影响城乡消费二元化的显性与隐性因素研究

刘后平+李源+张国麒��

摘要：将影响居民消费差异的因素分为由家庭特征代表的“显性因素”和由市场性因素及社会性因素代表的“隐性因素”，利用中国家庭金融调查与研究中心（CHFS）2011年全国调查数据，通过分位数回归模型测算各项影响因素在不同分位数水平下的城乡边际消费倾向，并采用BlinderOaxaca方法和分位数分解对城乡家庭消费差异及趋势进行实证分析，结果表明：农村家庭消费对收入的弹性明显高于城镇家庭，分位数越高，收入对消费的促进作用越小；显性因素是城乡消费差异的主要影响因素，且对不同消费水平城乡家庭的影响程度不同；城乡消费差异随分位数增加而减小，隐性因素作用的减弱是差异减小的主要原因。城乡消费二元化的形成，不仅仅是家庭特征代表的显性因素（收入、养老保障、年龄、受教育年限等）导致的，不同的社会经济环境所形成的隐性因素（偏好、习惯以及所处的发展阶段等）也是城乡消费二元化的重要原因和组成部分。

关键词：城乡二元化；隐性二元化；显性二元化；城乡消费差异；家庭消费；消费层次；家庭特征；消费偏好；消费环境；分位数分解

中图分类号：F014.5；D422.7文献标志码：A文章编号：16748131（2015）05000111

一、引言

当前，中国经济步入新常态，随着经济的换挡减速以及投资、出口对经济增长作用的减弱，扩大内需成为稳增长、调结构的关键之举。消费综合反映了居民的收入、保障、年龄、教育、生活环境等信息，是衡量社会发展程度和人民生活水平的一个重要指标。在长期的城乡分割状态下，资金、信息、劳动力的单向流动，使得我国城乡制度性的二元结构逐渐演变为市场性的二元结构。相比城乡收入差距，城乡消费差距更能反映城乡居民在福利水平方面的差距。从绝对量来看，城乡居民的实际消费额逐年增长，1993年城镇、农村实际年人均消费分别为859.89元、355.87元，2012年分别上涨到3 206.94元和1 254.09元，城乡人均消费总量差距逐渐增大。从消费在收入中所占比例来看，城镇人均消费率由1993年的0.82降为2012年的0.68，消费率降低了17.07%；而农村人均消费率由1993年的0.84降为2012年的0.75，降幅仅为10.71%。从消费结构来看，1993年，城镇年人均消费中71.00%为衣食住、24.46%为医疗交通文教娱乐，农村人均消费中衣食住为67.54%、医疗交通文教娱乐为2983%；2012年，城镇的消费比例为衣食住5607%、医疗交通文教娱乐43.94%，而农村的消费比例为衣食住61.19%、医疗交通文教娱乐38.80%根据《中国统计年鉴2013》数据计算整理。 。可见，城乡居民消费不仅在总量上差异逐渐扩大，并且消费形态也产生了分化：农村居民消费仍然以基本生存、生产资料为主；城镇居民消费则完成了由基本生存、生产资料向发展型资料转变的过程。这表明，我国城乡消费同样存在二元化态势。因此，深入研究城乡消费二元化的影响因素并测算其贡献大小，对于破解城乡二元结构、保证中国经济的健康可持续发展具有重要的现实意义。而现阶段对于城乡二元化的研究，虽然涵盖了城镇与农村之间基础设施、公共服务、劳动者收入、消费水平、养老保障差异等方面，但研究内容集中在宏观层面，尤其缺乏从消费的视角来解释城乡二元化的研究。

近年来，学术界将各种不能套用经典理论解释的消费现实归结为不确定性。其内在逻辑是由于不确定性的存在增加了未来生活风险，刺激消费者根据现时及预期的流动性约束产生预防性储蓄行为，从而进行现时—未来的消费—储蓄规划。不确定性假说的兴起大大拓宽了消费函数的研究范围，各种关于不确定性的研究纷纷涌现。Carroll（2006）提出不确定条件下最优的消费行为随收入的波动而波动。在考虑收入不确定性的基础上，学者们将消费者个体特征及偏好引入消费函数，进一步将不确定性引申到地域、制度、市场以及人自身等方面。

