基于微观面板数据的中国农民预防性储蓄研究，本文主要内容关键词为：预防性论文,微观论文,中国农民论文,面板论文,数据论文，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
在计划经济向市场经济的转轨过程中，中国农村经历着深刻的转型，由此导致了农民的消费行为发生了较大的变化，其突出表现是农民的平均消费倾向，特别是从1989年以来出现了较大幅度的下降。1989年农民的平均消费倾向为0.89，而从1998到2004年，农民平均消费倾向始终在0.71～0.74间徘徊。与农民消费的低迷状态相对应的是农民的平均储蓄倾向呈上升态势。
1978～2003年，农民人均纯收入从133.6元增长到2622.2元，增长19.6倍，年均增长12.65％；然而同期农民人均储蓄存款从7.1元增长到2363.8元，增长332.9倍，年均增长26.15％，是人均纯收入增长率的2.07倍，呈超常增长的特征。值得注意的是，自1996年5月以来，中央银行连续八次下调存贷款利率，并从1999年10月开征利息税，但农民总储蓄仍节节攀升，到2003年底已达18177.68亿元，是1978年总储蓄55.7亿元的326.3倍。
为什么农民人均纯收入在不断增长的同时，仍然“急切”地倾向于储蓄存款，而且储蓄存款的增长速度远远超过了自身收入的增长速度？这一特征说明，单纯从储蓄与收入去研究农民的储蓄行为已经不恰当。究其原因，农民储蓄是一种个体行为，它不仅受农民收入的影响，而且还与农民的不确定因素风险感受密切相关。处于中国农村转型时期的农民亲身感受到制度的深刻变迁带来的不确定性，他们只有增加预防性储蓄，减少消费来应对这种种不确定因素。
国内的许多学者对中国居民储蓄行为中的预防性储蓄动机进行了研究。宋铮（1999）较早地运用预防性储蓄假说研究中国居民的消费行为，得出了中国居民进行预防性储蓄的结论；龙志和与周浩明（2000）、孟昕（2001）、施建淮和朱海婷（2004）等运用预防性储蓄假说研究了中国城镇居民的消费行为，认为中国城镇居民存在显著的预防性储蓄动机；万广华等（2001）利用Hall的消费函数构建了一个包含不确定性和流动性约束的计量模型，对包括城乡居民在内的总体消费进行了研究；刘金全等（2003）采用条件异方差（ARCH）模型，通过分析中国居民在耐用品和非耐用品上的消费行为，发现中国居民储蓄当中具有显著的“预防性储蓄”成分；孙凤（2001）以预防性储蓄理论为研究框架，根据中国居民消费、储蓄的实际调查数据，运用误差修正模型（ECM）来研究中国居民的消费储蓄行为，也得出了同样的结论。裴春霞和孙世重（2004）区分长期消费与短期消费之间的关系，运用动态建模方法对中国居民消费问题进行了计量检验，证明了转轨时期中国居民消费的预防性储蓄和流动性约束特征。
一些学者对农村居民消费储蓄行为进行了研究。万广华等（2003）对转型经济中农户储蓄行为进行了经验研究。杭斌和申春兰（2005）在自适应预期和持久收入假说的框架下，估计了农户消费与收入的长期均衡关系；又在短期动态消费函数（ECM）中引入了代表预防性储蓄动机的解释变量，对长期边际消费倾向下降的原因做出了具体解释。田岗（2005）通过构造一个包含流动性约束的预防性储蓄模型，针对农村居民储蓄行为特点进行经验检验。李谷成等（2005）分析了转型期中国农户消费—收入的长期均衡与短期动态关系。
国内学者研究中国居民的消费（储蓄）行为普遍忽视了一个基本国情——城乡壁垒。城乡壁垒的存在，使中国城镇居民和农村居民作为两种截然不同的社会群体在制度上得以固化，这两种社会群体由于所处的社会、经济、文化等制度环境的差异，消费（储蓄）行为明显不同，其收入和消费等相关数据应该分别对待，而不能简单加总。
