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&& 文章详情
消费行为研究中的联合分析法
日 15:04:01 Wednesday&&
作者：孙祥
陈毅文&&&&作者单位：中国科学院心里研究所，北京 100101
　　联合分析(Conjoint Analysis)是一种定量的研究消费者选择偏好的方法。虽然从它诞生到现在只有40年的历史，但它对消费者行为学的影响很大，它的发展更是日新月异。文章首先介绍了联合分析的基本概念，然后重点阐述了联合分析的原理、步骤和发展历程，最后对联合分析的发展方向作了一个简要概括。
【关键词】& 联合分析　偏好模型　正交设计　产品模拟
　　1 联合分析的概念
&&& 联合分析的思想最早由心理学家Luce和统计学家Tukey于1964年提出，1972年Green，Wind和Jain将其应用于商业领域并取得了较好的效果[1]。其后联合分析以其独特的优势，在消费者研究领域受到了普遍的重视与广泛的应用。四十年来，大量研究者对它的不断改进，以及各种分析模型的日趋成熟，使它成为了当今市场研究中最受欢迎的工具之一。.
&&& 联合分析的产生与发展同聚类分析、多维尺度分析一样[2]，得益于消费行为学的迅速发展。聚类分析解决了市场细分的问题，它依靠数据&&相似的需求、态度、利益等来确定目标消费群体。多维尺度分析的方法应用于品牌诊断，构建了认知与喜好地图（perceptual and preference mapping）。但它的作用在于描述而非预测，研究者要想用它来开发一种新的产品是不大可能的，因为它虽然能得到产品的各个属性，但却无法得到各个属性之间的权衡（trade-off）。联合分析则定量地解决了这个难题，它是对消费者购买决策的一种现实模拟[3]。在实际的决策过程中，由于价格等原因，消费者要对产品的多个属性进行综合考虑，往往要在满足一些要求的前提下，牺牲部分其他属性，是一种对属性的权衡。
&&& 联合分析是一种评价消费者偏好的方法，它采用分解的办法，通过让消费者给一系列的产品轮廓（product profiles）赋值来计算偏好参数，这些参数可以是分值（path- worths）、权重（importance weights）、理想点（ideal points）等等[4]。由于在消费偏好选择中存在着普遍的个体差异，联合分析通常只用于个体水平。如果将相似的消费者作为一整体来看待，聚类分析则使联合分析扩展到了群体水平，使它的应用更加广泛[5]。
&&& 让我们来看一个简单的例子，一个消费者要购买一台电脑，于是他去了中关村海龙大厦，看到一台电脑的配置是这样的：品牌，戴尔；处理器，P4-3GHz；内存，512MB；显示器21-inch；硬盘，80G；价格，11198元。我们假设这个消费者的选择模型是加法模型（additive model），那么，这台电脑的每一种属性的效用分值就可能为表1中的数值。 表 1 消费者对电脑的内在评价
&&& 总效用是消费者对每个产品的内在评价，在加法模型中消费者会根据总效用的大小来选择产品。可见，联合分析既是一种实验设计方法&&消费者去海龙大厦见到的很多产品相当于呈现产品轮廓；也是一种数据分析方法&&分值和权重相当于属性效用。通过系统地改变产品的特征组合并且利用消费者对产品轮廓的打分，我们便可以从统计学上推导出消费者对每一个产品特征的潜意识的分值[6]。不同于简单的直接问问题的方法，联合分析的被试不能简单地说：所有的属性都是重要的，他们必须权衡产品的不同方面（就像真实生活一样），要通盘考虑产品各个方面的品质，不论他喜不喜欢。这样，我们就可以模拟出消费者的决策行为[7~9]，可以预测出不同类型的消费群体决策的结果，并利用这些信息开发出具有竞争力的产品。图1就是联合分析的一般过程。
&&& 2 联合分析中的三种偏好模型（Preference Models）
&&& 　　要计算每个产品在消费者心目中的效用，先要计算组成该产品的每个属性水平的效用分值，通常有三种方法：矢量模型(vector model)、理想点模型（ideal point model）与分值函数模型（path-worth function model）[10]。有时也可以将它们混合起来综合运用，允许一些属性用分值函数模型来计算，而另一些属性用矢量模型或理想点模型来计算[11]。
&&& 　在矢量模型中，我们假定每一个产品组合有.p个属性，每个属性有p个水平,那么对于某个给定的被试，我们用来表示第p
&&& 个属性的第p个水平的分值贡献或效用，则产品的效用为： p。
&&& swy==n&pwpyjp1。
