收入不平等對浙江農戶家庭消費的影響

王馨

摘要：收入不平等對家庭消費的影響源于家庭對社會地位的追求。文章利用2008～2016年浙江省農村固定觀察點數據，實證研究了收入不平等對農戶家庭消費的影響。在控制農戶家庭純收入等因素后，收入不平等與農戶家庭消費呈顯著負相關。在此期間，浙江農戶家庭基尼系數平均下降了0.071個點，農戶家庭消費上升約4.5%。另外，收入不平等對中低收入農戶家庭消費的影響明顯強于高收入家庭，對不同年齡農戶家庭消費的影響并無顯著差異。穩健性檢驗的結果表明以上結論是可靠的。

關鍵詞：收入不平等;社會地位;農戶家庭消費

一、引言

收入不平等與消費之間的關系始終是各界人士關注的熱點之一。現有文獻普遍認為，收入不平等的擴大會抑制消費需求，而降低收入不平等有助于擴大消費，尤其是有助于擴大教育、醫療、交通、通訊、文化等服務性消費需求。2017年我國居民消費支出中，一些新興消費支出，例如：文教娛樂、醫療保健等，僅占22%左右，消費升級潛力巨大。盡管各種消費理論并未明確揭示收入不平等與消費的關系，但大多數消費理論暗示收入不平等確實影響消費，如凱恩斯的絕對收入理論、考慮遺贈動機的廣義生命周期理論、預防性儲蓄理論和流動性約束假說。然而，收入不平等是刺激消費還是抑制消費并不確定，取決于收入水平和邊際消費傾向之間的關系。如果邊際消費傾向隨著收入水平的提高而下降，那么減少收入不平等將有助于擴大消費需求。還有學者使用不同的宏觀數據和經濟計量模型，證實收入不平等與消費負相關。

縱觀現有相關研究，仍有進一步完善的空間。現有的大多數研究都使用宏觀數據，而用宏觀數據推斷微觀行為所需的條件非常苛刻，實際上很難滿足，建議應從與理論相匹配的微觀數據入手，有助于真正理解消費。另外，相較于城鎮居民消費的研究，很少有學者會注重農村居民收入不平等與消費關系的研究，但不管是從農村居民數量的角度，還是從未來收入能力的角度來看，其消費市場的潛力都是不可估計的。

二、收入不平等與消費儲蓄

收入不平等對儲蓄消費的影響主要源于人們對社會地位的追求。社會地位具有兩種效應，一種是“聲譽效應”，例如尊嚴、認同感等;而另一種則是“資源分配效應”，即相對于普通群體，社會地位越高的群體擁有更好的未在市場中分配的資源。正是這些效應所產生的驅動作用，人們愿意嘗試各種方式來提升自身的社會地位。

而在如今社會中，若要獲得相當的社會地位，人們必須保有相當財產，但僅僅積累財富還不夠，還必須將其顯露或展示出來，即通過“有閑”和“炫耀性消費”的方式得到提升。這里的“炫耀性消費”主要指的是為了能夠在特定環境中表達自身地位的一種消費行為。也就是說，大眾的商品也很有可能成為一定意義上的“炫耀性商品”，從而導致處于底層地位群體的消費需求表現得愈加迫切。

改革開放以來，我國居民的社會地位主要體現在經濟地位方面。收入不平等的擴大往往導致社會地位高的階層所掌握的社會資源比例增加，使得積累財富進入社會上層群體的收益更高。同時收入不平等的擴大導致不同社會群體間的財富差距進一步拉大，若要提高社會地位就必須積累更多的財富，這些都會增加人們的儲蓄行為。反之，收入不平等的縮小則會減少不同社會群體間的財富差距。為達到顯示自身獨特社會地位這一目的，原本處于中上層地位的群體傾向于選擇增加商品消費的方式來區別于其他群體，同時處于底層地位的群體也會利用增加“炫耀性商品”消費的途徑來表達自我身份地位的進步。因此，縮小收入不平等會導致農戶家庭消費支出的增加。

三、實證分析

（一）模型與變量

模型設定為：

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

其中，Cit為i農戶家庭t年的生活消費支出不包括學雜費。Yit為i農戶家庭t年的純收入。Git為i農戶家庭t年的基尼系數（Gini），衡量基尼系數的關鍵是確定參照群體家庭，本文假定每個農戶戶主都關注與自己年齡相近的家庭收入差距，參照群體確定為同一地區大于自己年齡五歲或小于五歲的所有農戶家庭。Xit為其他控制變量，主要包括參照群體家庭的人均純收入;戶主的年齡（四組：35-45歲=1、45-55歲=2、55-65歲=3、65-75歲=4）;戶主的受教育程度;農戶家庭的人口規模;農戶家庭的健康狀況（家庭成員自評的主觀感受，健康狀況差、失去勞動能力=1，反之=0）。

（二）數據來源

數據來自浙江省2008～2016年10個村農戶的跟蹤調查，包括了每個家庭成員的年齡、受教育程度和自評健康狀況等人口學特征信息，以及每個家庭的年純收入和消費支出情況。本文研究對象為戶主年齡在35歲至75歲的家庭，假設戶主決定家庭消費決策。這10個村分為三個區域，其中一個區域有金華的石板堰村，麗水的河邊村，瑞安的金后村;一個區域有溫嶺的新民村，舟山的鵓鴣門村，寧波的廟堰村;另一個區域有嘉興的余北村，湖州的永豐村，臨安的龍上村，紹興的西蜀阜村。本文的連續變量的描述性統計如表1所示。