再一个值得注意的是，国内学者更多地利用时序数据或截面数据研究居民的预防性储蓄行为，而很少用面板数据（panel data）进行研究。面板数据能够从时间和截面构成的二维空间反映变量的变化特征和规律，面板数据与纯时间序列或截面数据相比有许多优点。面板数据的使用在国外学者的消费（储蓄）行为研究中已不鲜见。Carroll（1993）把截面数据和面板数据结合起来测量未来收入和不确定性，使用Kimball（1990）的等额预防性保险费作为不确定性的变量来估计消费，他的研究结果支持了预防性储蓄假说。Jianakoplos等人（1986）使用面板数据研究预防性储蓄和政府的收入维护计划之间的关系，发现了强的预防性动机。Kazarosian（1997）扩展了Jianakoplos等人的分析，研究结果同样支持了预防性储蓄假说。
本文基于中国的基本国情把城镇居民和农村居民作为两个完全不同的社会群体来考虑，正视城乡之间存在的巨大差异，在此基础上找到缩小城乡差异的有效办法，打破城乡壁垒的坚冰。本文在这一研究背景下根据一个预防性储蓄模型，使用面板数据针对农民的储蓄行为进行经验研究。本文的结构：第二部分引入经验模型；第三部分为数据与模型估算；第四部分为结论。
二经验模型
（一）预防性储蓄模型
预防性储蓄理论阐述了如果效用函数的三阶导数为正，那么面临不确定性的家庭储蓄更多（Leland,1968;Sandmo,1970）。这个框架的一个问题是模型的封闭解通常不可得。① 因此笔者基于生命周期—持久收入模型估计一个简化形式的财富／持久收入等式，这已被很多学者使用，包括Engen和Jonathan（2001）、Lusardi（1998）、Kazarosian（1997）、Starr-McCluer（1996）、Guiso等人（1992）：
由于已有的农村居民家庭统计资料中不存在对持久收入的调查，所以需要对农民的持久收入进行估算。采用古扎拉蒂（2000，中译本）的方法，假定农民对持久收入的预期按照适应性预期的方式进行调整，则对农民持久收入的预期做如下的设想：
收入在一个预期的趋势上越是变化异常，就可能越不确定。对于不确定性的测量，国内学者所使用的代理变量不尽相同，得出的结论也不同。裴春霞和孙世重（2004）分别利用收入及其收入增长率的波动构造两组不确定性变量。第一组利用对数人均GDP24年的趋势值和实际值差额的绝对值及其平方来替代不确定性；第二组利用人均GDP增长率的24年趋势值和实际值差额的绝对值及其平方来替代不确定性。孟昕（2001）通过两个变量来测算家庭的收入不确定性：一个变量是过去收入的变化；另一个变量是1999年家庭劳动力被解雇／下岗的平均预测概率。孙凤（2001）借鉴Carroll等人（1995）采用的样本收入方差作为衡量收入不确定性指标的方法，将1991～1998年35个大城市居民货币收入剔除季节性影响的月度数据的标准差作为衡量中国城镇居民未来收入不确定性的指标。田岗（2005）使用农村居民收入增长率与消费增长率比值来衡量不确定性因素，同时采用了袁志刚和宋铮（1999）认可的基尼系数针对不确定性风险的检验进行比较。有必要指出，不确定性的一般定义是指预期收入偏差的改变，而预期收入可以用平均收入来衡量，所以本文使用农户持久收入与实际纯收入平均值的对数值之差的绝对值，即
来测量不确定性。
三数据与模型估算
（一）面板数据来源
本文数据来源于北卡罗来纳大学的卡罗来纳人口中心、营养和食品安全国家研究所、中国疾病控制和预防中心三方在中国联合进行的一项调查：“中国经济、人口、健康与营养调查”（China Economic,Population,Health and Nutrition Survey,CHNS），时间跨度从1989、1991、1993、1997、2000到2004年，形成了一个6年的面板数据。CHNS项目用于检验国家和地方政府实施的健康、营养和计划生育政策的效果，以期了解中国的社会与经济改革如何影响人口的健康和营养状况。调查由一个包含了营养、公共卫生、经济学、社会学、中国研究以及人口统计学方面专家的国际团队执行。调查随机抽取了中国东部、中部和西部的9个省，约4400户家庭，共16000人的样本，并且保证了在地理、经济发展、公共资源和健康指标方面的多样化。另外，在对食品市场，健康设备，计划生育官员以及其他社会服务和社区领导人的调查过程中收集到详细的社区数据。CHNS有几项新发展：其一是2006年的CHNS已启动；其二是时间序列数据集的整理正在进行。
