实证却否认了霍尔的随机游走假说，弗莱文（Flavin,1981）的研究发现，消费变动与可预期的劳动收入变动之间具有显著的正相关性。弗莱文的方法和结论不仅得到了发达国家经验数据的验证，同时也很好地拟合了包括中国在内的发展中国家的经验数据（袁志刚等，2001），有力地证明了随机游走假说不能完全诠释消费行为，消费与收入之间具有密切的联系。为了解释消费的过度敏感性，消费理论回归到消费与收入的函数关系上，出现了如流动性约束假说（Zeldes,1989a）、短视行为假说（Shea,1995）、预防性储蓄假说（Zeldes,1989b; Dynan,1993）和λ假说（Campbell和Mankiw,1990; 1991）等理论假说的新发展。
流动性约束是指由于信贷市场不完善，消费者不能无成本地进行借贷消费，因而无法平滑消费流。流动性约束假说有两种不同的表现形式：一种是即期流动性约束（Zeldes,1989a），表现为消费者只有在收入下降时才会面临信贷约束，而当预期收入上升时，流动性约束的放松使得受到约束的消费者能够迅速增加消费，因此相对于收入下降而言，消费变动对可预期的收入的向上变动更为剧烈；另一种是远期流动性约束，表现为当消费者预期未来收入向下波动时，届时流动性约束将起作用，消费者便从现在开始增加储蓄以预防远期流动性约束带来的负面影响，所以相对于收入上升而言，消费变动对可预期的收入的向下变动更为剧烈。③ 由此可见，无论哪种流动性约束都将导致消费变动对于收入向上和向下变动的非对称性。另外，施（Shea,1995）的短视行为假说却指出，由于消费者短视，消费变动紧跟收入变动，对于收入的向上和向下变动表现出对称性。
预防性储蓄假说将不确定性（风险）引入消费理论，表达了不确定性与财富积累之间的关系。当存在对未来收入的高度不确定性时，消费者可能无法准确预期未来的资产流，也就无法根据生命周期效用平滑当期消费，而只能更多地根据当期收入来安排消费支出，表现出消费的过度敏感性。预防性储蓄意愿的强烈程度是可测的，其大小可由谨慎系数表出，未来的风险越大，预防性储蓄动机就越强。扎德斯（Zeldes,1989b）发现，在社会保障体制不健全的情况下，消费者具有明显的预防性储蓄动机，特别是金融资产少、劳动收入不稳定的消费群体，当预期未来收入的风险增大时，他们会选择将收入更多地储蓄起来，以应对不确定性事件（如金融危机和经济结构调整等）。此外，受到流动性约束的消费者与不受流动性约束但有明显预防性储蓄动机的消费者行为是一致的；增加不确定性的影响和较强的流动性约束的影响是等价的。因此，流动性约束假说和预防性储蓄假说分别是从信贷市场不完善和社会保障体制不健全的角度，表明消费的过度敏感性。
坎贝尔和曼昆（Campbell和Mankiw,1990; 1991）的λ假说假设一个经济中存在两类不同的消费者，第一类消费者采用凯恩斯式的消费行为，消费由当期收入决定；第二类消费者的消费行为符合随机游走假说，消费由可预期的持久性收入决定，两者的人口占比为λ∶1－λ。如果把流动性约束假说看作是λ假说的微观基础，那么经济中消费者面临的流动性约束越大，则凯恩斯式的消费行为就越多，相应的λ的估计值也就越大。④ 坎贝尔和曼昆（Campbell和Mankiw,1990）测得的美国的λ在0.351～0.713之间，这个结论同样否定了随机游走假说的合理性，表明收入变动对消费变动具有重要作用。