&&& 其中，wp表示消费者对. p属性的权数估计，如图2。可以看出，线性矢量模型中，随着一种产品某一属性. p数量的增加，消费者对它的偏好也会线性增大。
&&& 在理想点模型中，需要在参数选择和权数距离之间确定一个理想模型，其理想的属性水平构成曲线的峰点，如图3。产品的效用与d的平方负相关：
&&& D2j=&np=1wp(yjp-xp)2。
&&& 其中，yjp表示属性p的第p个水平的分值贡献或效用xp
&&& 表示消费者的心理评分；wp表示消费者对属性. p的权数估计。
&&& 在分值函数模型中，属性水平是离散的，某一个属性水平上的偏好最大，如图4。产品的效用为：
&&& Sj=&np=1fp(yjp)
&&& 其中：yjp表示属性p的第j个水平分值贡献或效用；fp表示水平yjp的函数。
&&& 图2 矢量模型&&&&&&&&&&&&&&&&&&&&&&&& 图3 理想点模型&&&&&&&&&&&&&&&&&&& 图 4 分值函数模型&&
&&& 3 联合分析的步骤
&&& 3.1 正交设计（Orthogonal Design）与产品模拟
&&& 3.1.1 正交试验
&&& 多因素的试验处理会因试验因素及其水平的增加而急剧增加，从而使试验的实施变得困难，甚至无法实施。对于因素数目在三个以上的多因素试验，可以在一定条件下挑选部分处理做试验，并能对其进行严格的统计学分析。正交试验设计就是常用的一种部分试验设计方法[12]。
&&& 正交试验是用正交表来安排和设计试验的，正交表是一种规格化的表格，其表示方法为：Ln(Km)。&L&表示正交表；&n&表示这张表有n行，即用这张表安排试验要做n个处理，且处理自由度为n-1；&m&表示正交表有m列，是最多可安排的试验因素；用来安排试验因素、处理及各种变因；&K&表示表示参试因素皆为k个水平。例如：表2是L9(34)的一种试验方案。
&&& 在表2中，第一列安排因素A，则第一列的1，2，3分别表示A1，A2，A3；第二列安排的是B，则第二列的1，2，3分别表示B1，B2，B3。4个皆3水平的因素的全因子处理共有81个，而在这张表中只需做其中的9个处理，是81的九分之一。需要注意的一点是，如果交互作用存在，那么这张表中就只能安排A与B，否则效应就混杂了。正交表具有正交性，它必须具有三个特点：（1）各列中每个数字出现的次数相等；（2）任意两列水平的不同搭配方式重复数相同；（3）对正交表进行初等变换，不改变其正交性。& 表 2& 正交试验表&
&&& 3.1.2 确定产品或服务的属性与属性水平
&&& 联合分析的第一步是确定产品或服务特征的属性，所确定的属性应该是影响消费者偏好的突出属性，既不能太多，也不能太少。属性过多会加重消费者负担，或者降低模型预测的精确性；属性过少，又会因模型中丢失了一些关键信息而严重降低模型的预测能力[13]。
&&& 确定了属性之后，还应该确定这些属性的水平，属性与属性水平的个数将决定联合分析过程中要进行估计的参数的个数，也将影响被调查者所要评价的产品轮廓个数[14]。为了减轻被调查者的负担，同时又要保证参数估计的精度，实验需要恰当地安排属性水平的个数。一个属性的各个水平的效用函数可能是连续性的，如价格中的5000元、10000元和15000元；也可能是非连续性的，如品牌中的戴尔、IBM、惠普等等。对于连续性的数据来说，如果选取的属性水平过少，该研究的信度就值得怀疑。但如果属性水平过多，又会增加研究的成本和难度。进一步的研究还表明：各属性所含的水平数目应尽可能平衡，因为一个属性的水平数目增加时，即使起点保持不变，该属性的相对重要性也会提高[15]。
&&& 3.1.3 产品模拟
&&& 在实际购买中，影响消费者做出决定的属性可能会多达十几种或者更多。为了简要说明联合分析的过程，我们假定消费者所关注的电脑的属性只有四种：品牌、处理器、内存和价格，每个属性的水平数相同，都是三种。如表3。 表 3 电脑的属性及其水平
&&& 利用上述特征与特征水平可以组合成81种（3&3&3&3）虚拟产品。如果受访者对所有81种虚拟产品进行一一评价，那将是十分麻烦的。正交设计可以将试验处理数降为9，大大减少了被试的负担。表4是由SPSS软件的Orthogonal Design板块得出的一种正交试验方案。 表 4& 模拟的产品轮廓
&&& 3.2 数据收集与分析
&&& 3.2.1数据收集
&&& 数据收集是联合分析的基础性工作。联合分析发展40年来，每一次数据收集办法上的改进，不只是其简易性和操作性上的进步，更是其背后的理论与分析方法上的进步。它从一个侧面反映了联合分析发展的轨迹。具体的方法有：全部呈现、正交设计或者是正交加随机呈现等&&这要视属性及其水平多少而定。在大多数的联合分析任务中，产品轮廓是描述性的；但也可以将他们制作成图片或实物来呈现以提高实验的效度。