本文使用的面板数据来自CHNS中1997、2000和2004年三轮的调查结果②，分别对应于1996、1999和2003年的农户生产、生活情况，涉及黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西、贵州8个省，③ 同时，剔除走访调查不完整的农户样本，④ 其中1997年包含2546个农户样本，2000年包含2589个农户样本，2004年包含2586个农户样本。而且还要保证三轮的面板数据集中农户的一致性，最终用到的面板数据集包含了2023个有效样本。⑤
（二）面板数据的优点
面板数据是用来描述一个总体中给定样本在一段时间的情况，并对每一个样本单位都进行多重观察。这种多重观察既包括对样本单位在某一时期（时点）上多个特性进行观察，也包括对该样本单位的这些特性在一段时间的连续观察，连续观察得到的数据集称为面板数据。在建模过程中，面板数据与纯时间序列或截面数据相比，以及微观面板数据与加总数据相比有许多优点：
第一，控制个体行为差异。面板数据库显示个体（包括个人、企业、地区或国家）之间存在差异，而单独的时间序列和横截面不能有效反映这种差异。如果只是简单使用时间序列和横截面分析就可能获得有偏结果。
第二，面板数据能够提供更多信息、更多变化性、更少共线性、更多自由度和更高效率。反观时间序列经常受多重共线性的困扰。
第三，面板数据可以收集到更准确的微观单位（个人、企业、家庭）的情况。由此得到的总体数据可以消去测量误差的影响。
第四，面板数据能更好地识别和度量纯时间序列和纯横截面数据所不能发现的影响因素，可以使我们控制不可观测的和家庭特征相关的变量（可能和扰动项相关）对估计结果的影响。当我们试图去观察家庭的经济行为时，使用加总资料无法反映家庭之间的差异对经济行为的影响，加总资料实际上只能控制不可观测的和总体特征相关的变量（可能和扰动项相关）对估计结果的影响。但和家庭特征相关的户际差异是家庭经济行为的主要决定因素。
基于上述考虑，本文试图使用微观面板数据来研究中国农民的预防性储蓄行为。
（三）变量说明
1.对持久收入
的说明。CHNS中涉及的农户收入项目非常繁多，包括工资收入⑥、集体农场（饲养场、渔场）⑦ 收入、家庭农业（饲养、果菜、渔业）收入⑧ 和小手工业（小商业）收入⑨，还包括各种补贴和其他收入项目，如独生子女补助、托幼补助、煤气燃料补贴、煤贴、用电补贴、节日发放食品、出租财产租金、食宿服务所得、退休工资（养老金）、困难补助（福利金）、子女、父母、亲朋汇款（赠送实物）、企业馈赠等等。由于持久收入是对农户纯收入的估计，因此上述收入项目还应扣除必要的支出项以得到农户纯收入和持久收入，这些支出项包括房租、婚丧嫁娶支出、照顾父母子女支出等等。对农户收入支出项的简单统计描述见附表1、附表2（由于篇幅所限，本文仅给出1999年的农户收入完整项和2003年的农户支出完整项以作参考，其余年份的项目基本一致）。
2.对总净财产W[,i]的说明。在缺乏有效的社会保障体系情况下，农民在住房、医疗、劳保、养老方面的支出完全由个人负担，导致农民在生活、生产建设中不得不依靠个人的力量来抗御风险和缓解资金不足。孙凤（2002）的研究表明，农民的储蓄更多地用于生产资料和生活必需品的购置、子女教育、养老等，这些储蓄都表现出一个共性：自身长期积累，一次性大额支出，而很少用来进行其他金融产品的交易等投资活动以从中获得资本利得。以住房为例。中国农民家族意识较强，存在明显的代际互换关系，农村家庭的代际互换主要是在父母和儿子之间进行，房子不仅是家族在社区的经济和政治地位的象征及标志，而且是父母与儿子进行代际互换的重要手段。在难以获得外部融资支持的流动性约束的状态下，农民一次性消费支出购建住房，不得不倾向于日积月累地储蓄。此外，在农村生产投资过程中，生产性固定资产支出的购置，特别是大中型农业生产工具的购置，也都需要农民较长时期的自我积累后一次性地花费支出。