在汗牛充栋的研究中国经济在转型时期消费需求不足原因的文献中，大量实证研究业已证实随机游走假说等传统消费理论在解释现实方面缺乏合理性，流动性约束和对未来收入的不确定性是产生消费者预防性储蓄动机的重要原因，流动性约束与不确定性之间的相互作用又进一步加剧了流动性约束与不确定性对于居民消费的影响，从而导致预期消费增长率的下降（宋铮，1999；李焰，1999；万广华等，2001；申朴等2003；杜海韬等，2005）。城镇居民的预防性储蓄动机主要源自因信贷市场不健全而面临的流动性约束、市场化改革和社会保障体制不健全引致的系统风险以及由此派生出来的个人风险（袁志刚等，1999；施怀准等，2004）；农村居民的预防性储蓄动机则主要源自土地产权模糊、政府的城市倾向政策以及农业保险制度不健全等原因导致的农民收入不稳定等（刘建国，1999；杭斌，2008）。
在消费过度敏感性的实证检验方面，孔东民（2005）否认城镇居民存在即期流动性约束，消费长期低迷的原因在于消费者的“损失厌恶情绪”和远期流动性约束，⑤ 持相同观点的研究还有欧阳俊等（2003）和宋冬林等（2003）。艾春荣、汪伟（2008）运用1995～2005年的省际动态面板数据，在同一个理论框架内检验了城乡居民消费行为的流动性约束假说、短视行为假说、预防性储蓄假说、λ假说和消费习惯假说，认为农村样本符合流动性约束或短视行为假说，而城镇样本则符合“损失厌恶”假说。⑥
以上关于消费过度敏感性的研究文献具有一定的启示作用，但是对消费随收入不同组成部分变动而变动的研究仍不充分。我们认为，关于消费的过度敏感性检验可以分为三个层次，第一个层次检验整体消费变动与整体收入变动的关系，即检验是否存在消费过度敏感性；第二个层次检验对于收入的向上和向下变动，消费的过度敏感性反应是否对称，即检验是符合流动性约束假说还是符合短视行为假说；第三个层次需进一步区分收入正常的收入向下变动和“危机”，检验消费随收入向下变动时的过度敏感性是否对称。当前的实证研究大多集中于检验消费过度敏感性的第一个和第二个层次，尚未涉及第三个层次，但对第三个层次的研究意义却可能远大于前二者，这不仅是因为关于消费过度敏感性的非线性研究有助于进一步解释中国居民的消费行为，而且还因为转型经济国家的消费需求与消费波动往往同需求冲击与经济稳定紧密联系在一起。本文参照艾森曼和品托（Aizenman和Pinto，2004）对于“危机”的定义，将向下波动序列中低于向下均值的点称为“危机”，余下的点视作收入的正常向下波动。
三、含消费过度敏感性的理论模型
仿照扎德斯（Zeldes,1989a）、施（Shea,1995）、塞金（Seckin,2000）、戴南（Dynan,2000）、艾春荣和汪伟（2008）的模型，构造具有内部消费习惯⑦ 的代表性消费者，选择消费与资本存量使得从现在到未来的总效用函数极大化：
第二，实际利率
对消费的影响表现为，一方面，利率上升的替代效应使得储蓄上升，在收入一定的条件下，消费减少；另一方面，利率上升的收入效应又使居民收入增加，从而增加消费。因此，利率对消费的最终影响取决于替代效应和收入效应谁占主导，如果替代效应占据主导地位，则表现为利率和消费之间的负向关系；如果收入效应占据主导地位，则表现为利率和消费之间的正向关系，但总体而言，利率与消费变动的关系无法确定，需要通过计量模型估算系数符号。
第三，收入变动Δy对于消费变动的非对称分析，检验城乡居民在消费过度敏感性意义上消费行为的差异。首先考察是否存在消费的过度敏感性；其次考察对于收入增长的向上波动和向下波动，消费增长的变化是否具有对称性；再次考察对于收入增长的正常向下波动和“危机”，消费增长的变化是否具有对称性。为了进一步区分消费支出的不同组成部分对消费理论的影响，戴南（Dynan,2000）建议应测试非耐用消费品支出变动与收入变动之间的关系，所以本文采取两组消费数据对模型进行面板数据的回归，分别是含耐用消费品的人均消费支出和不含耐用消费品的人均食品消费支出。