&&& 全轮廓法也叫多项法（或多因子评价法，multiple-factor evaluations）。由全部属性的某个水平构成的一个组合叫做一个轮廓。每个轮廓分别用一张卡片表示，如图5。受访者需要对估计数据集的九个属性组合（产品轮廓）进行打分评价，打分形式采用百分制。
&&& 之后，随着联合分析的日益流行，人们希望用它来测量更多的属性和属性水平。80年代，产生了一种混合的分析方法叫适应性联合分析（adaptive conjoint analysis, ACA）[16]。
&&& ACA的调查访问过程中，被试先对每一属性的各个水平进行排序；然后再对属性的重要性进行评分；接着被试要在一个两端各有一个轮廓的九点量表上评分，说明自己更喜欢哪种轮廓和喜欢程度，如图6。
&&& 最后将出现2个至9个轮廓，每个轮廓最多由8种属性组成，要求被试按其购买这些轮廓产品的可能性大小，在0~100购买可能性量表上评分。这已不仅仅是分解的技术了，它将消费者自评（self-explicated）的方法包括了进来，可以针对每个被试形成个性化的结合访谈。被试不用对所有的属性及属性水平进行分析，就可以提供比一般的全轮廓法更加全面的属性分析，从而大大减轻了被试的负担。
&&& 到了九十年代，研究者开始让被试去简单地选择产品轮廓而不是让他们对产品轮廓进行排序或打分，并且它增加了&不选&项，允许被试不做出选择，如图7。 尽管它的每一个问题都很长，但这种方法是一个进步，因为在实际生活中，消费者是不会在一张量表上对每一个产品打分的，他们仅仅是选择某个产品。这种方法叫做基于选择的联合分析(Choice-Based Conjoint, CBC)[17]。CBC模型中的试验设计方法一般分为三种：手工的方法、计算机优化的方法和计算机随机的方法。这里我们只简单介绍一下手工的方法。手工的方法基本上用的也是正交设计试验的思想，我们称之为LMN设计[18,19]。N表示一张卡片上包含的产品轮廓数，每一个轮廓是一个选项；M表示产品的属性数目；L表示每个属性的水平数。在上面的例子中，N=3，M=4，L=3。我们假定产品轮廓中的属性互不相同，共有M&N个属性，在正交设计表中即有M&N列。因此我们可以用L27(313)来安排试验，这样我们总共要做27个处理，即呈现27次由三个产品轮廓和一个&不选&项组成的卡片。
&&& 3.2.2数据的分析&
&&& 正交试验设计的数据分析方法有多种：直观分析、级差分析、方差分析、回归分析等。回归分析中，又有最小二乘法回归（OLS）模型、洛基回归（LOGIT）模型等方法。多种方法之间并不能简单地比较优劣，要根据具体情况而定，这与偏好模型、数据收集方法、属性及属性水平数目、有无交互作用等有关。& 表5 级差分析 我们先用级差分析的方法来计算属性的效用。在表5中，K是每个属性的各个水平之和；由于每个属性的每个水平重复了三次，故可求出个属性水平的均值k；用每个属性的最大平均值减去最小平均值得个属性的级差R。R越大，说明该因素对结果的影响越大。在上表中，价格的影响显然最大的。从平均值看，品牌以IBM最好，处理器以4GHz最好，内存以1GMB最好，价格以8798元最好，所以综合了这几个特征的产品是最受欢迎的。
&&& 在上面的例子中，我们初步得出品牌IBM，处理器4 GHz，内存1GMB，价格8798元的产品是最好的，但这个组合我们没有进行处理，需要进一步地验证它。我们可以通过方差分析来验证它。经计算，得出：SS总 = 884.22；SS品牌 = 113.55；SS处理器 =126.89；SS内存 = 64.22；SS价格 = 579.55；我们将内存的方差作为误差项就会得到F品牌=1.768；F处理器=1.976；F价格=9.024。因为F0.05(2,2) = 19.00，所以品牌、价格和处理器均未达到显著水平，这说明这四种属性对消费者的重要性是相同的。在使用正交试验时，我们假定了消费者的选择模型是加法模型，由每一种属性的最好水平组合成的产品肯定是最受欢迎的，上面的方差分析也验证了这一点。但消费者的愿望与商家的期望是相反的，这种产品厂家赚不到好的利润，自然不会生产。厂家会在市场分额与利润之间做出权衡，同时消费者也只能在厂家提供的产品中做出选择。
&&& 除了级差分析和方差分析，我们还可以用回归的方法来分析它，当数据量很大时，我们一般用统计学软件来完成。这里我们以最基本的最小二乘法回归模型为例进行说明，该模型是对一组自变量组成的模拟矩阵进行分析。每个自变量表示一个属性水平的有或无；因变量是一个产品轮廓的评价值。估计用的模型可表示如下：
