一、引言居民为了预防未来收支的不确定性需要进行预防性储蓄，如果同时存在流动性约束，预防性储蓄动机将进一步增强①(迪顿，2003)。现有研究表明中国农村居民显著存在流动性约束与预防性储蓄动机(万广华、史清华、汤树梅，2003；杭斌、申春兰，2005；Giles and Yoo, 2007；易行健、王俊海、易君健，2008)，预防性储蓄动机的显著存在为加速发展正规金融及社会保障体系提供了经验证据，但是中国农村地区正规金融和社会保障系统的完善尚需要较长的一段时间。与此同时，中国作为一个传统的关系型社会，家庭的社会网络②能够提供互惠的帮助，社会关系越多的家庭在遭受冲击时往往越容易寻求并获得帮助(王铭铭，1997)，以应对不确定性和流动性约束。社会网络在消费保险、促进就业、减少贫困以及创办自营工商业等方面的作用部分得到了证实(Rosenzweig and Binswanger, 1993; Fafchamps and Lund, 2003; Dehejia、DeLeire and Lutter, 2007；张爽、陆铭、章元，2007；马小勇、白永秀，2009；章元、陆铭，2009；马光荣、杨恩艳，2011)。但是到目前为止尚少有文献研究社会网络对居民家庭储蓄行为的影响机制，本文将就家庭社会网络对中国农村居民家庭的储蓄率的影响进行实证检验，同时检验社会网络对储蓄率的作用与家庭收入水平的关系，并进一步探讨家庭社会网络的保障功能是否会随着居民家庭收入增加、正规金融的发展以及市场化程度的提高而显著减弱。本文其他部分的结构安排如下：第二部分是对已有文献进行综述并提出理论假说；第三部分是数据来源、变量选择与描述性统计；第四部分是实证检验与稳健性分析；第五部分是扩展讨论；第六部分是结论、政策建议以及进一步研究的方向。二、文献综述及理论假说(一)国外相关理论研究与实证检验文献回顾在凯恩斯的绝对收入假说与杜森贝里的相对收入假说之后的较长一段时期内，生命周期—持久收入模型由于理论上良好的逻辑一致性、易处理性、可检验性及可拓展性(Browning and Carossley, 2001)，成为研究居民消费与储蓄行为的主要理论框架，该理论框架从效用最大化原则出发揭示了消费者在生命周期内平滑其消费的动机。但是大量经验研究结果表明这一理论框架并不像先前认为的那样具有普遍性，因此后来的研究从多个方面对标准模型进行了扩展与实证检验。迪顿(2003)认为预防性储蓄与流动性约束这两个专题成为超越生命周期—持久收入假说的核心主题，其中预防性储蓄理论强调风险厌恶的消费者为预防未来的各种不确定性对消费的冲击而进行的额外储蓄；而流动性约束则强调金融市场的不完全与消费的赊借能力对消费者在生命周期内实现平滑消费的约束(Hall et al., 1982; Hayashi, 1985; Zeldes, 1989)。后来Deaton(1991)与Carroll等(1992)结合预防性储蓄与流动性约束假说，提出了储蓄的缓冲存货模型，并且认为如果同时存在流动性约束，预防性储蓄动机将进一步增强。对于发展中国家农村地区的人们，特别是主要依靠农业收入的村民，其收入很容易受到气候变化、疾病、自然灾害的影响，存在极大的风险，从而需要通过正式的保险市场或一系列非正式的转移支付实现社区之内的风险统筹(Risk-pooling)，或者通过储蓄和信贷市场来作为完全风险统筹的替代物实现跨时消费平滑(巴德汉、尤迪，2002)。但是在发展中国家，社会保障体系和商业保险市场即便存在，也很不完善，因此农户往往采用基于社会网络的非正式风险分担机制。Scott(1976)讨论了传统社会中农户以礼金互赠、共享耕牛、一起吃饭、相互帮工等形式来互惠互助以降低个人风险，并实现了一个“道德经济体”(Moral Economy)。