收入冲击与家庭消费※—— 基于私人转移支付的视角

内容提要：基于中国家庭金融调查(CHFS)2015和2017年的数据，采用PSM和PSM-DID等方法分析了是否获得私人转移支付以及私人转移支付规模对家庭消费的影响。研究发现：私人转移支付为促进消费带来了正向的边际效应；获得私人转移支付有助于促进家庭消费结构升级，尤其是促进发展和享受型消费支出占总消费支出比例的提升；农村家庭、户主年龄越小的家庭、户主受教育程度越高的家庭、低财富家庭、高债务收入比家庭、中高消费家庭以及流动性资产不足的家庭获得私人转移支付对其消费支出的促进作用更大。机制分析表明，私人转移支付可以通过缓减流动性约束、提升主观幸福感两种机制促进家庭消费支出。研究有助于理解转移支付给家庭带来的经济影响，也有助于健全多层次收入转移视域下宏观政策体系，为新时期通过转移支付手段提高人民福利水平、推动全体人民共同富裕提供了参考依据。

一、 引 言

2021年12月，中央经济工作会议指出，中国经济发展面临需求收缩、供给冲击、预期转弱三重压力。实施好扩大内需战略，不仅是加快培育完整内需体系、促进经济高质量发展的需要，也是构建新发展格局和更好满足人民日益增长的美好生活需要的必然要求。居民消费作为扩大内需的重要环节，在有效畅通国民经济循环和推动发展成果更多惠及全体人民方面发挥着重要作用。另一方面，“增进民生福祉，全体人民共同富裕迈出坚实步伐”是“十四五”时期中国经济社会发展的主要目标之一。中共十九届六中全会进一步指出要促进共同富裕。而扩大消费最根本之一是扎实推进共同富裕。共同富裕的基本条件是全体人民达到整体富裕水平。仅就物质富裕而言，它应该包括最能够体现人民生活水平和质量的变量(李实，2021)。本文将研究的问题集中在刻画人民生活福利水平的两个重要指标——收入和消费。

长期以来，收入与消费的关系一直是经济学研究的重要问题。传统观点认为，在决定总需求方面，消费者在很大程度上是被动的代理人，实际收入的变化被相当快地、充分地转化为消费的变化。而生命周期持久收入假说认为，消费者在长期内会平滑消费以实现其效用最大化。也就是说，如果消费者认为收入的变化是暂时而不是持久的，就不会被动地对收入冲击作出反应。现如今，中国家庭内部和家庭之间的私人转移支付已经成为现实生活中普遍存在的经济现象。私人转移支付可能会对家庭收入造成一定程度的冲击。那么，私人转移支付会在多大程度上影响家庭消费？其影响效果如何？具体机制又是什么？对于这些问题的深入分析，不仅有助于理解私人转移支付给家庭带来的经济影响，这对于提高人民福利水平具有一定的参考价值和现实意义，而且有助于健全多层次收入转移视域下宏观政策体系，为新时期通过转移支付手段扩大消费、促进全体人民实现共同富裕提供相应的参考依据。

基于此，本文从私人转移支付的视角出发，采用中国家庭金融调查(CHFS)2015和2017年的数据，分析获得私人转移支付所带来的收入冲击对家庭消费的影响效应和作用机制。

本文其余部分安排如下：第二部分是文献综述，第三部分是理论分析，第四部分是数据与变量，第五部分是实证结果与分析，第六部分是影响机制分析，第七部分是结论与政策含义。

二、 文献综述

关于收入冲击与家庭消费的文献按照研究方法大致可以分为三类。第一类是试图通过准自然实验评估消费对收入冲击的反应。部分文献评估了宏观经济政策刺激效果。Johnson等(2006)估算了2001年美国所得税退税导致的居民消费支出变化，在收到退税的三个月期间家庭将其收到税款的20%-40%用于非耐用品支出。为了应对2008年的金融危机，美国政府实施了几乎随机分配的经济刺激付款(ESP)退税计划。Parker等(2013)评估了这一退税刺激的政策效果发现，家庭在收到退税的三个月期间，平均而言，将退税的12%-30%用于非耐用消费品和服务，50%-90%用于耐用消费品和服务。Misra和Surico(2014)研究发现，家庭消费对政府退税的反应存在明显的异质性，有40%-50%的家庭的边际消费倾向接近于零，有20%的家庭的边际消费倾向接近或高于0.5，其余家庭介于两者之间。Baugh等(2021)通过分析来自聚合账户层面的数据发现，当家庭收到预期的退税时，他们会增加消费，即使是流动性很高的家庭，也会在退款后消费。这种行为不符合纯粹的流动性约束理论，更符合心理账户的生命周期模型。