综上所述，CHNS中，农户的净财产大致体现在房产、家庭用具⑩ 和家用电器(11) 三大部分。用公式表示就是：农户净财产＝房产（含装修）＋家庭用具价值＋家用电器价值。对农户净财产的简单统计描述见附表3（本文给出2003年的农户总净财产完整项以作参考，1996和1999年的农户总净财产项目与2003年的基本一致）。
3.对家庭特征向量X[,i]的说明。教育是积累人力资本的有效途径。教育对提高农民素质、增加农民收入的重要性不言而喻。本文使用农户家庭成员平均受教育程度作为家庭的特征向量。根据CHNS数据集，笔者对农民受教育程度的年限作如下换算：未上学＝0；1年小学＝1；2年小学＝2；3年小学＝3；4年小学＝4；5年小学＝5；6年小学＝6；1年初中＝7；2年初中＝8；3年初中＝9；1年高中＝10；2年高中＝11；3年高中＝12；1年中专＝10；2年中专＝11；1年大学＝13；2年大学＝14；3年大学＝15；4年大学＝16；5年大学＝17；6年大学及以上＝18。对农户家庭成员平均受教育程度的简单统计描述见附表4。
（四）模型估算
基于等式（1）的待估计模型为：
笔者使用Eviews3.1对等式（5）进行面板数据模型参数估计。(12) 考虑样本数据时序较短而截面单元较大，这里未对样本数据进行F检验，而直接对每个截面单元建立一个独立模型。由于模型仅就各省数据资料进行研究，故宜选择确定效应模型。笔者使用广义最小二乘法（GLS）估计，目的是减少由截面数据造成的异方差影响，并指定迭代到收敛，启用White异方差校正功能。估算结果见表1。
从表1可以看出所有的回归系数都显著不为0。从加权统计量来看，调整后的决定系数R[2]为0.0992，不甚理想，但F检验值为268.340，说明模型的整体拟合优度很高，D.W.检验值为1.7763，证明残差无序列相关。从整体上讲，该模型效果不错。
（五）对估算结果的说明
本文的结论证实了农户预防性储蓄行为的显著存在。不确定性
的系数估计值为8.154，对储蓄与持久收入比率
的影响显著为正，显示出强烈的预防性储蓄动机。农村基本上不存在针对农民的社会保障体系，生活中，家庭风险主要由农民自己承担，农民的不确定性感受很强烈，由此引发强烈的预防性储蓄动机在于抗御风险，通过积累性的自我储备来自我缓解未来可能面临的约束和风险。持久收入
的系数估计值为－0.041，与
显著负相关，(13) 这说明农民持久收入的稳定提高有助于增强农民的购买力和对未来生活的信心，从而能够减少农民的预防性储蓄动机。
农户家庭成员平均受教育程度
的系数估计值为0.185，且显著为正。这一点是值得注意的。按照通常的设想，农民知识水平和文化素质的提高有利于提高其劳动能力和就业能力，这不仅体现在科学种田、提高农业生产经营收入，而且体现在农村劳动力转移、增加外出务工收入、收入的提高增加了农户抗风险的能力，从而减少农户的预防性储蓄动机。但分析结果却表明，农民受教育程度的提高反而促使农民预防性储蓄动机的增加，对此的一个合理解释就是，农民所承受的教育负担普遍过重。(14) 对农民来说，教育的收入效应在弱化，而风险效应在加强。此外，如果教育增加了包含在持久收入变量中的信息，那么根据确信的教育估计，效用同质性会受到进一步的质疑。(15)
四结论
本文的经验分析表明农民的预防性储蓄动机受三个因素影响：不确定性、持久收入和教育负担，其中不确定性和教育负担对预防性储蓄动机有正的影响，持久收入对预防性储蓄动机有负的影响。所以，若想有效缓解农民的预防性储蓄动机，本文试图从增收减负两个方面提出相应的政策建议。
（一）农民增收