Townsend(1995)综述了农村居民消费保险的有关文献，提出了进行消费保险的几条途径：储存粮食、细碎化土地、变卖资产、家庭与朋友提供的隐含保险、向金融机构借贷。Deaton(1992)利用持久收入假说的消费模型检验了科特迪瓦的村庄和种族内部是否存在风险分担，结论表明在村庄内部几乎没有任何风险分担的证据，但是在种族集团内部发现了较强的证据来证明风险分担的存在。另外，Coate和Ravallian(1993)研究结果表明越是在贫困的地区，正规保险机制越是缺失，而农户间相互保险越是活跃。Fafchamps和Lund(2003)利用详细的礼品赠送、借贷与资产出售数据检验了菲律宾农村居民之间的风险分担网络，结论表明农村居民面对收入或支出冲击时会出现礼品往来以及非正规借贷，但是较少发生牲畜与粮食出售，并且这种互助保险主要通过亲戚和朋友网络发生作用，而在整个村庄层面发生较少。Yang和Choi(2007)利用菲律宾的家庭数据检验了国外汇款是否对接受国外汇款的家庭具有保障作用，结论表明在居民家庭受到外生冲击时，所接收的国外汇款显著增加，即国外汇款的保障功能非常明显，国外的亲友网络分担了风险。Dehejia、DeLeire和Lutter(2007)分别利用美国消费者支出调查数据(CEX)以及全国家庭与住户调查数据(NS—FH)进行了实证检验，结果表明参与宗教组织具有显著的消费保险与快乐保险的功效。而金融市场的不完全与借贷能力的限制使得农村居民常常面临流动性约束，即使是在美国和日本这样的高水平发达国家，其微观数据也表明消费者常常受到流动性约束(Hayashi, 1985b)。Carroll与Kimhall(2001)通过求解数值解表明在一般情况下流动性约束将显著增强预防性储蓄动机，尤其是对资产较少的居民。Rosenzweig与Binswanger(1993)使用不同的经济计量方法对印度的农村家庭数据进行了检验，发现较贫困的家庭受到的流动性约束较多。Lee(2005)在Dynan(1993)的模型框架下引入外生的流动性约束以区分不确定性，证实存在流动性约束的巴基斯坦农村家庭其预防性储蓄动机强度会进一步增加。Tsai(2004)的研究结果表明即便受到政府管制，非正规金融在发展中国家仍发挥着重要作用。因此，在遭受收入冲击或预期收支不确定时，通过家庭社会网络获得非正规信贷的能力对居民家庭缓解流动性约束、降低预防性储蓄、进而实现消费平滑就显得尤为重要。(二)对我国农户储蓄行为与社会网络研究的相关文献综述近年来国内外学者对我国农户的预防性储蓄行为与流动性约束状况进行了大量的实证检验，Yoo与Giles(2002)运用中国农业部农村经济研究中心(RCRE)1986～1991年4个省44个村近3400个农村家庭数据对从事 农业的家庭在进行消费和储蓄决策中是否存在预防性动机进行了实证检验，结果显示农村家庭的消费与储蓄决定背后存在预防性动机。万广华等(2003)采用5个省市1995～2000年的大样本农户家庭调查资料，发现流动性约束、预防性储蓄动机以及工业化等对农户储蓄率的上升贡献相当大。Giles与Yoo(2007)的实证检验结果表明，对于低于贫困线的农村居民而言，有15％的储蓄归因于预防性动机。易行健等(2008)以省级面板数据为基础，采用GMM方法对我国农村居民预防性储蓄动机强度及其地区差异、时序变化进行了详细的实证研究，结果表明我国农村居民存在很强的预防性储蓄动机。杭斌(2009)在缓冲储备储蓄理论中引入了消费习惯因素，并利用1992～2005年中国25个省份的农村住户调查数据进行了实证分析，结果表明习惯形成和收入不确定性都是影响中国农户消费行为的重要解释变量。