林文芳（2009）基于我国省域空间结构矩阵的研究发现，不同省份城镇和农村居民的消费都呈现显著的区域性偏好，农村居民的储蓄动机较城镇居民更强烈。此外，众多研究表明，家庭高等教育支出（杨汝岱 等，2009）、城乡二元结构体制（张利庠，2007）、收支的双重不确定性预期（王春娟 等，2010；王曦 等，2011）、城乡人口年龄结构差异（吴海江 等，2013）、社会养老及医疗保障（甘犁 等，2010；方匡南 等，2013；邹红 等，2013）、家庭财富（张大永 等，2012）都是城乡二元消费形成和不断扩大的原因。值得注意的是，我国特殊的城乡二元结构国情决定了在分析城乡消费问题时不能简单套用西方经济学理论。首先，我国是一个历史悠久的农业大国，农民的消费行为在很大程度上受传统影响，形成了固有的消费观念和习惯；其次，当前我国经济和社会正处在转型时期，消费设施（水电路、公共交通和休闲娱乐设施等）的差距作用于农民心理，造成农民的消费还停留在满足温饱的初级阶段；再次，传统习俗的封闭性和农民消费观念惰性、消费设施和公共消费的不对称（高觉民，2005）以及消费习惯的差异（杭斌 等，2009；贾男 等，2011）也是城乡消费差异不断扩大的原因。

对城乡消费差异的研究不仅要求对造成此现象的各项因素做出判断，还需要探明这些因素对消费差异形成的贡献大小。国内外学者的研究成果中关于影响居民消费的主要因素可以概括为两类：一类是由收入水平、人口年龄结构以及是否有养老保障及医疗保障、家庭财富等代表的家庭特征因素，属于可直接观测和度量的因素；另一类是由二元结构、经济体制等代表的市场性因素和以消费发展阶段、消费环境、消费观念和习惯为代表的社会性因素，由于其内涵较广，间接作用于消费，且通常无法直接得到相关指标数据，因此现有研究或者只是简单描述通过小型微观调查得到的相关资料，或者将这类因素引入经典模型进行理论推导，很少有对该类因素的实证分析。有鉴于此，本文在现有研究成果的基础上，将居民消费的影响因素分为两大类：由家庭特征代表的“显性因素”和由市场性因素和社会性因素代表的“隐性因素”，采用中国家庭金融调查与研究中心（China Household Finance and Survey，CHFS）2011年全国调查数据，以家庭为研究对象深入探讨城乡消费的二元化及其影响因素，并对城乡消费差异进行横向和纵向分解，横向分解主要说明各影响因素对消费差异的贡献，纵向分解则展示了在不同消费水平上消费差异的变化趋势。

二、研究方法

1.分位数回归

为了考察在不同的消费水平下家庭成员的收入、养老保障覆盖率、年龄、受教育水平等因素对其消费产生的影响

其中，ln yurban-rural表示反事实的消费条件分布，其经济学解释为对农村样本赋予城镇样本的消费结构时农村样本的消费分布。③表示在控制个体特征后由估计系数导致的消费差异，即由不可观测因素（隐性因素）导致的系数差异；④表示在估计系数相同的条件下，由家庭特征等可观测因素（显性因素）导致的特征差异。

三、数据来源、处理及变量说明

本文所使用的数据来源于CHFS2011年全国调查数据。该调查采用了分层、三阶段与规模度量成比例（PPS）的抽样方法，以家庭为单位进行访问，严控数据质量，取得的数据完善、精确；样本涵盖全国25个省区、80个县、320个社区，共计8 438个家庭。本文在剔除了总样本中部分数据缺失和不合适的样本后，对剩余的6 658个有效样本进行分析。其中，农村样本2 758个，城镇样本3 900个。数据处理采用Stata 12.0。

