分位數上城鎮居民消費支出的決定

張世偉，郝東陽

(吉林大學 數量經濟研究中心，吉林 長春 130012)

一、引 言

1997年，Deaton首先對分位數回歸方法在消費需求分析方面上的潛在應用進行了論述［1］。隨后，Sinha、Hansen、Ronning和 Schulze分別應用分位數回歸方法對某些類別商品的消費分布或某種特殊消費分布進行了研究［2－3－4］。

目前，關于中國居民消費支出決定問題的研究主要集中于宏觀經濟層面，探討收入 (和收入不均等)對居民消費的影響［5－6］。近年來，隨著我國微觀數據的日益豐富，一些學者開始在微觀經濟層面上對居民消費行為進行研究，但大多數研究集中于度量在不同收入群體內部消費支出影響因素的平均效應［7－8］。盡管陳娟等應用分位數回歸方法探討了消費、生產及政府行為三者之間的關系［9］，陳建寶等應用分位數回歸方法對中國城鎮和農村按收入等級劃分的居民消費狀況進行了經驗研究［10］，但他們并未詳細度量出在消費分布上我國居民消費的特征及其影響因素對消費支出的貢獻。

基于上述分析，本文擬在充分考慮家庭異質性因素的基礎上，在消費分布不同分位數上分析城鎮居民消費支出的影響因素，以期精細化度量各種影響因素對家庭消費支出產生的效應，進而提出有效刺激城鎮居民消費需求的政策建議。

二、數據統計描述

本文使用的數據來自中國社會科學院經濟研究所“中國城鄉居民收入分配”課題組2002年住戶抽樣調查數據，樣本覆蓋了我國東、中、西三大地區12個省和直轄市的60多個城市的近萬個家庭，調查內容涉及個人 (和家庭)基本人口信息、收入信息、財產信息、勞動就業信息和消費支出信息。通過對原始數據進行整理，以家庭為單位，得到每個家庭的總收入、總資產和總消費數據，然后剔除缺失重要數據項和數據項存在異常值的家庭，最終得到5 327個家庭數據作為本文分析的數據基礎。表1給出了按家庭消費十等分后各消費群體的家庭消費支出、收入和資產的均值。從表1中可以發現，家庭收入和家庭資產與家庭消費支出存在明顯的正相關關系。隨著家庭收入的增加，家庭消費支出水平呈現出明顯的持續上升趨勢，且家庭消費率基本呈現出上升趨勢;隨著家庭資產的增加，家庭消費支出水平呈現出明顯的上升趨勢，但消費與資產的比率一直控制在1/6左右。

表1 家庭消費十等分上消費支出、收入和資產 單位:元

表2 家庭消費十等分上人口統計學特征

從表2中可以發現在不同的消費分位數上，戶主年齡、戶主婚姻狀況、10歲以下人口數、20歲以上人口數、家庭成員吸煙和家庭成員飲酒均不存在明顯差異。然而，由低消費群體到高消費群體，男性戶主比例基本呈現出下降趨勢，說明女性戶主家庭的消費支出水平較高。家庭規模與家庭消費基本呈正相關關系:一方面家庭規模越大消費支出水平越高，另一方面家庭規模越大則經濟活動人口越多進而導致收入水平越高。20歲以上人口數明顯對家庭消費支出起到拉動作用，主要源于20歲以上人口已經屬于成年人口，消費水平明顯高于青少年，且20歲以上人口越多經濟活動人口越多，工資收入越高。戶主受教育年限明顯與家庭消費支出正相關，主要源于受教育年限是個體 (或家庭)人力資本水平的重要體現，人力資本水平越高，工資收入越高，進而導致家庭消費水平越高。隨著戶主就業率的上升，家庭消費水平基本呈現上升趨勢，主要源于就業是絕大多數家庭獲得收入的主要來源，就業率較高導致家庭平均收入水平較高，進而導致家庭消費水平較高。戶主享有養老保險、醫療保險和失業保險等社會保險的比率與家庭消費水平明顯正相關，主要源于戶主享有各種社會保險增強了家庭抵御未來風險的能力，降低了家庭的預防性儲蓄動機，進而使得家庭消費水平得到提升。與此類似，戶主享有住房公積金也會降低家庭的預防性儲蓄動機，進而促進了家庭消費水平的提升。

三、回歸模型設定

由于不同消費分位數上家庭特征、收入水平和資產水平等存在明顯差異，因此需要應用回歸模型加以控制。本文采用分位數回歸方法分析不同消費群體家庭消費支出的決定因素，假設家庭消費支出方程可以表示為:

其中，logC表示家庭消費支出對數，X表示影響家庭消費支出的因素，βθ表示第θ個分位的回歸系數，ξθ為隨機擾動項。對于0≤θ≤1，logC在X條件下的條件分位為:

通過求解βθ獲得分位數回歸結果，βθ的一個估計量可以表述為:

根據生命周期理論，本文進一步將消費支出方程設定為家庭收入和家庭資產的對數線性形式。同時，由于家庭特征會對家庭消費支出產生重要影響，本文將通過消費方程對家庭異質性進行控制。家庭消費支出方程進一步細化為:

其中，logY表示家庭收入對數，logV表示家庭資產對數;D表示家庭特征，根據消費者行為理論，不同年齡的個體消費偏好存在差異，家庭規模和家庭人口結構會對家庭消費支出產生影響 (如在價格和收入固定情況下，小規模家庭消費支出通常要小于大規模家庭消費支出)，家庭成員的特殊嗜好 (如吸煙或飲酒等)會增加家庭消費支出，家庭成員享有社會保障和其他社會福利會降低其預防性儲蓄動機，進而會刺激消費，不同地區城鎮居民消費支出模式也可能存在差異。因此，本文將戶主年齡、性別、婚姻狀況、家庭規模和結構、享有社會保障狀況 (醫療保險、養老保險、失業保險和住房公積金)、家庭成員特殊嗜好 (吸煙或飲酒)和家庭所在地區等作為解釋變量引入家庭消費支出方程。

四、回歸結果分析

依據2002年我國城鎮居民住戶抽樣調查數據，本文對我國城鎮居民消費支出方程進行了OLS回歸和分位數回歸。表3給出了消費支出方程的OLS最終回歸結果和在部分分位數上的回歸結果。

表3 消費支出方程OLS和在部分分位數上的回歸結果

由表3可以發現隨著家庭規模的增大，家庭消費支出增加;但隨著分位數的增加，家庭規模對消費的影響逐漸降低，95分位點上家庭規模對家庭消費支出沒有顯著影響，說明在消費分布中低消費群體家庭消費支出對家庭規模敏感性較高，而高消費群體家庭由于物質生活較為豐富，生活品質較高，家庭規模變動所引起的消費變動較低。家庭戶主性別對家庭消費支出的影響存在略微差異，女性戶主家庭消費支出要高于男性戶主家庭，最低消費群體和最高消費群體中女性戶主對家庭消費支出的影響明顯高于中等消費群體中女性戶主對家庭消費支出的影響。家庭成員吸煙增加了家庭消費支出，且隨著消費分位數的提高，家庭成員吸煙對家庭消費支出影響越來越大，可能主要源于卷煙價格差距較大，而高消費群體通常消費高價格卷煙。家庭成員飲酒也增加了家庭的消費支出，尤其在最低消費階層中家庭成員飲酒對家庭消費支出影響較大。在戶主享受的各項社會保障項目中，只有失業保險對家庭消費支出產生正向影響，特別是對低消費群體比較明顯。說明對低消費群體來說，享有失業保險會對家庭預期收入造成影響，進而降低了家庭預防性儲蓄動機，促進了家庭消費。而對于較高消費群體來說，由于收入較高且社會保險享受比例較高 (雖然一些機關事業單位和國有企業職工沒有名義上的社會保險，但單位實際承擔了職工的社會保障)，因此這些家庭的消費動機均較高。

隨著家庭收入的增加，家庭消費支出明顯增加，符合經濟理論預期;但隨著家庭消費分布從低分位數向高分位數過渡，收入效應呈現出先上升后下降的倒U型趨勢 (見圖1所示)。

圖1 收入效應

說明低消費家庭和高消費家庭的家庭消費支出對于收入變動的敏感程度低于中等消費家庭，主要源于低消費家庭收入較低，在收入增加時，家庭需要將相當一部分收入作為預防性儲蓄，導致消費比率較低;而高消費家庭收入較高，家庭的基本消費需求已經得到滿足，隨著收入增加，邊際消費傾向遞減，導致消費比率較低。

隨著家庭資產的增加，家庭消費支出明顯增加，符合經濟理論預期;但隨著家庭消費分布從低分位數向高分位數過渡，除了最低消費的20個百分位的資產效應呈現出輕微下降外，其他群體的資產效應一直呈現出遞增趨勢，特別是在高分位點資產效應尤為明顯 (見圖2所示)，說明中低消費家庭的消費支出對于資產變動的敏感程度要明顯低于高消費家庭，主要源于中低消費家庭收入較低，較低的收入導致其資產較少，尤其是投資性資產較少，因而對其消費拉動不大;而高消費家庭收入較高且資產較多，這些家庭一方面一些固定的消費性資產已經購置，另一方面大量投資性資產會在未來為其帶來收益，因此消費傾向較高。盡管收入和資產對家庭消費均有明顯的正向影響，但收入效應遠大于資產效應，說明即期收入是家庭消費的主要決定因素。