甘犁、徐立新与姚洋(2007)认为考虑到正规金融在信息方面的局限性和严格的抵押要求，正规金融与非正规金融在缓解农村居民流动性约束方面的作用孰大孰小是不确定的。金烨和李宏彬(2008)指出非正规金融的灵活担保机制和贷款用途差异，使得收入较低的家庭更多地选择非正规金融融资。关于我国农村家庭社会网络在消费保险、促进就业、减少贫困以及创办自营工商业等方面的作用近年来也有部分学者进行了实证检验，张爽等(2007)利用樊纲和王小鲁(2004)所构造的中国市场化指数③与社会资本变量做交叉放入模型中，结果表明随着市场化程度的提高，社会资本对于减少农村贫困的作用总体上是减少的。马小勇与白永秀(2009)对来自陕西1151户农户的问卷调查数据进行了实证检验，结论表明在正规风险应对机制缺失的背景下，中国农户在很大程度上仍然依靠社会网络④进行风险分担，而且亲友网络越广泛、亲友相处状况越好及亲友中富裕者越多，在遭遇收入风险时农户越能实现消费平滑；并且随着市场化程度的推进，社会网络作为一种非市场力量的作用可能会下降；伴随着农村金融的发展，以金融市场为基础的跨期消费平滑机制也将发挥更为重要的作用。因而，正规金融的发展很可能会减弱非正规金融在信贷上的作用。杨汝岱、陈斌开与朱诗娥(2011)使用2009年“中国农村金融调查”数据，利用Heckman两步法分析表明社会网络对于家庭能否获得私人借贷以及获得私人借贷的数量都有显著影响，但是随着社会转型和经济发展，基于社会网络的私人借贷所起的作用将越来越弱。马光荣、杨恩艳(2011)利用中国的农村调查数据，发现拥有更多社会网络的农民，会有更多的民间借贷渠道，从而更有可能创办自营工商业，并且在正规金融越不发达的地方，民间借贷对农民创办自营工商业所发挥的作用越大。总之，社会网络以地缘和血缘为纽带，一方面，通过礼品馈赠及收入转移等形式实现当期横截面上的风险统筹，降低居民收支不确定带来的冲击；另一方面，社会网络增加网络内部的借贷供给，实现跨期借贷，缓解流动性约束，这两方面均能减弱预防性储蓄动机，降低居民家庭储蓄率。根据上面的综述与分析，本文提出以下3个假说进行实证检验：(1)社会网络将显著减弱预防性储蓄动机，降低家庭储蓄率；(2)社会网络对储蓄率的作用将在较低收入家庭中更为显著；(3)随着经济转型、居民收入增加、正规金融的发展以及市场化的推进，社会网络对家庭储蓄率的作用将逐步减弱。在下面的实证检验部分，我们将对上述3个假说进行验证。与以往文献相比较，本文的贡献主要体现在以下3个方面：第一，以往文献要么强调社会网络的风险统筹机制及其应对外生冲击实现平滑消费的作用，要么强调社会网络通过跨期借贷减缓贫困的作用效果，而本文将居民家庭储蓄率置于中心位置，结合社会网络应对收支不确定冲击和缓解流动性约束的作用机理，深入探讨社会网络对居民储蓄率的作用；第二，通过分样本回归，考察在较低收入阶层中社会网络对农村居民家庭储蓄率的作用是否更大，并且进一步通过分位数回归考察在不同的储蓄率条件分布上，社会网络对储蓄率作用的大小；第三，通过利用社会网络与家庭收入、正规金融环境以及市场化程度的交叉项，深入探讨社会网络对农户储蓄行为的作用是否会随着经济发展而减弱？三、数据来源、变量选择与描述性统计本文使用的数据来源于2009年北京大学国家发展研究院“中国农村金融调查”数据。样本涉及东北部的黑龙江省、中部的湖南省及西部的云南省这3个比较有代表性省份的9个县81个村庄1951个农户家庭。其中问卷的内容包括家庭的基本情况、人口、收入与消费、民间借贷和金融环境等信息。本文使用的调查数据详细记载了农户的借贷情况，样本中的农户主要以非正规金融⑤的融资方式为主。在所有被调查的1951个家庭中，有借贷行为的家庭为958个，其中选择非正规金融的家庭远远超过选择正规金融的家庭。