在变量选取上，避开使用户主特征信息，选取代表整个家庭特征的变量，以减少在数据原始采集过程中受访者因受限于“户籍户主”思维而造成的偏差。另外，为量化家庭保障的覆盖情况，引入了家庭成员中拥有养老保障的比率。本文选取对数家庭人均消费作为被解释变量，将对数家庭人均收入、对数人均净资产、家庭成员中拥有养老保障的比率、劳动力平均年龄、劳动力平均受教育年限、家庭规模、是否从事工商业生产经营、是否拥有房产、是否拥有汽车以及地区作为解释变量（见表1）。

四、实证结果及分析

1.分位数回归结果

为了便于将多个估计结果进行比较，表2列示了OLS回归结果以及全面刻画城乡家庭消费分布情况的分位数回归结果。该回归以消费的分位数作为被解释变量，从中可清楚地看出不同影响因素在各个消费水平下的边际消费倾向。所选取的变量除地区虚拟变量有略微差异外，其余变量均对家庭的消费有着显著的影响。

（1）人均收入、人均净资产、家庭养老保障覆盖率、劳动力平均受教育年限、是否拥有汽车以及是否从事工商业生产经营的系数估计结果为正，表明其对家庭人均消费有正向促进作用；劳动力平均年龄、家庭规模的系数估计结果为负；东部地区在0.25分位数以下的农村家庭估计系数为负，其余分位数下农村家庭和城镇家庭的估计系数为正，意味着所处地区对低层次农村家庭消费具有一定抑制作用。

（2）对数家庭人均收入的系数可以被认为是消费对于收入的弹性。整体看来，消费弹性是随着分位数的增大而减小的，印证了边际消费倾向递减的规律。除在0.1分位数下农村样本的估计系数小于城镇样本的估计系数，其余分位数水平下均是农村样本高于城镇样本，说明总体上农村家庭边际消费倾向要高于城镇家庭，这是因为现有收入水平下农村居民的基本生活需求还未得到满足，即生存性消费还存在缺口。至于低消费水平上城镇家庭的边际消费倾向大于农村家庭，则可能是身处城镇消费环境的居民由于示范效应而产生的消费需求较大。对数人均净资产在所有分位数水平均显著，且农村样本的估计系数均大于城镇样本，说明财富效应在农村样本中的显著性大于城镇样本，即家庭财富对于农村居民消费的促进作用大于其对城镇居民的作用，这或许是传统农村中根深蒂固的“面子思想”所致。

（3）家庭养老保障覆盖率在中低端分位数（0.5以下）显著，在0.75分位数不显著，说明养老保障对中低层次消费水平家庭具有显著的促进作用，对高层次消费水平家庭作用不明显。这是因为养老保障解决了中低消费水平家庭的后顾之忧，而高层次消费家庭本身在社会中就有较高的生存能力，其消费受到来自养老保障的影响相应也较低。

（4）总体看来，劳动力平均受教育年限的估计系数随分位数增加而逐渐降低，虽然城镇样本的估计系数略微呈现翘尾特征，但整体差异较小，说明教育回报率随消费水平的提高逐渐减小。在0.5及以下分位数水平农村样本估计系数高于城镇样本，说明在中低消费水平家庭中，农村家庭的教育回报率更高，即教育对农村家庭的消费促进作用大于城镇家庭，这可能是因为受教育程度高的农村家庭相对可以得到更稳定的收入和更优越的生活环境，与外界接触机会更多，更贴近城镇生活，与城镇消费习惯趋同。

（5）劳动力平均年龄和家庭规模的估计系数均为负。这是由于家庭中劳动力年龄越大，消费观念越保守，且劳动能力下降导致其未来获得收入的预期降低，从而使其消费更为谨慎；虽然家庭成员越多，家庭总支出越大，但由于以家庭为单位的经济结构具有一定规模效应，因此人均消费相对较低。是否有车的估计系数为正，说明汽车对消费起促进作用。显然，拥有汽车的家庭，其生活质量和交往的层次较高，导致其人均消费的增加。家庭从事工商业生产经营的估计系数为正，表明工商业的生产经营对消费有促进作用。东、中部地区虚拟变量在各个分位数下显示的结果有所区别，东部地区城镇家庭人均消费显著高于西部，农村则只在较高层次家庭表现出了显著性，中部地区只在城镇的低层次家庭较为显著。