第四，在量化消费的不确定性σ方面⑧，多数研究将收入的波动和增长同时引入对数线性欧拉方程进行检验，分别反映不确定性和流动性约束对预防性储蓄动机影响的大小，但鉴于两者均源自收入的变化，可能存在相关性，同时引入势必导致其中一个在统计上不显著（杜海韬、邓翔，2005）。与现有文献不同的是，本文采用收入波动部分（CF滤波法，Christiano和Fitzgerald，2003）一阶滞后的绝对值作为消费不确定性的代理变量，不确定性大小源自行为人对上一期收入波幅的判断，⑨ 不确定性引致的预防性储蓄动机的增加表现为滞后一期的收入波动对消费增长的抑制作用。
第五，面对消费需求不足，政府通常采取扩张性的财政政策、宽松的货币政策、鼓励出口的贸易政策和结构调整的产业政策⑩ 等手段扩大内需，因而在控制变量X的选取上，分别选取以财政支出与名义GDP的占比表征的财政政策，以全部金融机构年末各项贷款余额与名义GDP的占比表征的金融发展政策，(11) 以贸易余额与名义GDP之比表征的贸易余额率。通过控制变量的系数估计，确定每一种宏观调控政策对消费增长的推动或抑制作用，同时区分城市化倾向的经济政策所导致的城乡消费行为的差异。
第六，从计量方法上讲，由于模型的解释变量中含有被解释变量（消费增长率）的一阶滞后项，因此这是一个动态面板数据的模型，而且经济变量之间一般都存在双向因果关系，消费和收入、利率、不确定性等变量之间可能相互决定，由此产生的联立内生性问题必须得到处理。此外，模型中的不可观测的变量也都集结在误差项中，它们同解释变量的水平值之间也可能会产生内生性问题。为此，本文采用阿雷萨洛和博威尔（Aerllano和Bover,1995）以及布伦德尔和邦德（Blundell和Bond，1997）提出的系统广义矩（system-GMM）方法，以控制动态面板方程的内生性问题。
综上，可将理论模型（11）式转化为待估计的动态面板模型如下：
四、中国城乡居民消费过度敏感性的实证检验
从散点图中可以直观地看到，城镇居民人均收入增长率和人均消费增长率之间的正向关系比农村居民更显著，即城镇居民人均消费的过度敏感性比农村居民更强（参见图2）。
图2 中国城镇居民和农村居民人均收入增长率和消费增长率之间的关系（1991～2006，面板数据）
资料来源：由1992～2007年中国各省统计年鉴“人民生活”和“价格指数”章节中相关数据计算而得。
表1报告了动态面板方程中各变量的基础统计量。表2和表3分别报告了被解释变量是人均消费支出和人均食品消费支出的实证结果，表中前（后）三列是对城镇（农村）样本的检验，第二和第五列是对收入增长向上和向下波动的非对称分析，第三和第六列是对正常的收入向下波动和危机的非对称分析。模型较好地通过了Wald整体显著性检验，Sargan工具变量有效性检验和AR（2）二阶序列相关检验。此外，对收入增长变动的非对称性采用了P值检验，其前提是参数的T检验是显著的。
实证研究表明，用消费支出度量的城镇居民和农村居民的λ值分别为0.69和0.53，用食品消费支出度量的城镇居民和农村居民的λ值分别为0.56和0.62，都显著异于零，说明随机游走假说在中国城乡均不能成立，处于转型时期的中国居民存在消费的过度敏感性。中国居民产生消费过度敏感性的原因，可以结合参数估计，从不确定性和流动性约束两方面作出解释：