从选择非正规金融的家庭情况来看，其家庭人均收入显著低于选择正规金融家庭的人均收入，但送出的礼金额却显著高于选择正规金融的家庭，同时能够借钱给自己的亲友则比选择正规金融的家庭多⑥。可见，在被调查的我国农村地区，非正规金融相对正规金融而言更为普遍且规模更大，是大多数农户进行借贷时的首选。当家庭的社会网络越广，社会网络的支持能力也就越强，农户可以很容易地通过借贷来缓解流动性约束，减少家庭的预防性储蓄；同时我国农村居民还通过礼金的互赠来实现横截面上的风险分担，进而减缓收支不确定性的冲击，有效减少预防性储蓄需求。由于“2009年中国农村金融调查”使用的是问卷调查方式，具有减轻调查户负担和提高调查户配合程度等优点，但同样存在调查户回忆性误差较大等缺点。因此，我们对原始数据进行了详细的清理，将其按人均收入分为5个阶层，计算出家庭人均的伙食消费占纯收入的比重及储蓄率，并且通过与《中国统计年鉴2009》按收入五等份分农村居民的伙食消费占纯收入的比重及储蓄率这两个加总数据进行比较，剔除了原始数据中伙食消费占纯收入比重异常及储蓄率异常的样本及相关变量数据缺失的样本，最后得到用于实证分析的样本容量为937个⑦。我们参照Loayza等(2000)与万广华等(2003)的方法，本文将农户储蓄率作为因变量进行线性建模，自变量的选择按照理论的关联性和数据可用性原则，拟建立如下计量模型来考察农村居民家庭 储蓄率的决定因素：其中农户储蓄率saving_rate是被解释变量⑧，lnincome是农户收入的对数，文中主要关注的解释变量是家庭社会网络，我们借鉴杨汝岱等(2011)和马光荣、杨恩艳(2011)的方法将家庭送出礼金数额giftout的对数作为社会网络snw的替代变量。因为与亲友及其他社会网络之间的互动直接体现在礼金的收支上，但是从调查数据来看，礼金收入具有数额较大、收受礼金家庭占比较小的特征；而礼金的支出则是一个较为稳定的现金流，家庭赠送给亲友的礼品或金钱可以被看做是对于家庭社会网络的投资和维持，而且很好地体现了马小勇等(2009)提出的关于社会网络的3个特点：亲友网络的规模、亲友网络的紧密程度及亲友网络的支持能力。根据假说1我们预期社会网络变量的符号为负，即发达的社会网络会降低农户储蓄率。其他的控制变量X主要分为以下三类：第一，户主特征变量与家庭特征变量。户主特征变量包括户主是否是党员或村干部的虚拟变量、户主受教育程度、户主的年龄以及年龄的平方项⑨；家庭特征变量包括家庭财富变量与家庭人口特征变量，其中用家庭拥有的土地量作为家庭财富的替代变量，而家庭人口特征用家庭人口总数、少儿抚养人口以及老年抚养人口占家庭总人口的比例来表示，其中将少年抚养人口分为0～15岁和16～22岁两个阶段⑩，老年抚养人口与宏观定义一致，设定为65岁以上的老年人口。第二，正规金融环境变量。由于正规金融借贷将缓解居民的流动性约束，进而降低居民储蓄，这里我们需要对正规金融环境进行控制。正规金融环境主要包括家庭和村庄两个层面：村庄层面是指村庄所在乡镇上的正规金融机构的数量，家庭层面是指住所与最近的金融机构之间的距离。第三，社会保障体制变量。因为社会保障能够为遭遇外部冲击的农户提供风险统筹，降低居民的不确定性，因此需要对其进行控制，预期社会保障将降低农村居民储蓄率。农户的社会保障体制变量主要包括家庭是否购买了养老保险、农业保险以及户主是否参加了新型农村合作医疗保险或其他医疗保险的虚拟变量。另外，我们还控制了省级区域虚拟变量。相关变量的定义与统计性描述如表1所示。四、实证检验(一)基本回归本部分就社会网络对农户储蓄率的影响进行基本的回归分析。