部分文献研究了体制改革的影响。Aaronson等(2012)评估最低工资上调后消费的变化。在最低工资上涨后的一年中，平均每季度家庭收入增加约250美元，家庭支出约700美元。收入增加带来的支出增加主要是由少数购买耐用品的家庭造成的。Jappelli和Padula(2016)估计了意大利公务员离职金制度改革带来的负向收入冲击对公务员家庭消费的影响。研究发现，冲击减少了平均消费倾向，其中，夫妻双方都是公务员的年轻家庭反应更为强烈。此外，刘宏等(2021)采用中国家庭追踪调查(CFPS)数据，以房屋拆迁为准自然实验，考察财产性收入冲击对家庭消费的影响。研究表明，房屋拆迁所带来的财产性收入增加会显著增加家庭的耐用品消费。

识别消费对收入冲击反应的第二类文献是对收入过程作出特定的统计假设，并使用方差协方差约束来确定表征消费和收入联合行为的参数。Hall和Mishkin(1982)使用收入动态面板调查数据(PSID)的收入和食品消费数据分析发现，消费受到暂时性收入冲击的影响。但是，Blundell等(2008)结合PSID和消费者支出调查(CEX)数据研究表明，消费对暂时收入冲击几乎不敏感，但对持久性冲击的估计系数显著小于1。Carroll(2009)结合缓存存货理论考察了收入冲击的边际消费倾向，在常相对风险规避函数(CRRA)且消费者没有耐心的情况下，暂时性收入冲击对消费的影响可以忽略不计，持久性收入冲击的边际消费倾向在0.75-0.92之间。臧旭恒和张欣(2018)采用CFPS数据结合流动性约束研究发现，暂时性收入冲击对HtM(hand-to-mouth)消费者的边际消费倾向有显著正向影响。杨继生和邹建文(2020)基于生命周期模型分解收入冲击估计了居民消费保险能力及其结构异质性。

第三类是基于微观调查数据，结合收入和消费的期望组合来估计收入冲击的影响。Shapiro和Slemrod(1995)较早提出了使用调查数据估计消费对暂时性收入冲击的反应。他们的方法是询问受访者是否知道所得税预扣有所减少，将打算如何处理工资中的新增款项，是大部分用于消费，还是用于储蓄，还是偿还债务？这些调查问题是定性的。随后大部分报告偏好的文献都遵循类似的调查进行分析。后续的研究除了定性指标外，还考虑了定量指标。Jappelli和Pistaferri(2014)使用意大利家庭收入和财富调查(SHIW)中的以下问题，“想象一下，您意外地收到了等于您家庭每月收入的补偿金，您将储蓄多少钱，消费多少钱？请给出您将储蓄和消费的百分比”。研究发现，平均而言，边际消费倾向为0.48。区分收入冲击的正负方向是研究收入冲击对家庭消费影响的重要环节。最近的几项研究利用直接调查的数据研究证实了消费对正负向收入冲击的非对称反应(Bunn等，2018；Christelis等，2019；Fuster等，2021)。

此外，还有部分研究利用影响家庭收入的因素构建收入方程，估计收入方程得到残差值，将其视为暂时性收入(贺洋和臧旭恒，2016)。张欣和臧旭恒(2018)借鉴这一方法，分析了家庭消费对正负向收入变化的非对称反应。臧旭恒和姚健(2020)进一步考察了资产流动性在消费对暂时性收入变化的反应中所发挥的作用。研究表明，随着正向暂时收入变化幅度的提高，拥有高流动性资产越多的家庭，其消费变化的幅度越小。

相比已有研究，本文的贡献在于：从私人转移支付角度出发，采用中国家庭金融调查截面和面板数据，匹配识别家庭是否获得私人转移支付，基于倾向匹配双重差分模型，考察是否获得私人转移支付以及私人转移支付带来的收入冲击绝对规模大小和相对规模大小对家庭消费的影响。进一步通过分样本和分位数回归等进行了异质性分析，并检验了私人转移支付影响家庭消费的作用机制，丰富和拓展了收入冲击和家庭消费相关的学术成果。

三、 理论分析

考虑消费者在整个生命周期中实现最大化期望效用。假设消费者可以以相同的利率借贷，并且效用函数是状态和时间可分离的，则可以得出经典的欧拉方程：

u′(ct)=(1+δ)-1Et[(1+rt+1)u′(ct+1)]

(1)