&&& U = b0+b1x1+b2x2+b3x3+b4x4+b5x5+b6x6
&&& +b7x7+b8x8
&&& 其中，x1至x8均为虚拟变量。属性水平用分值函数模型来估值，各属性的相对重要性之和为百分之百。根据上面的数据由SPSS得出表6，其结果含义不再赘述。 表6 最小二乘法回归模型
&&& 4 联合分析的信度与效度
&&& 在消费者研究中，偏好的测量是基于态度理论中的价值期望模型的。建立模型后还须对结果的信度和效度进行评价，以评估在个体层次和群体层次上联合分析模型的正确性。
&&& 联合分析的信度一般包括时间信度（在随后的某个时间里用相同的工具重复结合测验），属性信度（当属性变化时，其中不变的属性的分值的稳定性），属性水平信度（得出的分值对于轮廓的子集的敏感性）和数据收集方法信度（分值对于数据类型、数据收集过程、因变量类型的敏感性）[20，21]。常用的方法有：评价模型的拟合优度（goodness-of-fit），例如，如果采用的是虚拟变量回归，那么可以用R2的值来说明模型对数据的拟合程度；或者用检验一再检验法（test-retest）来评价信度，即在调查后的某一阶段，让消费者重新评价某些选定的产品模拟，然后通过计算两组产品模拟分值之间的相关来评价效度。
&&& 联合分析的效度研究一般包括三种方法[21]：比较真实市场份额与通过市场模拟预测的市场份额（群体水平）；预测消费者真实的购买行为，例如，消费者愿意为新产品花多少钱，在模拟的购物实验中消费者会选哪个牌子，或者哪一种商品的折扣券被选择（个体水平）；预测几天后消费者的真实选择（个体水平）。在这些研究中，比较真实市场份额与市场模拟的份额的研究预测效度最高，但将它用于市场预测仍然是有难度的，因为有很多市场混淆变量的存在，诸如广告、分销等。尽管如此，联合分析还是在市场研究中显示了它的威力。Benbenisty 在1983 的一篇研究中预测AT&T公司进入数据终端市场后的份额将是8%，而四年后，AT&T的实际市场份额很接近8%。
&&& 5 应用及前景
&&& 商业中的市场模拟器是以联合分析为原理的应用软件：将数据（消费者分值矩阵）输入到市场模拟器中，就可以预测一系列市场问题。第一代的市场模拟器非常简单，它仅限于输入一系列的产品轮廓和消费者分值矩阵。市场模拟的结果一般是某一品牌的市场份额，而这种信息及它们的灵敏性也很有限。经过40多年的发展和应用，现在的模拟器已变得更加精确，它充分考虑了竞争对手的反应并允许被试使用、感受和考虑真实的产品，对单个产品，多种产品（自己的产品与竞争对手的产品），针对竞争产品的系列产品等等进行多方面的模拟[22,23]。联合分析的应用对象也远远不只是消费者了，它已广泛地应用于旅游、娱乐、保健、博彩、复杂产品与系统、法律诉讼等诸多领域。数据收集方法也从配对法、打分法发展到了网络、多媒体、实物、计算机程序等新的方法和新的呈现方式，数据收集变得更容易了。
&&& 联合分析是从呈现产品特征开始的，但在真实的市场环境中，这些信息往往不是同时发生的；而且学习、疲劳、自我认知上的偏差和任务呈现顺序的偏差也会影响到测量结果，这就需要将信息在消费者中的扩散方式包含到消费者的选择模型当中来[24]。同时，消费者偏好的精确测量，并不能保证一个公司在进行产品设计和开拓市场时不仿效它的竞争者。这就需要建立一个能包括公司、竞争者和消费者三方反应的均衡模型[25]。对于复杂的产品（如汽车、办公技能等），联合分析时需要被试对上百个特征做出评价，这大大超出了被试的承受能力，新的方法如分层贝叶斯[26]，多面体方法，混合方法等虽然大大拓展了数据收集的能力，但仍不能满足这种要求。这些理论上的诸多难题有赖于研究工具与研究方法的进一步发展，但毫无疑问，联合分析经受住了时间的考验，并日益受到了研究者的青睐和重视。
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论文写作技巧　　面对全球金融危机，出口受阻、内需不旺使中国经济遭遇前所未有的困境。2009年1月，中央一号文件《中共中央国务院关于促进农业稳定发展农民持续增收的若干意见》提出“扩大国内需求，最大潜力在农村”。深入研究农民消费行为及其制约因素，对扩大内需、拉动经济发展具有重要的意义。本文定量研究农民消费行为的特征及其影响因素，并提出相关政策建议。
　　一、农村消费行为的特征及变化趋势分析