为了详细地检验社会网络对农户储蓄率的影响并验证其稳健性，我们在回归方程(1)中仅控制收入对数，在回归方程(2)中加入社会网络变量，在回归方程(3)中加入家庭和户主特征变量，在回归方程(4)中继续加入正规金融环境变量，在回归方程(5)中再进一步加入社会保障体制变量，另外，所有模型均控制了省级区域虚拟变量。从回归方程(1)～(5)的回归结果来看，社会网络对农户储蓄率的影响均显著为负。逐步加入其他因素后，回归结果依然稳定，这表明社会网络对农户储蓄率的负效应稳定存在。另外，我们设定回归方程(5)为基准回归。从回归方程(1)～(5)的其他回归结果还可以看出：收入对数前的系数显著为正，收入越多储蓄率越高；户主是共产党员或村干部时，储蓄率会增加，但并不显著；户主教育程度达到高中后，会降低农户储蓄率。15岁以下人口占比增加会增加农村居民储蓄率，但不显著，这可能在一定程度上表明九年义务教育对学杂费的减免减轻了农村居民教育支出负担。而当15～22岁人口占比增加时，储蓄率显著降低，这可能与高中、高职及高等教育支出负担较重有关，而老年人口越多，家庭储蓄率越高，但不显著，并且与经典理论不符，但与Chamon等(2010)及Wei和Zhang(2011)等对我国的研究结果一致。户主年龄及年龄平方对储蓄率影响分别为正和负，但均不显著，这一结果与高梦滔(2010)结果一致。家庭人员越多储蓄率越高；与收入一样，财富的替代变量土地越多储蓄率越高。在正规金融环境方面，距最近金融机构的距离对农户储蓄率的影响为正，并不显著，而村庄所在乡镇的金融机构越多家庭储蓄率越低且显著，这些都表明家庭正规金融环境越好，则越有利于降低农村居民家庭储蓄率。家庭参与社会保障中的养老保险、农业保险及户主参与医疗保险均会降低居民储蓄率，但并不显著。(二)稳健性检验家庭社会网络的代理变量很多，为防止家庭社会网络变量只使用礼金支出额而可能存在测量误差，或礼金支出负担直接导致家庭储蓄率的降低，最终导致实证检验结果不稳健，我们在这里分别选取礼品收支总额对数snw1、礼品支出与收入之比snw2、可以借钱给自己的亲友数的对数snw3、可以借钱给自己的亲友中办企业、做小生意或有正式工作的人数对数snw4分别作为社会网络的替代变量，以进一步考察结论的稳健性。另外，之前模型只对省级区域虚拟变量进行控制，我们进一步对村级虚拟变量进行控制，观察这一改变后的结果是否与基准回归有所差异。稳健性检验回归结果如表3所示，其中回归方程(1)～(4)是分别加入4种不同社会网络替代变量的结果，回归方程(5)控制了村级虚拟变量。结果表明所有回归方程中社会网络的替代变量前系数均为负，除回归方程(3)外，其余回归方程这一系数均显著，剩余解释变量或控制变量的系数与基准回归基本一致。稳健性检验结果表明我们对假说1的检验结果比较稳健。五、扩展讨论与检验(一)社会网络对农户储蓄率的影响是否在较低收入家庭更有效？依据前文分析，社会网络对储蓄率的作用可能在较低收入家庭更显著。为此，本部分首先依据家庭人均收入的大小，等量地将所有样本划分为较低收入家庭和较高收入家庭两个阶层，然后分别对两个不同收入阶层样本进行回归，以考察两个不同收入阶层其社会网络对农户储蓄率的作用差异。回归结果如表4方程(1)与方程(2)所示，其中方程(1)是针对较低收入家庭进行回归的实证结果，方程(2)针对较低收入家庭进行回归的实证结果。结果显示方程(1)中社会网络变量的系数为-0.021，并且显著；方程(2)中该系数为0.004，且不显著。因此，相对较高收入家庭而言，社会网络对较低收入农户储蓄率的影响显著有效。另外，我们也运用了分位数回归，以考察在不同的储蓄率条件分布上，社会网络对储蓄率作用的大小。