其中c是消费，r是实际利率，δ是跨期贴现率，Et是基于时间t的期望。公式(1)表明，在均衡状态下，两个连续周期之间，消费的微量分配不会导致效用增加。如果利率是恒定的，并且等于跨期贴现率，则得出边际效用如下：

Etu′(ct+1)=u′(ct)

(2)

早期尝试检验边际效用是依赖二次偏好的特殊情况。在此假设下，公式(2)被重写为：

ct+1=ct+εt+1

(3)

εt+1为扰动项，表现为消费本身，而不是消费的边际效用。公式(3)意味着，事前的当前消费量是下一时期消费量的最佳预测指标，事后只有在未达到期望的情况下消费才会改变。例如，预期的收入下降不应影响消费，因为当信息公布时，消费者已经将收入下降的预期纳入其最佳消费计划中。

接下来考虑非预期收入变化的情况。理论上，这种情形会在一定程度上影响消费，影响的程度大小取决于收入冲击的性质和持续时间以及信贷和保险市场的结构。该模型的另一个重要的含义是，消费应该对不确定引起的不可预测收入变化作出反应。如果收入是唯一的不确定性来源，则公式(3)可以重写为：

(4)

公式(4)为公式(3)提供了结构解释。t期和t+1期消费的变化取决于两个时期之间对未来收入的期望值变化。如果没有有关未来收入变化的新信息，则消费是恒定的。相反，时期t+1中可用的未来收入的新信息会促使消费者改变最佳消费计划，从而引起消费的变化。本文考察的家庭获得的私人转移支付，包括各种礼金、定期或不定期的生活费等。这里包括了家庭收入的预期变化和非预期变化。获得私人转移支付给家庭带来了正向的收入冲击，理论上会导致消费的变化。更进一步地，考虑存在流动性约束的情况。假设消费者受到信贷或借款的限制，无法在预期收入增加的情况下借款。此时，与永久收入模型相比，消费将在收入增加实现时发生变化。后文将对私人转移支付影响家庭消费的流动性约束作用机制进行实证检验。

四、 数据与变量

本文采用中国家庭金融调查(China Household Finance Survey，CHFS)2015和2017年的数据。CHFS 2017年调查样本覆盖全国29个省(自治区、直辖市)，样本规模为40011户。将家户样本、个人样本进行匹配，剔除存在缺失的样本后得到39370户。为避免异常值的影响，剔除收入和消费最高和最低5%的样本后最终得到31241户截面数据。接下来，对相关的变量进行说明。

被解释变量为家庭消费支出。CHFS关于家庭消费包括的项目如下：食品(家庭食品及在外就餐消费)，衣着，居住(住房装修、维修或扩建费用、取暖费、水电燃料费、物业管理费、家政服务费)，家庭设备及用品(家庭耐用品消费及日常用品消费)，医疗保健(医疗消费、保健消费)，交通通信(交通费用、电话、网络等通信费)，文教娱乐(教育和培训费、旅游娱乐消费)及其他消费支出等八大类，其总和为家庭消费支出。实证分析中，将消费支出取对数处理。同时，参考刘子兰和姚健(2018)的做法，将医疗保健、交通通信、文教娱乐消费支出之和称为发展和享受型消费支出。在此基础上，利用发展和享受型消费支出占家庭总消费支出的比例以及食品消费支出占家庭总消费支出的比例两个指标度量消费结构升级。通常来讲，食品消费支出占比越低或者发展和享受型消费支出占比越高表明消费结构不断升级。

核心解释变量为是否获得了私人转移支付。利用CHFS问卷中，“去年，您家是否从非家庭成员那里获得超过100元的现金或非现金收入？”这一问题，回答“是”取值为1，回答“否”取值为0。进一步地，通过“去年，您父母/公婆/岳父母/其他亲属和非亲属给您整个家庭的现金或非现金一共有多少钱？如果是非现金请折算为现金，包括各种礼金，定期或不定期的生活费等”，计算出家庭获得私人转移支付的额度。

按照文献的通常做法，本文控制了户主层面和家庭层面的一系列控制变量，包括户主的年龄、性别(男性为1，女性为0)、受教育程度(大专及以上为1，大专以下为0)、婚姻状况(在婚为1，其他为0)、健康状况(健康和一般为1，其他为0)、工作情况(有工作为1，其他为0)、是否参加养老保险(是为1，否为0)、是否参加医疗保险(是为1，否为0)，家庭收入(家庭总收入减去私人转移支付)、家庭净资产、家庭规模、少儿抚养比(6岁及以下少儿占比)、老人赡养比(60岁以上老人占比)、对待风险态度、城乡类别(农村为1，城镇为0)等。表1分别报告了总样本、获得和未获得私人转移支付样本的描述性统计。