　　改革开放以来，农民消费结构发生了巨大变化。年，农村居民的恩格尔系数在59%以上，属于贫困阶段；年，恩格尔系数在50－59%之间，为温饱阶段；年更降至40－50%之间，步入小康阶段。农村消费结构趋于高级化，主要体现在三大变化：一是食品、衣着等基本消费支出比例下降；二是现金消费比例增加；三是更注重居住质量；四是对文化娱乐、交通、通讯、医疗保健等服务需求增加，占消费总开支的比例从1990年的10%左右升至2006年的近30%。以家电为主的新型耐用消费品、小型农用机械等家用生产设备的消费开支比例逐年上升；住房面积及单位价值不断增长，住房质量上升，钢筋混凝土结构增多。
　　根据消费经济理论，可支配收入、消费环境、消费意识等均可影响农民的消费行为。本文在定性分析的基础上，结合国内文献研究，提出相关的研究假设。
　　1.可支配收入
　　调查显示：年，农民收入大幅度提高，人均纯收入从990.38元提高到5025.08元，扣除价格因素后实际增长2.4倍。农民收入结构发生了显著变化：（1）随外出务工人员增加，农民的现金收入渠道拓宽，工资性报酬的比重从20.16%上升至31.93%。家庭经营收入（包括种植业和畜植业收入）仍是主要的收入来源，但占比从71.11%降至60.66%。（2）现金收入逐年增加，占家庭纯收入的比重从68.32%增长到85.61%。但有研究指出：现金收入的增长并不意味着农民纯收入的提高。即期粮食出售收入的增加，很可能是上年收割在当年的集中转化，并不代表当年粮食产量的增收。（3）农民收入水平总体水平仍较低，仅相当于发达国家农村居民收入的1／10－1／40，影响了经济的良性循环：因收入低，生产投入不足，生产效率低下；因资本不足，农产品加工业得不到发展，商品化率低……结果陷入低储蓄→低投资→低资本积累→低经济增长的困境。
　　据此假设：持久收入水平与消费倾向正相关，暂时收入水平与消费倾向负相关。持久收入水平越高，消费欲望越强，消费倾向越明显；暂时收入水平越高，储蓄欲望越强，消费倾向越低。
　　2.农民就业渠道
　　在以家庭为主的农村经济中，农民既是消费者，又是直接的生产者和投资者。生产消费和生活消费交织在一起。当要素投入和产出品价格不确定时，农民的经营收入也不确定，加上农村人多地少，存在大量剩余劳动力，迫切需要扩大就业渠道，确保稳定的收入。当前农民获取外延收入的路径主要有：外出务工、乡镇企业产品加工和农副产品外销，但前景不容乐观。首先，城市本身存在下岗和再就业压力，纷纷出台政策限制农民进城打工。其次，农业经济结构不合理，表现为农产品质量不高、加工程度低，农业区域结构趋同，缺乏特色产业集群。当因经济或金融危机、无序竞争导致市场萎缩时，农业经济对劳动力的吸纳能力下降。而乡镇企业多存在规模小、技术、资源、人才短缺等问题，难以适应国家可持续发展战略，或被迫关、停、并、转，或由劳动密集型向资本密集型转变，技术型人才需求增加，普通劳动者的用工需求下降。2006年，乡镇企业每万元固定资产仅吸纳0.8个劳动力，对农民收入增加的贡献有限，难以成为持久动力。再者，农村信息网落后、基础设施不完善、信息流通不畅，农民难以准确把握市场供需状况，产品外销困难。
　　本文用非农行业乡村从业人员数（NEt），即乡村就业人数中乡镇企业、私营企业和个体企业就业人数的占比代表其他收益来源。受农业、乡镇企业吸纳劳动力的能力有限，以及现有大城市承载人口压力增大等条件制约，农村劳动力转移困难，制约了农业现代化进程。据此假设：NE仅与暂时收入正相关。NEt越高，说明短期效益越好，就业需求和农民暂时收入增加，但因暂时收入与储蓄倾向正相关，因此NEt对消费倾向（Ct）的正效应不显著。
　　3.食品零售价格指数
　　这里所说的食品零售价格，是指大米、小麦、玉米三种粮食和肉禽蛋、水产品、蔬菜等与农民收入息息相关的农产品全国集贸市场均价。中国作为发展中国家，农业抵御自然灾害的能力较弱，灾害平均损失率大约是粮食6.5%，经济作物6%，大牲畜10%。由于自然灾害频发，农民种植和养殖收入面临较大的不确定性。农村市场经济改革进程滞后，政府对农产品价格的干预使市场信号失真，难以真正发挥资源配置作用。在粮食丰产年份，政府制定最低价格以保证粮农收入不受市场价格下降的影响；而在粮食减产年份，政府则出售储备粮以平抑粮价。该做法旨在稳定粮农收入，但同时造成市场价格扭曲，市场不确定性难以通过价格机制传递给生产者。农民难以获得真实的市场信号以调整生产。
　　本文用食品零售价格指数Pt（）反映农产品价格的变化。指数越高，说明销售情况越好。但由于农产品实际上是完全竞争产品，既缺乏价格需求弹性，又缺乏收入需求弹性，增产难以增收。据此假设：Pt对农民消费的影响不显著，农民只能根据上一期价格指数的情况来预测当期消费。滞后一期的食品零售价格指数（Pt-1）与农民消费正相关。
　　4.农业支出占财政支出的比例