1、不确定性和风险
城镇居民所面临的不确定性大于农村居民，由不确定性引发的“连锁反应”在一定程度上导致了消费的过度敏感性。计划经济体制下，中国城乡居民面临的微观风险与宏观风险(12) 几乎为零，城乡之间、城镇内部不同行业和职业之间的收入差距非常小，基本不存在对未来收入的不确定性，也不存在对收入不确定性的预期。然而，市场经济的引入伴随着微观风险与宏观风险不同程度的增加。首先，“均等化”的收入分配制度被打破，城乡之间、城镇内部不同行业和职业之间的收入差距扩大，城镇内部的收入不平等程度较之农村内部更大。其次，城镇的市场化和国际化水平都远高于农村，在市场经济环境下，劳资雇佣关系的信任度和满意度、产品是否迎合市场的需求、企业的投融资管理技术能否带来持续的利润等诸多问题都带有强烈的不确定性；在用工制度方面，劳动合同的短期化倾向(13) 也会直接加剧工资和收入的波动性，开放和市场化程度的逐步提高加剧了收入增长的不确定性。再次，经济波动和外部冲击对中国实体经济的影响，以及利率、汇率和通胀率等因素的变化构成了中国居民所面临的主要宏观风险；上世纪九十年代以来城镇居民所面临的大量隐性失业的显性化、教育预期支出的不断增加、医疗保障体制的制度变迁、住房分配制度的渐进改革，以及老龄化引发的养老模式的改变等转型经济的特有属性，也进一步强化了城镇居民消费对收入的依赖程度；在农村，尽管政府对农产品施行的价格收购政策和滑准税制度在一定程度上维护了农民收入的相对稳定，但不可否认的是，自然灾害和农产品市场上的价格冲击仍是影响农民收入最主要的因素。
2、流动性约束
城镇居民比农村居民面临更紧的流动性约束。从对收入增长非对称分析的实证结果看，人均消费样本支持城镇居民和农村居民的短视行为假说，人均食品消费样本则支持城镇居民的短视行为假说和农村居民的“损失厌恶情绪”假说，农村居民对消费损失引致的负面感觉在程度上更甚于消费增加带来的正面感觉。
当农村居民收入增长向上或向下波动1％时，消费增长相应变化0.41％和0.67％，食品消费增长相应变化0.50％和0.95％，后者向上或向下的波幅在统计意义上存在差异。因此就农村居民而言，一旦预期收入下降，消费将大幅收缩，但收入增加带来的消费增长却十分有限。其中，1997～2003年农民收入的年均增长不足4％，2003年以后农民收入增长率逐年加快，到2007年达到近11年来的峰值，(14) 这是导致1997年以后农村平均消费倾向大幅下降又骤降缓升变化的主要原因。从对正常的收入向下波动和危机的非对称分析可以看到，农村消费增长的大幅衰减（弹性大于1）出现在收入刚开始偏离稳态增长路径之时，而不在危机之中，表明农村居民的“损失厌恶”情绪在农民收入增长的负向变动之初抵达最大值，然后逐渐平复，即便陷入经济危机，消费增长的负向变动也不如收入增长的负向变动之初来得剧烈。农村居民的“损失厌恶”情绪与远期流动性约束有关。在消费观念还比较陈旧的农村，人们崇尚勤俭节约、反对负债消费，只有当出现实在无法承担的大事件和突发事件时，方才认同熟人之间的相互借贷。所以在经济形势好的时候，农村居民的消费扩张速度慢于经济扩张速度，而经济形势稍有不好，农村居民的消费收缩速度则快于经济衰退速度。