圖2 資產效應

隨著戶主年齡的增加，家庭消費支出明顯減少，符合經濟理論預期;但隨著家庭消費分布由低分位數向中高位數過渡，年齡效應呈現出明顯持續下降趨勢，而中高消費群體的年齡效應變動比較平緩 (見圖3所示)，說明低消費群體消費支出對年齡變動比較敏感，主要源于低消費群體大多由體力勞動者構成，收入較低，通常沒有被各種社會保障所覆蓋，家庭預防性儲蓄動機較強，故年齡對其影響較大;由于高消費群體通常對應著穩定的較高水平收入，通常享有各種社會保障 (或員工福利)，家庭預防性儲蓄動機較弱，年齡對其消費影響較小。

圖3 年齡效應

五、結 論

依據2002年我國城鎮居民住戶抽樣調查數據，本文應用微觀計量方法分析了家庭消費分布不同分位數上家庭特征對居民家庭消費支出的影響。研究結果表明，家庭規模與家庭消費支出正相關，且低消費群體家庭消費支出對家庭規模敏感性較高，暗示著低消費家庭由于收入較低，故主要進行生活必需品消費，提升低消費群體的收入水平能夠明顯促進其消費水平的提升。低消費群體享受失業保險對家庭消費支出會產生明顯的正向影響，暗示著低消費群體預防性儲蓄動機較高，因此擴大社會保障覆蓋面，提高社會保障水平將會有效地促進城鎮居民消費。

家庭收入是家庭消費支出的最主要決定因素，隨著家庭收入的增加，消費支出水平上升，但家庭邊際消費傾向隨家庭消費水平的提高呈現出先上升后下降的倒U型趨勢，說明中等消費群體消費欲望較高，是拉動消費的主要力量。因此，政府實施適當的再分配政策，不僅有助于抑制城鎮居民收入差距的持續擴大，而且有助于擴大國內的消費需求，進而促使我國經濟逐漸由投資拉動型向消費拉動型增長方式轉變。

家庭資產是家庭消費支出的主要決定因素，隨著家庭資產的增加，家庭消費支出明顯增加;但低消費家庭的資產效應較弱，而高消費家庭的資產效應較強，暗示著中低消費家庭的資產較少，且投資性資產更少，消費支出主要由家庭收入而非家庭資產決定。因此，政府通過實施提高工資水平的公共政策能夠有效提升低消費家庭的消費水平。

隨著戶主年齡的增加，家庭消費支出逐漸減少，特別是中低消費群體的年齡效應尤為明顯，暗示著一方面低消費家庭收入較低，另一方面低消費家庭中老齡人口收入可能更低。隨著我國逐漸步入老齡化社會，低收入群體的養老和醫療保健問題尤其要受到社會的關注。因此，政府應該加大對低收入群體的扶植政策，實施相應的養老保險制度和醫療保險制度，促進低收入群體消費水平的提升，達到提升整個社會福利的政策目標。

［1］Deaton，A.The Analysis of Household Surveys:A Microeconometric Approach to Development Policy［M］. Baltimore and London: Johns Hopkins University Press，1997.

［2］Sinha，K.Household Characteristics and Calorie Intake in Rural India: A Quantile Regression Approach［W］. Australian National University， ASARC Working Papers，No.2005－02，2005.

［3］Hansen，H.New Developments in Fruit and Vegetables Consumption in the Period 1999－2004 in Denmark-A Quantile Regression Approach ［W］. European Association of Agricultural Economists in Its Series 2008 International Congress， No.44190， Ghent，Belgium，2008.

［4］Ronning， G.， Schulze，N. A Microeconometric Characterization ofHousehold Consumption Using Quantile Regression ［J］. Applied Economics Quarterly，2004，50(4):183－208.

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［6］胡日東，王卓.收入分配差距、消費需求與轉移支付的實證研究［J］.數量經濟技術經濟研究，2002，(4):29－32.

［7］楊汝岱，朱詩娥.公平與效率不可兼得嗎?——基于居民邊際消費傾向的研究［J］.經濟研究，2007，(12):46－58.

［8］楊天宇，朱詩娥.我國居民收入水平與邊際消費傾向之間“倒U”型關系研究［J］.中國人民大學學報，2007，(3):49－56.

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［11］Porter，M.The Competitive Advantage of Nations［M］.New York:Free Press，1990.