　　受农业政策的影响，农民收入经历了高速→平稳→减缓的变化过程，与之相对应，农民消费可分为五个阶段：第一个阶段（）为高速增长期。该时期实行家庭承包经营责任制、提高农副产品收购价格、减免农业税等农业政策，农村居民收入水平由134元增加到355元，扣除物价上涨因素，年均增长16.5%。农村消费品零售额占社会消费品零售总额的比重由41%上升到53%。年均农业支出163.3亿元，占财政支出的比例为13.2%。第二阶段（）为缓慢增长阶段。该时期改革和发展的重心由农村转向城市。农村居民实际收入年均仅增长4.9%。年均消费增速同步放缓。农业支出占财政支出的比例降至8%，为186.9亿元。第三阶段（）为增长停滞期，该时期建立乡镇财政，农林牧副渔总产值年均增长4.8%，但粮食收购价格持续下降，出现农业增产而农民不增收甚至减收的局面。农民收入年均增长1.9%。年均农业支出307.1亿元，占财政支出的比重增至9.3%。第四阶段（）为恢复增长期。年均农业支出525亿元，占财政支出的比例升至8.8%。1993年7月，《农业法》颁布，提出农村增产和增收的双重目标。1994年实行农村分税制改革，农业生产资料价格由升转降，粮食收购价格则由降转升。农户收入年均增长4.1%。消费年均增长6.1%。第五阶段（1998一现在）为现代农业发展阶段。1998年，中央农村经济工作会议明确提出“农业增产、农民增收、农村稳定”的指导方针。2003年，国家实行农村税费改革，取消烟草以外的农业税，对粮农直接补贴；进一步取消统筹费、农村教育筹资、行政事业性和政府性基金、集资，取消屠宰税；改革村提留征收使用办法等。农村居民负担下降30%。
　　可见，农业政策对农民收入和消费的影响很大。我国农村社会保障体系存在层次低、覆盖面小、社会化程度不高等缺陷，以现金为基础的养老和失业保险制度缺失，财政支农比重不足10%，一定程度上制约了农村经济的发展。农业补贴或农业税减免虽在某种程度上缩小了贫富差距，有利于社会公平，但也会造成稀缺资源的配置失衡。农民获得政府转移支付只是部分替代了其他纳税人的需求，并未从根本上达到扩大内需的目的，难以实际带动经济增长。据测算，中央财政对税费的305亿元转移支付中，即使70%直接用于农民减税，也只能使人均负担减少23元，这无疑是杯水车薪。农村基础设施弱、供电不正常、电价过高、缺水、信号接收能力弱等问题严重影响了“家电下乡”的政策实施和农民消费结构的升级。孙颖、郑春梅采用聚类分析法研究我国农村居民的消费特征，发现国家政策对农村居民生活水平影响显著。
　　农村消费环境的改善对消费结构的影响至关重要。本文用农业支出占财政支出的比例（AEt）反映国家财政对改善农业消费环境的贡献。这里所说的农业支出，主要用于支农、农业基本建设、科技和农村救济（合作医疗和村民委员会补助）。研究中假设：AEt应与消费倾向正相关。AEt越大，说明农村消费环境改善，消费意愿增加。
　　5.教育程度
　　教育师资、经费缺乏是导致农民文化素质和劳动技能低下的重要原因。2005年以前，全国财政支出中安排给农村义务教育的比重逐年降至5%以下。《2004年国民经济和社会发展统计公报》表明，农村居民人均纯收入实际增长4.68%，农村家庭的教育支出年增长率超过20%。家庭的教育支出已经数倍于收入的增长。年，国家由西部向中部和东部地区逐步推广农村义务教育政策，对农村义务教育的财政支出逐年增加。2007年，财政部、教育部印发《关于调整完善农村义务教育经费保障机制改革有关政策的通知》，决定3年内新增经费470亿元用于完善农村义务教育经费保障机制。据2008年官方提供的数据，农民平均受教育年限不足7年，4.8亿农村劳动力中，小学文化程度和文盲半文盲占40.31%，初中文化程度占48.07%，高中以上文化程度仅占11.61%，大专以上只有0.5%。2008年农民人均收入4761元，而大学生每年学费加最低生活费开销动辄上万元，支出为收入的3倍以上，教育负担沉重。不少农家学子苦读考上了大学却读不起书。教育投入不足导致农村人力资本禀赋低，生产效率难以提升。
　　由于缺乏对农村教育开支的专项统计指标，加上2003年以后教育统计口径发生了较大变化，本文以农村高中毕业人数（EFt）作为农村教育程度的衡量指标，EF越大，说明农村人力资本禀赋不足，不利于消费结构的升级。据此假设：EFt与消费倾向负相关。
　　6.利率的变化
　　利率的变化对消费兼有替代效应和收入效应。提高储蓄存款利率会激励消费者减少当期消费、增加储蓄以获得稳定的银行利息收入（替代效应），但利息收入的增加反过来又会刺激当期消费（收入效应）。转型初期，农民积极购买短缺物资，收入效应一般大于替代效应，消费的利率弹性系数表现为负。但随着改革深入，不确定性增加，农民的消费行为从攀附式和集中式消费向追求效用最大化的理性消费转化，谨慎性消费心理增加。在当前养老、医疗、教育等社会保障体系不完善、出口急剧减少、内需严重不足的经济萧条背景下，人们对未来经济发展的预期悲观，利率的替代作用凸显，利率弹性逐渐为正。