表1 描述性统计

(续表)

由表1可知，有46.5%的家庭获得了私人转移支付，他们平均获得的私人转移支付规模约为每年4779.48元，约占家庭年收入的7.17%。因此，从私人转移支付的力度上看，这给家庭带来了正向的收入冲击。可以发现，获得私人转移支付的样本家庭收入均值略高于未获得转移支付的样本，但其家庭净资产和家庭消费支出均值明显高于未获得转移支付的样本。鉴于家庭之间在收入、资产禀赋和消费行为方面存在明显差异，为了避免数据的选择性偏差问题，本文在实证分析中使用处理效应的计量方法，将家庭是否获得私人转移支付作为处理变量，实证检验私人转移性收入冲击对家庭消费的影响。

五、 实证结果与分析

1. 倾向得分匹配法

根据家庭是否获得私人转移支付的情况，将样本分成处理组(获得私人转移支付)和对照组(未获得私人转移支付)。由于私人转移支付是居民家庭的自我选择行为，要合理评估私人转移性收入冲击对家庭消费的影响，必须控制样本选择偏误。为了克服这一问题，本文采用倾向得分匹配(PSM)的方法进行考察，具体做法如下。

首先，选取协变量，使用Logit模型估计倾向值得分。其中，控制的协变量包括户主年龄、性别、受教育程度、婚姻状况、健康状况、工作情况、是否参加养老保险、是否参加医疗保险，家庭收入、家庭净资产、家庭规模、少儿抚养比、老人赡养比、风险态度、城乡类别等个体和家庭层面的特征变量。为了消除地区固定效应的影响，还纳入了省份虚拟变量。Logit模型估计结果如表2的第(1)部分所示。然后，采用多种匹配方法，如k邻近匹配、卡尺匹配和核匹配法等对处理组和对照组样本进行倾向得分匹配。最后，根据匹配结果，计算获得私人转移支付家庭与未获得私人转移支付家庭的平均消费支出差额，得到平均处理效应。

2. 平衡性检验和共同支撑域检验

倾向得分匹配法的基本前提是满足平衡性条件。表2的第(2)部分报告了采用卡尺内最近邻匹配分别对匹配前后处理组和对照组的各个协变量进行平衡性检验的结果。经过倾向得分匹配后，处理组与对照组的差异显著降低，匹配后处理组和对照组在每一个协变量上均无显著差异(P值均大于10%)，且所有协变量也不存在显著的联合差异，说明整体样本符合平衡性检验。

表2 Logit模型结果及平衡性检验结果

(续表)

此外，图1绘制了处理组与对照组匹配前和匹配后的倾向得分核密度图。其中，处理组与对照组对应的重合区域为共同支撑域。可以看到，在匹配后，处理组与对照组的倾向得分共同支撑域明显提高，且匹配后，处理组和对照组的倾向得分核密度图几乎完全重合，说明共同支撑域条件是满足的。

图1 匹配前后倾向得分核密度图

3. 私人转移支付对家庭消费影响的PSM检验

在估计是否获得私人转移支付对家庭消费支出的影响时，本文使用k近邻匹配、卡尺匹配和卡尺内k近邻匹配等三种匹配方法进行检验。为增强实证结果的稳健性，同时报告核匹配和局部线性回归匹配的估计结果。具体的平均处理效应结果如表3所示。

表3为全样本的平均处理效应。匹配过程中采用了不同的参数。在k近邻匹配法中，选取的k值分别为1、4、10报告相关结果。在卡尺匹配中，卡尺的选择原则一般是小于倾向得分标准差σ的1/4，此处倾向得分标准差是0.091，1/4的标准差是0.023。为了稳妥起见，选取卡尺分别为0.01、0.02和1/4倍的倾向值标准差报告相关结果。相应地，在卡尺内近邻匹配中，选取卡尺为0.01的一对一、一对多匹配报告结果。核匹配和局部线性匹配均报告了默认核函数的相关结果。

由表3可知，各种匹配方法得到的平均处理效应均在1%的水平上显著为正，估计系数在0.076-0.081之间。这意味着在其他情况不变的前提下，获得私人转移支付的家庭消费明显比未获得私人转移支付的家庭高得多，即私人转移支付显著促进了家庭消费支出的增长。