回归结果如表4方程(3)～(6)所示，其中方程(3)～(6)分别表示储蓄率分布在20％、40％、60％、80％处的结果，结果表明社会网络对储蓄率条件分布的左端影响大于右端影响，存在组群效应，系数只在20％与40％的分位数处显著，且在20％处社 会网络的影响最大也最显著。也就是说，社会网络对储蓄率越低的家庭影响越大，且非常显著。这一方面说明储蓄率较高的农村家庭能够较好地应对各种收支风险及流动性冲击，因此对社会网络的依赖并不强；另一方面，一般来说储蓄率越低的家庭往往收入也越低(易行健、张波，2011)，这也间接表明社会网络在收入越低的家庭中对储蓄率的作用越大且越显著。以上结果验证了假说2的内容，即社会网络对农户储蓄率的作用在较低收入家庭更为显著。(二)社会网络对农户储蓄率的作用是否会随着经济发展而减弱？社会网络对较高收入家庭的储蓄率作用较小，且并不显著。而随着经济发展，家庭收入上升，社会网络对家庭储蓄率的显著负效应是否也会相应减弱呢？如表5回归方程(1)所示，我们在基准回归中加入收入和社会网络的交叉项，结果表明收入与社会网络交叉项显著为正，即随着收入上升，社会网络对农户储蓄率的负效应会逐步下降，正效应逐步上升，当lnincome＝11左右时，即家庭纯收入在6万元左右时，社会网络对农村居民家庭储蓄率的负效应会消失。伴随着经济发展，正规金融的覆盖面将越来越广，为了探讨正规金融是否对基于社会网络的非正规金融有挤出效应，在表5回归方程(2)和方程(3)中，我们将分别添加住所距最近正规金融机构的距离与社会网络的交叉项以及村所在乡镇的金融机构个数与社会网络的交叉项，结果表明交叉项的符号分别为负和正，但不显著。这表明家庭离正规金融距离越近，村所在乡镇的金融机构个数越多，即正规金融对农村地区的进一步覆盖，会降低社会网络对储蓄率的负效应。另外，张爽、陆铭等(2007)认为随着市场化的推进，社会网络对减少贫困的作用会减弱。那么伴随着经济发展与市场化的深入，社会网络对居民家庭储蓄率的作用是否会下降？樊纲等(2004)构造了中国的市场化指数，但只计算出省级数据，很难应用于微观数据中。实际上，从家庭视角而言，每个家庭参与市场的程度有很大差异，亚当·斯密认为专业化分工反映了市场化程度，而专业化分工会使得农村居民更依赖市场而非自给自足，因此本文利用“1－自产伙食/总伙食费”来表示家庭参与市场的程度，我们同时将市场化及市场化与社会网络的交叉项放入模型中。结果如表5回归方程(4)所示，市场化本身对农村居民家庭储蓄率存在显著的负影响，表明市场化能够显著降低农村居民家庭储蓄率。而市场化与社会网络的交叉对储蓄率的影响虽然不显著，但为正，这表明随着市场化的推进社会网络降低居民家庭储蓄率的作用会减弱。以上结果表明，随着经济发展、家庭收入的提高，正规金融环境的改善及市场化的推进将导致社会网络对农村居民家庭储蓄率的负效应减弱，假说3得到验证。六、主要结论、政策建议与进一步研究的方向本文使用中国农村的家庭调查数据，就家庭社会网络对农户储蓄行为的影响做了较为规范的实证检验，主要得到以下结论：(1)家庭社会网络确实能够显著降低农户储蓄率，并且在依次增加控制变量以及考虑测量性偏误后，结果依然保持稳健；(2)通过对高低收入阶层的分别考察及分位数回归表明，社会网络只能显著降低较低收入农户的储蓄率，并且这一效应在收入越低的家庭中作用越大；(3)伴随着经济发展、居民家庭收入水平的提高、正规金融机构的发展及市场化的推进，社会网络对农户储蓄率的负效应会显著下降。本文结论的政策含义如下：(1)既然家庭社会网络作为一种非正式的制度扮演了降低收支不确定性与缓解流动性约束的角色，因此，在建设社会主义新农村过程中，需要重视和谐社区建设，有效发挥农村家庭社会网络的保障功能；(2)由于低收入家庭对社会网络依赖较强，而相对富裕的家庭则有更多的选择余地，因此需要加强针对农村贫困家庭的金融服务，比如小额信贷业务，这样能够有效提高贫困家庭的经济福利；(3)伴随着农村家庭结构的小型化以及经济发展水平的提高，家庭社会网络的保障功能将逐步弱化，因此政府需要加大对农村居民养老保障、农村合作医疗等农村社会保障体系的建设与投入力度，这对稳定农村居民的收支预期，提升农村居民消费都将大有裨益。