　　研究中以一年期实际存款利率（RIt）为控制变量，将其定义为一年期名义储蓄存款利率减去当年农村居民消费价格变化率。据此假设：当经济预期悲观、储蓄动机增强时，利率的替代效应大于收入效应，与消费倾向负相关。当经济预期乐观，投资、生产动机增强时，利率的收入效应大于替代效应，与消费倾向正相关。
　　二、对农民消费行为影响因素的定量研究
　　对消费行为的研究，是制定农村政策以拉动内需的前提。研究假设：（1）农户消费有限理性化。随收入增加，农民消费需求逐步高级化，消费行为从“无风险预期”向“风险预期”转变。但受人性弱点和教育程度的局限，农民仍存在从众、攀比的行为动机。（2）追求跨期效用最大化。农民往往属于保守型投资者，对风险的预期较高，因此当期消费动机小。
　　（一）收入的分解
　　根据Friedman的定义，持久收入和暂时收入必须满足：
　　（1）YPt和YTt是正交的；
　　（2）E（YTt）＝0；
　　（3）YTt是平稳序列，没有单位根。
　　由于持久性收入和暂时性收入难以区分，Friedman（1957）提出了指数平滑法，将持久收入的公式设定为：
　　YPt＝λyt+λ（1-λ）yt-1+λ（1-λ）2yt-1+… （1）
　　0＜λ＜1
　　YTt＝Yt-YPt （2）
　　依据经济发展水平划分的方法，持久性收入和暂时性收入与消费者的消费期望和地区经济增长密切相关。当消费者所在地区经济增速较快时，消费者会将收入增长视为一种持久性的收入增长，并将现期收入作为持久性收入进行消费，表现为较大的消费倾向。反之，当地区经济增速缓慢时，则倾向于将收入超常增长部分视为暂时性的收入增长。据此将当期收入（Yt）对人均GDP回归，用拟合的收入作为对持久收入（YPt）的估计，用残差部分的收入作为对暂时收入或损失（YTt）的估计。相关回归方程为：
　　LnYt＝α+βlnGDP+ε （3）
　　LnYTt＝LnYt-LnYPt （4）
　　（二）回归分析
　　本研究利用《中国统计年鉴》和《中国农村住户调查年鉴》提供的年年度数据，采用Eviews6.0统计软件，分析影响农民消费的制约因素。研究中采用三步分析法：（1）先用消费价格指数（）对消费支出进行可比计算，以克服价格变动对农村居民消费结构的影响，以平均消费倾向（Ct）为因变量，以收入（Yt）为自变量进行回归，以找出收入对消费的影响。（2）接着，将t期收入（Yt）细分为持久收入（YPt）和暂时收入（YTt）进行回归分析，以检测农民消费对持久收入和暂时收入的敏感性。（3）考虑到价格影响的滞后性和各变量数据在时间序列上的不一致，先从利率（RIt）、农民就业渠道（NEt）、滞后1期的食品零售价格指数（Pt-1）、农业支出（AEt）中找到年间影响消费的关键因素，然后加入教育程度变量（EFt），采用年的时间序列数据，建立相关的回归方程。为消除非线性关系的影响，对所有变量取自然对数进行回归分析。相关回归方程为：
　　LnCt＝α0+α1LnYt+εt （5）
　　LnCt＝α0+α1LnYPt+αLnYTt+εt （6）
　　LnCt＝α0+α1Pt-1+α2NEt+α3RIt+α4AEt+α5EFt+εt （7）
　　相关回归结果见表1.回归分析表明：
　　（1）收入水平（LnYt）与平均消费倾向（LnCt）负相关。这可能源于两方面的因素。一是农民整体收入水平偏低，农民更注重储蓄，而将生活消费维持在一个较低的水平。二是负担沉重。多数农民对未来教育、医疗开支存在悲观预期，加上经营性收入占比下降，储蓄动机增加。为进一步研究不同收入群的消费偏好，比较2006年高收入群（年人均收入≥3000元）、中上收入群（2000≤年人均收入＜3000）、中下收入群（1000≤年人均收入＜2000）和低收入群（年人均收入＜1000）四组家庭各类消费支出的年增长率和其在家庭总支出中的占比。研究表明：（1）高收入组的消费增长（14.89%）远远高于其它各组。说明购买力整体向高收入组集中，低收入阶层对消费拉动的能力有限。（2）中低收入组的平均消费倾向较高，边际消费倾向较低；高收入组的平均消费倾向最低，边际消费倾向最高。这证实了王曼的研究结论：不同收入阶层的消费需求不同。低收入阶层为贫困型消费群体，靠不多的积累和借债度日。中下收入阶层消费仍以生活必需品为主，对各类消费品需求呈数量扩张，具有相对较高的消费倾向，青睐低档次的耐用消费品，是社会消费的主体。中上收入阶层的基本生活消费品已有保障，对消费品需求已从数量增长型扩张过渡到质量型阶段，对消费品牌、档次表现出明显的关注。边际消费倾向和购买力弹性较低，以积累能量升级消费结构。高收入阶层由于基本消费已得到满足，边际消费倾向较高，平均消费倾向较低，消费观念明显城市化，对高档耐用消费品的需求旺盛。