当城镇居民收入增长向上或向下波动1％时，消费增长相应变化0.69％和0.75％，食品消费增长相应变化0.57％和0.70％，向上或向下的波幅在统计意义上均无差异。对正常的收入向下波动和危机的非对称分析表明，两种向下波动的波幅在统计意义上也都不存在差异（弹性小于1），说明消费紧随收入的变化而变化，结果支持“短视行为”假说。分析表明，随着城镇化过程的不断推进，产业结构、就业保障体系、社会养老制度和医疗、教育改革等各项战略部署频繁调整，城镇居民在教育、医疗、居住、交通和娱乐等非耐用消费品和服务项目上的支出日益增多，对社会和企业的依赖程度愈加弱化，为了应付不可预期的消费性支出，除购买不同类型的保险以转嫁风险外，更多的消费者还是选择窖藏财富、增加银行储蓄。中国人民银行总行1999年第2季度中国居民储蓄动机问卷调查数据显示，选择“防意外事故”和“支付孩子教育”的城镇居民占比均高于农村居民。(15) 因此，对于城镇居民而言，即使是在消费变动紧跟收入变动的情况下，依然存在较紧的流动性约束和较弱的“损失厌恶情绪”。但是城镇金融信贷市场的发展先于也优于农村，尽管中国的整体金融发展水平不高，能够通过个人信贷消费以摆脱流动性约束的城镇消费者也不占多数，但存在可预期的信贷消费行为，这为消费理念的更新提供了制度保障。
五、结论和政策建议
本文通过建立含内部消费习惯的消费者跨期最优模型，运用1991～2006年省际动态面板数据测算中国城乡居民的消费过度敏感性。首先，城镇居民和农村居民的消费变动都呈现出对预期收入变动的过度敏感性，城镇居民的消费过度敏感性高于农村居民，城镇居民非耐用消费支出变动的过度敏感性低于农村居民。其次，城镇居民的消费过度敏感性表现出随收入变动的对称模式，参数估计支持“短视行为”假说；农村居民的消费过度敏感性表现出随收入变动的非对称形式，参数估计支持远期流动性约束假说和“损失厌恶情绪”假说，农村居民的“损失厌恶”情绪在农民收入增长的负向变动之初抵达最大值，然后逐渐平复，即便陷入经济危机，消费增长的负向变动也不如收入增长的负向变动之初来得剧烈。第三，城镇居民面临的收入不确定性大于农村居民，因而表现出更强的预防性储蓄动机。第四，实际利率对消费增长的替代效应大于收入效应，对农村消费变动的作用大于城镇。第五，金融发展政策和开放政策对刺激消费需求作用尚不明显，财政政策对拉动农村消费具有一定的正向作用。
应当看到，当期收入仍是决定中国城乡居民消费的主要因素，持续走低的收入增长率直接抑制了消费需求的有效增长，而短视行为、损失厌恶情绪、远期流动性约束和不确定性又加剧了消费者的预防性储蓄动机，从而造成中国城乡居民的高储蓄和低消费行为。为此，要把在转型期扩大消费需求的意愿同转变经济发展模式联系起来，着力解决制约收入增长缓慢的体制性因素，竭力消除转型经济的各种风险和不确定性，提高劳动在初次分配中的份额，深化就业和社会保障制度改革，适时地运用政策手段培育消费市场热点，以促进居民消费的可持续增长。
从应对金融危机的政策制定看，为提振国内消费需求，开拓农村市场是十分必要和正确的。在短期，可通过实行如200亿的“家电下乡”(16) 政策，鼓励农民进行适时消费和调整消费结构，为过剩的电子制造业、家电工业和钢铁业的产能提供广阔的农村市场；在长期，还应当提倡适度消费的观念，理性看待传统意义上的勤俭观和奢侈观，应当认识到过分的节俭既不利于经济的平稳快速发展，也不利于个人消费权益的主张。
注释：
① 图1中，城镇居民平均消费倾向＝城镇人均消费性支出÷城镇人均可支配收入；农村居民平均消费倾向＝农村人均生活消费支出÷农村人均纯收入；数据来源：《中国统计年鉴》（1982～2008年各年）。从最终消费率与平均消费倾向（APC）的关系上看，1991年以前两者的变化相对稳定，而且城镇APC一般高于农村（除1989年）。1991年以后城镇APC逐年降低，但农村APC的变化却起伏不定，这与1991年以后农村人均消费支出的波动性大于城镇人均消费支出是吻合的（张耿、胡海鸥，2006）。由此可以得到的一个基本判断是，最终消费率的下滑在一定程度上与城镇居民平均消费倾向持续下降相对应。