浙江省2008～2016年農戶家庭基尼系數的變化情況如圖1所示。其中，虛線為不分參照群體家庭測算的基尼系數，實線為按參照群體家庭測算的基尼系數，兩者呈一致的遞減趨勢。

四、模型估計結果與分析

在控制上述部分變量的基礎上，為了選擇更加合適的方法，首先對模型（1）進行Hausman檢驗，其檢驗統計值χ2（9）=139.23>χ20.01（9）=21.67，結果表明：在1%的顯著性水平上，它拒絕了隨機效應模型假設，因此本文采用固定效應模型，其估計結果如表2所示。

（一）收入不平等對農戶家庭消費的影響

如果收入不平等對農戶家庭消費的影響只是由于農戶家庭的消費傾向不同所致，那么當控制了農戶家庭純收入后，收入不平等不會影響農戶家庭消費，即的估計值應統計不顯著。表2第1列的結果表明，在控制農戶家庭純收入等因素后，以基尼系數衡量的收入不平等與農戶家庭消費呈顯著負相關，基尼系數每降低0.1個點，其家庭消費就會隨之提高6.36個百分點。為進一步控制不同農戶家庭消費傾向的異質性，將農戶人均純收入分為五個收入組，在控制五個收入組后，收入不平等與農戶家庭消費仍然呈顯著負相關。又進一步控制了農戶家庭純收入對數與五個收入組的交互項，二者之間關系仍然顯著負相關。以上結果說明，收入不平等與農戶家庭消費呈顯著負相關的結論相當穩健。

（二）收入不平等對不同收入組農戶家庭消費的影響

將參照組內的家庭按收入分為三個收入組，低收入組為參照組內下三分之一家庭，中等收入組為參照組內中間三分之一家庭，高收入組為參照組內高三分之一家庭。模型設定為：

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

其中，中等收入組為參照組，Lit為低收入組，Hit為高收入組。

表3報告了估計結果，第1列的結果表明，基尼系數與低收入組交互項的系數統計不顯著，而基尼系數與高收入組交互項的系數呈正向顯著，這說明無論是中等收入的農戶，還是低收入的農戶，收入不平等對其家庭消費影響并不存在顯著的差異，但對高收入農戶的影響要弱于中等收入農戶。

（三）收入不平等對不同年齡組農戶家庭消費的影響

本文將戶主年齡低于55歲的家庭定義為年輕家庭，超過55歲的家庭定義為老年家庭。模型設定為：

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

其中，年輕家庭為參照家庭，Oldit為老年家庭。

表3第2列的結果表明，基尼系數與年輕家庭交互項的系數統計不顯著，收入不平等對農戶老年家庭的消費影響與年輕家庭沒有顯著差異。又將戶主年齡分為35～45歲、45～55歲、55～65歲、65～75歲四個年齡組，其中，65～75歲年齡組為參照組家庭，第3列的結果表明，基尼系數與三個年齡組交互項的系數均統計不顯著，收入不平等對不同年齡組農戶家庭消費的影響沒有顯著差異。

五、穩健性檢驗

（一）反事實檢驗

盡管上述結果表明，收入不平等對農戶家庭消費呈顯著的負向影響，但不太可能會對農戶基本生存性消費（糧食）產生顯著影響。如果收入不平等與農戶家庭的生存性消費存在顯著相關關系，就必須質疑上述結果的真實可靠性。表4第1列的結果表明，收入不平等對農戶糧食消費無顯著影響。但是，如果食品支出中包括一些收入彈性較高的食品，如肉類、蛋類、瓜果零食等副食以及外出聚會就餐，收入不平等就會對農戶食品支出產生顯著影響（第2列）。

（二）敏感性檢驗

另外用泰爾指數（Theil）衡量了農戶家庭收入不平等，對以上模型進行了重新估計，以檢驗回歸結果的敏感性檢驗。表5報告的估計結果表明，收入不平等與農戶糧食消費不存在明顯關系，但與農戶食品消費呈顯著負相關;并且收入不平等對農戶家庭消費有顯著影響;收入不平等對中低收入農戶家庭消費的影響明顯大于高收入農戶家庭;收入不平等對老年以及年輕農戶家庭消費的影響并無顯著差異。總之，用泰爾指數衡量家庭收入不平等和用基尼系數衡量的收入不平等相比，得到的回歸結果類似。

六、小結與結論

本文利用浙江省2008～2016年農村固定觀測點數據，運用計量經濟模型對收入不平等對農戶家庭消費的影響進行實證分析。在控制農戶家庭純收入等因素后，收入不平等與農戶家庭消費呈顯著負相關。如果浙江農戶家庭的基尼系數上升0.1個點，其消費支出就會減少6.36%。在此期間，浙江農戶家庭的基尼系數平均下降了0.071點，其消費支出則增加了約4.5%。此外，還發現對于中低收入農戶家庭來說，收入不平等對消費的影響效應明顯大于高收入農戶家庭，且對不同年齡農戶家庭消費的影響并不存在顯著差異。最后穩健性檢驗的結果表明以上結論是可靠的。

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