　　（2）持久性收入（YPt）、暂时性收入（YTt）均与平均消费倾向（Ct）显著负相关，且持久收入弹性（0.5484）小于暂时收入弹性（0.9479），这与预期的结论相反，暗示消费对暂时性收入敏感。这从某一层面上证实了本文的猜测：对处于中低收入水平的大多数农民家庭，消费开支主要为了满足生活的需要。由于社会保障制度不完善，农民根据现行家庭消费开支的情况，往往对未来的教育、医疗开支具有较高的预期，会将正常的持久性的收入列入储蓄计划，以筹集未来所需要的开支；而将额外的暂时性收入用于改善生活。
　　（3）考虑到农业支出、企业效益、教育程度、市场变化等均会对收入产生影响，我们进一步以年农业支出占财政支出的比例（AEt）、就业渠道（NEt）、农村高中毕业人数（EFt）为自变量，以实际利率（RIt）、滞后1期的食品零售价格指数（Pt-1）为控制变量进行回归，结果表明：农业投入（AEt）不足是农村消费市场疲软的最根本原因。滞后1期的食品零售价格指数（Pt-1）与消费倾向（Ct）显著正相关。说明由于市场信号失真，价格对农民消费行为的影响具有滞后性。农民往往根据上年的营销收入（而不是当年的营销收入）来决定即期消费开支。利率（RIt）与消费倾向（Ct）显著正相关。这与国内多数学者的研究结论相反，暗示对收入层次低、收入渠道不宽、具有强储蓄动机的农民来说，利息收入很可能是其生活消费支出的一个重要来源。农村有民间借贷市场，农民相互拆借资金并视其为朴素的投资方式，将获得的利息收入贴补家用。当利率上升时，农民会用增加的利息收入用于改善生活，使消费开支增加。遇到经济萧条，农民宁愿减少生活消费，也不愿放弃储蓄，以备未来教育、养老、医疗所必需的庞大开支。这说明转型期在消费环境尚未改善的情况下，仅仅依赖利率调节农户消费行为存在不确定性。当农民对未来收入或消费支出预期的不确定加大时，“预防性储蓄”动机增强，会全部或部分抵消“利率下调”对大额消费（如住房、交通、通讯开支）的刺激作用。这也是为什么“降息”不能促进消费的一个主要原因。
　　三、研究结论与政策建议
　　研究表明：启动内需，不能单纯依靠利润调节，更重要的是要改善农民消费环境和农业生产结构，拓宽就业渠道，减轻农民负担。据此，提出相关政策建议如下：
　　1.健全社会保障体系。国家必须因地制宜，建立符合各地区实际、多层次、多标准的社会保障体系，让农民老有所养、子有所教、病有所医，对生活开支和生活质量有明确的预期，从而刺激生活需求。
　　2.拓宽农民收入来源。一是政府应加大对农业科技、水利、环保、保险等方面的补贴，保护和支持农业发展。二是通过信贷支持、多渠道融资扶持乡镇企业，尤其是农业加工业的发展，建立健全农产品加工链，以拉动就业，拓宽收入渠道。要进一步落实土地规划，“迁村并点”建立集生产一加工基地一消费于一体的市场集群，实现集约化规模经营。三是根据农民消费的选择次序，重点开拓农业生产资料市场和建材市场。四是发展农村龙头产业和支柱产业，尤其是食品加工及饲料产业，带动相关产业的发展。
　　3.改善农村消费环境。农村商品市场长期处于一种非规范化的状态，市场秩序混乱。缺乏完善的送货、安装、售后服务，假冒伪劣产品到处充斥，抑制了农民消费的积极性。国家应加强农村基础设施投入，降低水、电、交通和通讯等的收费标准；鼓励农民对家电、电话、运输工具等耐用消费品的消费；确保农民负担的增长低于农业经济和农民收入的增长；实现生产、生活、信息、技术、资金、物资加工、储运、教育、销售等全方位农业服务经营，营造良好的消费环境。据测算，如果将现行电价（0.78元／度）调低40%，每百户彩电消费量将增加115台；如果实现村村通自来水，洗衣机每百户消费量将新增226台。2009年2月起，中国推行家电下乡政策，农民购买彩电、冰箱、洗衣机、手机、摩托车、电脑、热水器、空调中的两种，可享受额度13%的政府补贴，以刺激农村对高档消费品的需求。
　　4.加大教育和科技投入，提高农村人力资本禀赋。教育作为一种社会公益事业，国家应视为公共产品保证其供给。政府有义务将公办教育的收费维持在一个合理的大众化层次上，以降低民众负担。此外应逐步建立健全科技下乡机制，促科技成果向生产转化，缩小城乡差距。
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