增收问题说到底是农民的就业问题，应该千方百计扩大就业，使大量农村剩余劳动力转移出来。鼓励和支持符合产业政策的乡镇企业发展，特别是劳动密集型企业和服务业，促进农村劳动力就近转移。加强农村劳动力职业技能培训，使广大农民能够掌握一技之长。要引导农民有序进城务工，改善农民外出就业环境，清理和取消长期以来一些地方对务工农民流动、进城就业和定居的歧视性规定以及不合理限制。要保障务工农民的合法权益，建立工资保障金制度，完善劳动合同制度。
（二）农民减负
第一，农村教育的发展是推动新农村建设源源不断的动力。知识改变命运，但切不可让农民就此背上沉重的负担。要深化农村义务教育经费保障机制改革，逐步建立健全责任明确的农村义务教育经费保障的长效机制，把农村教育投入全面纳入国家财政保障体系中，逐步提高农村中小学公用经费的保障水平，通过增加对农村教育事业的投入来切实减轻农民的教育负担。
第二，农村社会保障制度是解除农民后顾之忧的制度保障，这也是农民减负的关键。因此要深化农村社会保障制度改革，坚持城乡一体化的政策导向，加大政府对农村医疗、养老等社会事业的投入力度，优先解决农民的基本生活保障问题，逐步建立与城乡衔接、多层次的农村社会保障体系。
（三）结语
笔者在写作的同时也亲身感受到了发生在农民身上的一个规律：那些生活最困难的农民，或者是家里有正在上学的学生，或者是家里有病情较重的病人。因此，选取适当变量纳入模型来检验农民医疗负担对农民预防性储蓄动机的影响，这也是本文下一步的研究方向。
附表1 中国农户收入项分省均值统计元
1996年
黑龙江 江苏
山东 河南 湖北 湖南 广西 贵州
样本数
319 319314 325
320
307
317
325
总收入
5753.5 9910.1 7567.2
4594.56616.69611.09620.26472.1
2003年① 黑龙江 江苏
山东 河南 湖北 湖南 广西 贵州
样本数
319 327297 330
325
318
327
343
总收入
13148.1 21775.010937.4 7309.810153.6
8602.011700.0
9204.2
1999年
黑龙江 江苏
山东 河南 湖北 湖南 广西 贵州
样本数
317 330318 318
317
316
338
335
工资 3644.9 6504.3 6187.6
1763.24054.12525.76196.53200.5
集本农场 0
7.641.0 0 27.9 28.5 2.8
0
集体饲养场
12.52.42.5 4.6
14.8 37.8 3.0
0
家庭饲养 381.0
652.6 175.8488.3 549.1 610.7 945.9 770.3
集体渔场 0
0 21.1 0.2
0 19.0 0.6
0
小手工业②
424.2
2813.6 1379.7
449.8 848.6 688.9 2359.93430.6
家庭果菜 840.9
846.2 521.5349.1 1409.3945.4 995.8 1125.5
家庭农业③
1858.6 1583.6 1204.2
1401.21471.0367.2 1228.41338.9
家庭渔业 16.4259.2 -9.1 9.9
67.2 50.3 38.0 3.1
独生子女补助 4.5 8.88.1 0.8
1.2
0.5
4.1
1.4
托幼补助 4.7 1.500 0 2.3
0 0.1
煤气补贴 0
4.70.4 0.8
0 0 0 1.0
煤贴 12.70 7.7 0.8
0.4
0 0 1.9
用电补贴 0
0.23.4 0 0.7
1.3
0.6
2.5
节日食品 21.743.5
103.74.3
18.9 7.3
12.7 8.0
财产租金 74.1141.5 456.039.2 75.1 273.4 43.6 81.4
食宿服务 0
18.2
3.1 1.5
20.5 22.2 8.3
0
退休工资 125.9