② 霍利斯·钱纳里、莫伊斯·赛尔昆：《发展的型式转1950～1970》，经济科学出版社，1988年，第135页。
③ 宋冬金等（2003）认为流动性约束可以分成三类：即期的流动性约束、远期的流动性约束和理念上的流动性约束，由于即期的流动性约束可以通过大量的居民储蓄进行填补，因此当前影响中国居民消费敏感性的主要是远期的流动件约束和理念上的流动性约束。
④ 但也有实证研究表明流动性约束假说尚不足以完全解释λ假说（Jappelli and Pagano,1994）。
⑤ 本文认为“损失厌恶情绪”假说和远期流动性约束假说从实证结果上判断是一致的，但并不认为这两种假说就是一致的，这里忽略两种假说之间的区别。
⑥ 本文在同一个理论框架下采用相近的分析方法和更加宽泛的数据样本，得到了与艾春荣、汪伟（2008）相反的结论。
⑦ 消费习惯有内部消费习惯和外部消费习惯之分，前者是指代表性行为人的消费历史，而后者是指社会平均的消费历史。
⑧ 理论界至今尚未对不确定性的定量测度形成一致的看法，坎贝罗（Caballero,1990）、卡罗尔（Carroll,1994）、卡罗尔和萨姆维克（Carroll and Samwick,1998）主张用劳动收入的波动衡量消费的不确定性；迪顿（Deaton,1992）认为不确定性来源于利率和预期消费增长率的随机波动；戴南（Dynan,1993）主张用消费支出的变动度量消费的不确定性；卡罗尔、戴南和克雷恩（Carroll,Dynan and Krane,2003）则使用失业风险来表示不确定性。
⑨ 由于采用的是整个收入时序上的CF滤波法计算的稳态路径，其本身也包含对未来收入流变化的调整，因而如果是上一期收入波动对稳态增长路径的正向偏离，那么对不确定性的预期并不会大于以收入增长率的方差衡量的不确定性，由此表现出一种类似于适应性预期的非理性预期。
⑩ 加入产业结构政策变量后发现，模型解释变量存在高度相关性，故在后文的检验中舍去该变量。
(11) 一个更好的衡量金融发展政策的指标是私人部门的各项贷款余额占名义GDP的比率，这是因为对于中国这样的转型经济而言，银行贷款中仍有相当一部分因为政府干预而分配给了国有企业，而这部分贷款是不应计算到金融发展的指标中去的（张军、金煜，2005）。可是我国并没有按照贷款对象的所有制结构划分的贷款统计数据，因此在没有找到更好的指标以前，暂且使用全部贷款占GDP的比例作为衡量金融发展的指标。
(12) 将未来个人情况的不确定性称为微观风险，将整个宏观经济环境的不确定性称为宏观风险。
(13) 全国人大常委会劳动法执法检查显示，在已签订劳动合同的劳动关系中，60％以上是短期合同，多为一年一签，有的甚至一年几签（信春鹰，2007）。
(14) 数据摘自2008年12月15日中国社会科学院社会学所所长李培林教授在发布2009年《社会蓝皮书》会议上作的主旨报告。
(15) 孙凤：《预防性储蓄理论与中国居民消费行为》，《南开经济研究》2001年第1期，第57页。
(16) 2007年在全国13个省试点，2008年在全国14个省试点，2009年扩大到全国所有省市。预计200亿的“家电下乡”政策将拉动1500亿元的农村消费市场。