2.BlinderOaxaca分解结果

表3分别列示了采用BlinderOaxaca方法对各个变量所引起差异的分解，城镇和农村对数人均消费的总差异为1.098，表示城镇家庭人均消费比农村家庭人均消费高出199.8%。其中，由家庭特征因素（显性因素）引起的差异为0.772，占总差异的70.31%；而由社会性因素和市场性因素（隐性因素）引起的差异为0.326，占总差异的29.69%。这表明，城乡消费差异的70.31%是由于城镇家庭本身的收入、净资产、家庭养老保障覆盖率、劳动者平均年龄、劳动者受教育年限等可观察变量的特征优于农村家庭所导致的，是“显性二元化”；另外，29.69%的差异是由无法观测的因素所导致，这部分差异反映了我国现阶段城镇与农村在发展阶段、消费环境、观念和习惯上的差异，是一种“隐性二元化”。

就各变量的分解项来看，代表家庭特征的净资产、劳动力平均受教育年限和家庭规模是城乡消费差异的主要构成因素。其中，净资产的特征差异为0.240，占到总差异的21.86%；净资产的系数差异为-1.132，占到总差异的-103.1%。这表明，即便在控制了家庭人均净资产情况下，城镇与农村家庭的消费仍然存在相当大的差异，农村居民消费表现出更强的资产效应，在隐性因素的作用下，农村家庭的消费对净资产的弹性更大。就劳动力平均受教育年限而言，其差异占总差异的17.91%，这既与城乡居民受教育程度有关，也与教育回报率在城镇居民和农村居民之间的差异性有关。城镇地区不论教育设施还是师资水平都普遍高于农村地区，而前文分位数回归结果显示中低消费层次农村家庭的教育回报率高于同层次城镇家庭，两者相互抵消，因此劳动力平均受教育年限对总差异的作用不太大。家庭规模导致的差异占总差异的17.94%，其特征差异占到总差异的9.65%，反映出农村家庭由于规模较大而在消费上取得的规模优势，但系数差异为-27.60%，这可能是因为农村家庭规模扩大有利于改变其消费观念和习惯。

由收入引起的特征差异和系数差异为负，印证了前述分位数回归得出的由于农村收入水平低于城市收入水平而存在的农村家庭边际消费倾向高于城市的结论。从地区差异来看，东部地区与中西部地区相比仍然存在着显著性差异，占到了总差异的12.85%，且系数差异大于特征差异，说明与中西部地区相比，东部地区隐性二元化较显性二元化更加显著。养老保障覆盖率、劳动力平均年龄、是否拥有汽车和是否从事工商业生产经营也对城乡居民消费差异具有一定影响，但与收入和地区相比，这些因素导致的消费差异要小得多。

3.分位数分解结果

通过以上对城乡家庭消费的二元分解，得到了在条件均值下因各个变量特征不同而形成的差异，这可以认为是一种“横向”的分解结果。接下来，为了得到在每个分位数下差异的“纵向”分解结果，进一步进行分位数分解。在对农村样本赋予城镇样本的特征观测值后，分离出由估计系数和家庭特征分别形成的城乡消费差异。为了细致描述不同消费水平的差异分解情况，表4给出了从0.05到0.95共19个分位数下城乡消费差异的分解结果，其变化趋势如图1所示。