1043.4 480.0290.1 471.9 247.8 686.6 440.3
困难补助 7.3 16.1
19.7 2.0
4.0
7.6
24.1 24.7
子女汇款 63.1267.9 317.973.6 199.9 313.8 233.1 246.1
父母汇款 0.6 152.4 3.5 0 2.5
35.4 184.3 0
亲朋汇款 50.57.3109.131.4 22.1 38.3 47.7 176.6
其他类型现金收入 166.2
170.6 88.8 580.1 247.8 286.1 192.5 713.8
子女赠送 64.7115.1 103.872.1 67.1 77.8 71.8 86.7
父母赠送 18.722.7
14.3 5.4
20.2 15.5 20.6 5.8
亲朋赠送 31.561.0
95.4 12.7 30.3 25.2 48.4 41.3
企业馈赠 3.5 30.9
41.7 39.5 3.8
2.7
14.3 15.7
总收入
7639.1 14775.611381.0 5620.69628.56630.713363.5
11716.4
说明：①2003年的儿童劳动和成人劳动项代替了1996和1999年的工资、集体农场（饲养场、渔场）和家庭饲养项，其中儿童指0—17岁的所有儿童，成人指18岁及以上成人。②2003年的小手工业项没有全年劳动月数，故舍弃。③1996年的家庭农业项调查的对象是个人，没有家庭自用这一项，所以舍弃。1999和2003年以家庭为调查对象。
资料来源：作者根据CHNS1997、CHNS2000和CHNS2004计算整理得来，下同。
附表2 中国农户支出项分省均值统计
元
1996年 黑龙江江苏 山东河南湖北湖南广西贵州
样本数 319
319
314 325 320 307 317 325
总支出 2156.31513.0894.9
642.8
982.3
1219.0 769.6
1089.7
1999年 黑龙江江苏 山东河南湖北湖南广西贵州
样本数 317
330
318 318 317 316 338 335
总支出 2391.81820.01471.2 1095.7 1214.5 854.8
710.0
1713.3
2003年 黑龙江江苏 山东河南湖北湖南广西贵州
样本数 319
327
297 330 325 318 327 343
婚礼支出1457.8799.2 744.9
678.0
742.2
909.7
311.3
852.2
嫁娶支出520.4 696.9 487.5
255.2
327.4
595.3
227.5
345.5
给子女支出 95.6 218.6 182.2
41.848.5767.6
31.830.3
给父母支出 152.5 233.7 107.7
59.090.1127.4
55.228.8
照顾孩子119.4 98.9 27.7114.5
29.281.955.466.8
实际年房租 7.5
0.6
0
1.3 21.816.662.955.8
总支出 2353.32047.81550.0 1149.8 1259.0 2498.5 744.2
1379.4
附表3 中国农户净财产分省均值统计元
1996年 黑龙江江苏
山东河南湖北
湖南广西贵州
样本数 319
319314 325 320307 317 325
总净财产30582.4
20573.217498.8 13360.3 10446.327784.8 20680.0 8440.3
1999年 黑龙江江苏
山东河南湖北
湖南广西贵州
样本数 317
330318 318 317316 338 335
总净财产13501.1
27199.524731.0 20138.2 13891.126976.1 23461.3 11590.4
2003年 黑龙江江苏
山东河南湖北
湖南广西贵州
样本数 319
327297 330 325318 327 343
