收入不平等对浙江农户家庭消费的影响

王馨

摘要：收入不平等对家庭消费的影响源于家庭对社会地位的追求。文章利用2008～2016年浙江省农村固定观察点数据，实证研究了收入不平等对农户家庭消费的影响。在控制农户家庭纯收入等因素后，收入不平等与农户家庭消费呈显著负相关。在此期间，浙江农户家庭基尼系数平均下降了0.071个点，农户家庭消费上升约4.5%。另外，收入不平等对中低收入农户家庭消费的影响明显强于高收入家庭，对不同年龄农户家庭消费的影响并无显著差异。稳健性检验的结果表明以上结论是可靠的。

关键词：收入不平等;社会地位;农户家庭消费

一、引言

收入不平等与消费之间的关系始终是各界人士关注的热点之一。现有文献普遍认为，收入不平等的扩大会抑制消费需求，而降低收入不平等有助于扩大消费，尤其是有助于扩大教育、医疗、交通、通讯、文化等服务性消费需求。2017年我国居民消费支出中，一些新兴消费支出，例如：文教娱乐、医疗保健等，仅占22%左右，消费升级潜力巨大。尽管各种消费理论并未明确揭示收入不平等与消费的关系，但大多数消费理论暗示收入不平等确实影响消费，如凯恩斯的绝对收入理论、考虑遗赠动机的广义生命周期理论、预防性储蓄理论和流动性约束假说。然而，收入不平等是刺激消费还是抑制消费并不确定，取决于收入水平和边际消费倾向之间的关系。如果边际消费倾向随着收入水平的提高而下降，那么减少收入不平等将有助于扩大消费需求。还有学者使用不同的宏观数据和经济计量模型，证实收入不平等与消费负相关。

纵观现有相关研究，仍有进一步完善的空间。现有的大多数研究都使用宏观数据，而用宏观数据推断微观行为所需的条件非常苛刻，实际上很难满足，建议应从与理论相匹配的微观数据入手，有助于真正理解消费。另外，相较于城镇居民消费的研究，很少有学者会注重农村居民收入不平等与消费关系的研究，但不管是从农村居民数量的角度，还是从未来收入能力的角度来看，其消费市场的潜力都是不可估计的。

二、收入不平等与消费储蓄

收入不平等对储蓄消费的影响主要源于人们对社会地位的追求。社会地位具有两种效应，一种是“声誉效应”，例如尊严、认同感等;而另一种则是“资源分配效应”，即相对于普通群体，社会地位越高的群体拥有更好的未在市场中分配的资源。正是这些效应所产生的驱动作用，人们愿意尝试各种方式来提升自身的社会地位。

而在如今社会中，若要获得相当的社会地位，人们必须保有相当财产，但仅仅积累财富还不够，还必须将其显露或展示出来，即通过“有闲”和“炫耀性消费”的方式得到提升。这里的“炫耀性消费”主要指的是为了能够在特定环境中表达自身地位的一种消费行为。也就是说，大众的商品也很有可能成为一定意义上的“炫耀性商品”，从而导致处于底层地位群体的消费需求表现得愈加迫切。

改革开放以来，我国居民的社会地位主要体现在经济地位方面。收入不平等的扩大往往导致社会地位高的阶层所掌握的社会资源比例增加，使得积累财富进入社会上层群体的收益更高。同时收入不平等的扩大导致不同社会群体间的财富差距进一步拉大，若要提高社会地位就必须积累更多的财富，这些都会增加人们的储蓄行为。反之，收入不平等的缩小则会减少不同社会群体间的财富差距。为达到显示自身独特社会地位这一目的，原本处于中上层地位的群体倾向于选择增加商品消费的方式来区别于其他群体，同时处于底层地位的群体也会利用增加“炫耀性商品”消费的途径来表达自我身份地位的进步。因此，缩小收入不平等会导致农户家庭消费支出的增加。

三、实证分析

（一）模型与变量

模型设定为：

lnCit=α1+β1·lnYit+γ1·Git+δ1·Xit+εit（1）

其中，Cit为i农户家庭t年的生活消费支出不包括学杂费。Yit为i农户家庭t年的纯收入。Git为i农户家庭t年的基尼系数（Gini），衡量基尼系数的关键是确定参照群体家庭，本文假定每个农户户主都关注与自己年龄相近的家庭收入差距，参照群体确定为同一地区大于自己年龄五岁或小于五岁的所有农户家庭。Xit为其他控制变量，主要包括参照群体家庭的人均纯收入;户主的年龄（四组：35-45岁=1、45-55岁=2、55-65岁=3、65-75岁=4）;户主的受教育程度;农户家庭的人口规模;农户家庭的健康状况（家庭成员自评的主观感受，健康状况差、失去劳动能力=1，反之=0）。

（二）数据来源

数据来自浙江省2008～2016年10个村农户的跟踪调查，包括了每个家庭成员的年龄、受教育程度和自评健康状况等人口学特征信息，以及每个家庭的年纯收入和消费支出情况。本文研究对象为户主年龄在35岁至75岁的家庭，假设户主决定家庭消费决策。这10个村分为三个区域，其中一个区域有金华的石板堰村，丽水的河边村，瑞安的金后村;一个区域有温岭的新民村，舟山的鹁鸪门村，宁波的庙堰村;另一个区域有嘉兴的余北村，湖州的永丰村，临安的龙上村，绍兴的西蜀阜村。本文的连续变量的描述性统计如表1所示。