（1）模型预测总差异与原始总差异接近，差异下降的趋势表明不同消费水平的城乡消费受到城乡二元化影响的程度不同。0.05分位数下，预测总差异为183.46%（原始总差异为194.14%）；随着分位数提高，总差异呈现下降态势，尤其在0.65分位数过后，差异下降迅速（如图1）；在0.95分位数下，预测总差异下降至132.78%（原始总差异为13867%）。从总差异的下降态势可以判断，低分位数城乡家庭受到城乡二元化的影响大于高分位数城乡家庭，且在相同分位数上，农村家庭消费受到二元化的影响更大。其原因可能是：当消费水平处于低层次时，对应的农村家庭收入低且不稳定，得到的养老保障不充足，容易受到经济环境的冲击，平滑消费的能力较差。然而总差异的减小程度不大，说明不论是在低水平位置还是在高水平位置，城镇家庭与农村家庭的人均消费都存在较大差距，这既是城乡分割形态下收入、净资产、受教育年限等家庭特征反映的显性因素作用的结果，又与长期以来农村封闭的消费环境、消费习惯和相对落后的消费发展阶段等隐性因素的作用密切相关。

（2）显性因素是城乡消费差异的主要影响因素，且对不同消费水平城乡家庭的影响程度不同。在农村样本估计系数相同条件下对农村样本赋予城镇样本的家庭特征，得到的特征差异代表了“显性二元化”， 该差异在总差异中的比重随着分位数提高而提高。比如，在0.05分位数时占比77.9%；在0.5分位数时占比为84.3%；在0.95分位数时占比为91.7%。这说明在控制了各特征因素对于农村居民消费的弹性后，城镇样本凸显的家庭特征优势是引发消费差异的主要原因。随着分位数的变化，“显性二元化”略微呈现倒U型态势，这说明处于分布中段消费水平的农村家庭，受到来自显性二元化的影响更高；而处于分布两端的农村家庭受到来自显性二元化的影响较低。换言之，处于中等消费层次的城镇家庭相比同层次农村家庭，表现出更强烈的家庭特征优势；而处于消费水平两端的城乡家庭，由家庭特征引发的消费差异相对较小，这可能是由于中等消费层次的城乡家庭在样本中比例较大所致。

（3）隐性因素是城乡消费差异变化的主要原因。预测总差异与特征差异之差，构成了系数差异。系数差异是在赋予农村样本以城镇样本的家庭特征后，由于城乡家庭所处的消费发展阶段、消费环境、消费习惯和观念的不同而导致的不同的估计系数所造成的，即隐性因素对农村家庭消费的限制。消费水平处于0.05分位数的农村家庭受到隐性二元化的影响为23.00%，占到预测总差异的22.07%；消费水平处于0.95分位数的农村家庭受到隐性二元化的影响下降到了7.25%，占到总差异的8.34%。从总差异、特征差异和系数差异随分位数变化而显示的变化趋势可以推断，总体二元化影响下降的主要原因是，隐性二元化的影响在不断减弱。这可以理解为随着消费环境的改善和消费阶段的发展，高层次消费的农村居民在消费观念和习惯上与同层次城镇居民趋同，因此城乡居民由于隐性因素造成的消费差异逐渐减小。平均系数差异为16.7%，表明如果农村的消费发展阶段、消费环境、消费习惯和观念能够达到城镇家庭所处的水平，那么农村家庭的消费将增长16.7%，即隐性因素对农村家庭的平均消费释放效应达到16.7%。

五、结论与建议

本文基于CHFS2011年的数据，采用分位数回归方法对我国城乡家庭的消费差异进行估计；同时，利用BlinderOaxaca和分位数分解对消费差异的构成分别在横向和纵向上进行了描述，最终得到以下结论：

第一，农村家庭消费对收入的弹性明显高于城镇家庭，分位数越高，收入对消费的促进作用越小。相比城镇家庭，农村家庭中消费的财富效应更加显著。养老保障对中低消费层次城乡家庭的消费具有显著的正向作用，且养老保障覆盖率越高，对农村家庭消费正向作用越明显。中低消费层次农村家庭的教育回报率高于同层次城镇家庭。农村大龄家庭成员由于预期收入降低而产生的流动性约束和农村家庭的规模效应进一步扩大了城乡消费差异。