装修1004.71922.0 1252.5 382.1
971.4 1237.7 1199.2 1469.9
房产5930.421348.610413.1 5846.1 8744.6 7490.6 6878.0 6301.7
交通工具1411.34765.4 5079.4 3672.8 2724.8 6459.8 3828.5 1878.0
农机具 2469.3868.8 1146.8 1007.4 572.6 178.8
373.1
119.0
商业用具57.1 438.6 115.8
195.1
436.5 753.7
1018.2 197.2
家用电器3173.94849.0 4393.8 2893.6 3538.3 4809.9 3834.6 2345.1
总净财产14046.7
34192.422401.5 13997.1 16988.220930.5 17131.7 12311.0
附表4 中国农户家庭成员平均受教育程度年
1996年黑龙江江苏山东河南湖北湖南广西贵州
样本数319
319 314 325 320 307 317 325
平均受教育程度6.26 5.405.794.885.495.876.005.02
1999年黑龙江江苏山东河南湖北湖南广西贵州
样本数317
330 318 318 317 316 338 335
平均受教育程度6.65 5.995.845.425.996.136.314.84
2003年黑龙江江苏山东河南湖北湖南广西贵州
样本数319
327 297 330 325 318 327 343
平均受教育程度6.80 5.605.775.425.646.335.964.22
截稿：2006年9月
注释：
① 参见Browning和Lusardi（1996）、Deaton（1992）的预防性储蓄理论回顾。
② 对CHNS数据集的分析和处理工作异常艰巨和复杂，笔者尚没有完全完成这一任务，即1989、1991和1993年的调查结果有待处理，本文仅用到三轮的面板数据，这或许对分析结果有一定的问题。
③ 1989至1993年的3次调查有辽宁无黑龙江，1997年的调查有黑龙江无辽宁，共计8个省。2000和2004年又重新恢复了黑龙江和辽宁，共计9个省。所以本文只能用到8个省（无辽宁）。
④ 同普通数据集一样，面板数据也面临着设计不完整、无回答、核准、多次访问、访问间隔、对比参照期等问题，存在自选择无回答和磨损（样本丢失）的问题。
⑤ 由于面板数据集时间跨度较短，为了满足渐近理论，就要求样本数量趋向于无穷。
⑥ 工资收入由月工资、月补贴、年奖金三部分构成。
⑦ 集体农场（饲养场、渔场）收入包括工资和实物两部分。
⑧ 家庭农业（饲养、果菜、渔业）收入是指销售收入、自己食用、赠送亲朋三部分并扣除生产成本的净收入。
⑨ 小手工业（小商业）收入＝（月收入－月支出）×一年当中从事这种商业活动的月数。
⑩ 家庭用具由交通工具（三轮车、自行车、摩托车、汽车）、农机具（大中小型拖拉机、手扶拖拉机、灌溉设备、电动拖拉机、家用水泵）和商业用具（炊具、木工用具、理发工具、缝纫机、五金小铺器具及设备、其他）三部分组成。
(11) 家用电器包括收录机（收音机）、录像机、黑白电视机、彩色电视机、洗衣机、电冰箱、空调、缝纫机、电风扇、计算机、照相机、微波炉、电饭煲、高压锅、电话、VCD（DVD）。
(12) 由于持久收入为零或负将使估计结果不可得，所以笔者在模型估算前对面板数据进行了处理，即消除持久收入为零或为负项。
(13) 显著的持久收入系数拒绝了Modigliani和Brumberg（1954）的效用同质性假定。
(14) 《中国青年报》2005年5月11日报道：在吉林，平均每个大学生1年的费用为11800元，而2004年该省农民人均纯收入为3000元。也就是说，供养一个大学生需要4个农民1年不吃不喝。
(15) 教育程度的提高或许也意味着更低的时间偏好率，因此更多的储蓄。