浙江省2008～2016年农户家庭基尼系数的变化情况如图1所示。其中，虚线为不分参照群体家庭测算的基尼系数，实线为按参照群体家庭测算的基尼系数，两者呈一致的递减趋势。

四、模型估计结果与分析

在控制上述部分变量的基础上，为了选择更加合适的方法，首先对模型（1）进行Hausman检验，其检验统计值χ2（9）=139.23>χ20.01（9）=21.67，结果表明：在1%的显著性水平上，它拒绝了随机效应模型假設，因此本文采用固定效应模型，其估计结果如表2所示。

（一）收入不平等对农户家庭消费的影响

如果收入不平等对农户家庭消费的影响只是由于农户家庭的消费倾向不同所致，那么当控制了农户家庭纯收入后，收入不平等不会影响农户家庭消费，即的估计值应统计不显著。表2第1列的结果表明，在控制农户家庭纯收入等因素后，以基尼系数衡量的收入不平等与农户家庭消费呈显著负相关，基尼系数每降低0.1个点，其家庭消费就会随之提高6.36个百分点。为进一步控制不同农户家庭消费倾向的异质性，将农户人均纯收入分为五个收入组，在控制五个收入组后，收入不平等与农户家庭消费仍然呈显著负相关。又进一步控制了农户家庭纯收入对数与五个收入组的交互项，二者之间关系仍然显著负相关。以上结果说明，收入不平等与农户家庭消费呈显著负相关的结论相当稳健。

（二）收入不平等对不同收入组农户家庭消费的影响

将参照组内的家庭按收入分为三个收入组，低收入组为参照组内下三分之一家庭，中等收入组为参照组内中间三分之一家庭，高收入组为参照组内高三分之一家庭。模型设定为：

lnCit=α2+β2·lnYit+γ21·Git+γ21·（Git·Lit）+γ22·（Git·Hit）+δ2·Xit+εit（2）

其中，中等收入组为参照组，Lit为低收入组，Hit为高收入组。

表3报告了估计结果，第1列的结果表明，基尼系数与低收入组交互项的系数统计不显著，而基尼系数与高收入组交互项的系数呈正向显著，这说明无论是中等收入的农户，还是低收入的农户，收入不平等对其家庭消费影响并不存在显著的差异，但对高收入农户的影响要弱于中等收入农户。

（三）收入不平等对不同年龄组农户家庭消费的影响

本文将户主年龄低于55岁的家庭定义为年轻家庭，超过55岁的家庭定义为老年家庭。模型设定为：

lnCit=α3+β3·lnYit+γ31·Git+γ32·（Git·Oldit）+δ3·Xit+εit（3）

其中，年轻家庭为参照家庭，Oldit为老年家庭。

表3第2列的结果表明，基尼系数与年轻家庭交互项的系数统计不显著，收入不平等对农户老年家庭的消费影响与年轻家庭没有显著差异。又将户主年龄分为35～45岁、45～55岁、55～65岁、65～75岁四个年龄组，其中，65～75岁年龄组为参照组家庭，第3列的结果表明，基尼系数与三个年龄组交互项的系数均统计不显著，收入不平等对不同年龄组农户家庭消费的影响没有显著差异。

五、稳健性检验

（一）反事实检验

尽管上述结果表明，收入不平等对农户家庭消费呈显著的负向影响，但不太可能会对农户基本生存性消费（粮食）产生显著影响。如果收入不平等与农户家庭的生存性消费存在显著相关关系，就必须质疑上述结果的真实可靠性。表4第1列的结果表明，收入不平等对农户粮食消费无显著影响。但是，如果食品支出中包括一些收入弹性较高的食品，如肉类、蛋类、瓜果零食等副食以及外出聚会就餐，收入不平等就会对农户食品支出產生显著影响（第2列）。

（二）敏感性检验

另外用泰尔指数（Theil）衡量了农户家庭收入不平等，对以上模型进行了重新估计，以检验回归结果的敏感性检验。表5报告的估计结果表明，收入不平等与农户粮食消费不存在明显关系，但与农户食品消费呈显著负相关;并且收入不平等对农户家庭消费有显著影响;收入不平等对中低收入农户家庭消费的影响明显大于高收入农户家庭;收入不平等对老年以及年轻农户家庭消费的影响并无显著差异。总之，用泰尔指数衡量家庭收入不平等和用基尼系数衡量的收入不平等相比，得到的回归结果类似。

六、小结与结论

本文利用浙江省2008～2016年农村固定观测点数据，运用计量经济模型对收入不平等对农户家庭消费的影响进行实证分析。在控制农户家庭纯收入等因素后，收入不平等与农户家庭消费呈显著负相关。如果浙江农户家庭的基尼系数上升0.1个点，其消费支出就会减少6.36%。在此期间，浙江农户家庭的基尼系数平均下降了0.071点，其消费支出则增加了约4.5%。此外，还发现对于中低收入农户家庭来说，收入不平等对消费的影响效应明显大于高收入农户家庭，且对不同年龄农户家庭消费的影响并不存在显著差异。最后稳健性检验的结果表明以上结论是可靠的。

参考文献：

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