需要指出的是，本文并没有识别出社会网络通过跨期的非正规借贷以及横向的资金互助这两种机制分别对储蓄率的作用。如何设计更为巧妙的实证思路，将这两种机制分离并得出其各自的影响，可能是一个值得进一步研究的方向。*作者感谢北京大学国家发展研究院“2009年中国农村金融调查”的数据支持，感谢香港科技大学钟宁桦博士、芝加哥大学易君健博士给出的评论与修订意见，当然文责自负。注释①Deaton(1991)与Carroll等(1992)结合预防性储蓄与流动性约束假说，提出了储蓄的缓冲存货模型，该类模型假设消费者进行储蓄的目的在于使消费免受未预期到的收入波动的影响，当然从严格的理论上说，预防性储蓄因为与流动性约束形成的“缓冲存货”储蓄存在区别，但两者表现出来的效果却极为类似，通常在经验研究中要将两者进行严格区分非常困难。②社会网络与社会规则、信任一起被认为属于社会资本的范畴(Putnam et al., 1993)，它是指个人或家庭所拥有的亲戚、朋友、同事或邻居等构成的关系网络，居民通过家庭社会网络拥有的社会网络获取资源，从而影响就业、福利和贫困(Grootaert, 1999; Knight and Yueh, 2002)。③该指数通过政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度和市场中介组织的发育和法律制度环境等方面数据加权而成。④该文用社会网络的广度变量(亲友的多少来衡量)、社会网络的紧密程度变量(用亲友的交往状况来度量)以及亲友网络的支持能力(用亲友中相对富裕家庭的多少来衡量)来作为社会网络内的风险分担类变量；而用家庭人均收入、正式信贷市场发育程度与非正式信贷市场的发育程度来作为跨时期消费平滑类变量。⑤这里非正规金融的融资方式主要是指向亲戚朋友的借款、民间金融组织及其他有息借款；正规金融的融资方式主要指银行、信用社及邮政储蓄借款。⑥该数据基于问卷中“当你需要借钱时，你觉得会有多少亲友会借钱给你？”。⑦为了验证数据清理结果的准确性，我们把清理后的样本按照5个收入阶层计算伙食费占纯收入的比重及储蓄率均值，得出的结果与《中国统计年鉴20 09》按收入五等份分农村居民家庭数据的相应数据比较接近。⑧储蓄率定义为1－(伙食费＋其他消费)/可支配收入。其中本数据库仅有2009年的伙食费统计，我们将所有的调查住户按人均收入五等分，再计算出2008～2009年宏观数据中的收入五等份分农村居民家庭平均伙食费的增长率，把本数据库中家庭2009年的伙食费通过这一增长率折算至2008年。⑨根据生命周期假说，户主年龄与储蓄率会呈现出倒“U”型特征(Attanasio, 1998)，但针对我国农村居民进行的实证检验结果却并不一致(高梦滔，2010；谢勇，2011)，因此我们在这里加入平方项。⑩由于农村已经普遍实现九年义务教育，学杂费基本减免，而高中、高职及高等教育改革后其支出却不断增加，因此按此我们将少年抚养人口划分为15岁之前(即初中尚未毕业)和15岁之后22岁之前(初中毕业之后)，之所以上限设定在22岁，我们主要考虑到一方面现在农村在外念大专或大学的人数越来越多，另一方面即使没有继续念书，家里也可能需要其结婚而储蓄，而大学毕业的时间和法定结婚年龄都差不多在22岁左右。
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