表3 是否获得私人转移支付对家庭消费支出影响的平均处理效应

在消费结构方面，考察是否获得私人转移支付对不同类型消费支出及消费结构升级的影响。本文分别针对八大类消费、食品消费支出占比、发展和享受型消费支出占比计算获得私人转移支付的平均处理效应。表4报告了采用最近邻匹配、卡尺匹配和核匹配的估计结果。

表4的第(1)部分报告了不同类型消费的估计结果。可以发现，不管采用何种匹配方式，除了食品消费支出外，其他七项消费支出的平均处理效应均在1%的水平上显著为正。说明获得私人转移支付显著提高了家庭的衣着、居住、家庭设备及用品、医疗保健、交通通信、文教娱乐及其他消费支出。其中，医疗保健和文教娱乐的估计系数明显大于其他几项，这意味着私人转移支付对医疗保健和文教娱乐消费支出的促进作用更大。食品和衣着对私人转移支付的敏感程度截然不同，具体表现为，私人转移支付显著增加了衣着消费，而对食品消费支出的影响并不稳健。这可能的原因是人民的生活水平在不断提高，食品和衣着在居民生活中的定位已发生了悄然变化，食品仍是最基本的生存型消费，而衣着可能开始显现出了享受属性，这与吴锟等(2020)的研究结论相似。

表4 是否获得私人转移支付对不同类型消费影响的平均处理效应

(续表)

表4的第(2)部分报告了消费结构升级的估计结果。食品支出占比的估计系数均显著为负，而发展和享受型支出占比的估计系数均显著为正。以最近邻匹配为例，食品支出占比的估计系数为-0.024，且在1%的水平上显著，表明获得私人转移支付的家庭食品消费支出占比明显低2.4个百分点，而发展和享受型支出占比的估计系数为0.045，且在1%的水平上显著，表明获得私人转移支付的家庭发展和享受型消费支出占比明显高4.5个百分点。这说明私人转移支付有利于促进居民家庭消费结构升级。

4. 异质性分析

为了考察是否获得私人转移支付对不同类型家庭的异质性影响，从城乡类别、户主受教育程度、户主年龄、不同财富群体、家庭债务收入比、流动性资产等特征出发，将样本进行分组回归。表5分别报告了采用最近邻匹配、卡尺匹配和核匹配的分样本平均处理效应。

首先，将总样本区分为城镇家庭和农村家庭进行异质性分析。表5的第(1)部分报告了回归结果。以最近邻匹配为例，农村家庭的平均处理效应为0.110，城镇家庭为0.081。相比而言，农村家庭获得私人转移支付对其消费支出的促进作用更为明显。然后，按照户主的受教育程度，将总样本区分为户主为大专及以上的家庭和户主为大专以下的家庭。表5的第(2)部分结果表明，户主的受教育程度为大专及以上学历的平均处理效应为0.120，户主为大专以下的家庭平均处理效应为0.074，表明户主受教育程度高的家庭获得私人转移支付对家庭消费的促进作用更大。其次，依据户主的年龄分样本考察生命周期异质性，将样本划分为户主年龄小于45岁、在45-60岁之间、大于等于60岁三组，类似看作青年、中年和老年家庭。表5的第(3)部分给出了估计结果。可以发现，户主年龄小于45岁的家庭消费支出对私人转移支付的反应更加敏感，而户主大于等于60岁的家庭获得私人转移支付对其消费的促进作用最小。

接着，依据家庭财富将样本区分为低财富家庭、中等财富家庭和高财富家庭三组，以考察家庭拥有财富资源禀赋的异质性。将样本按照家庭财富的大小进行排序，处于最低1/3的家庭为低财富家庭，处于中间1/3的家庭为中等财富家庭，处于最高1/3的家庭为高财富家庭。表5的第(4)部分报告了估计结果。低财富家庭获得私人转移支付对其消费支出的促进作用更大。再者，依据家庭债务收入比将样本分为高债务收入比和低债务收入比两组。家庭债务收入比小于样本平均值为低债务收入比，大于样本平均值为高债务收入比。表5的第(5)部分结果表明，高债务收入比的家庭获得私人转移支付对其消费支出的促进作用更大，表明债务收入比高的家庭的暂时性收入增加时，更愿意将其用于消费。

表5 异质性样本的平均处理效应

Kaplan等(2014)将由于高流动性资产不足而受到流动性约束的家庭定义为HtM家庭。进一步地，以是否自有住房将家庭区分为有房家庭和无房家庭，分别将其定义为富裕型和贫穷型家庭。据此，HtM家庭可以区分为富裕型HtM家庭(W-HtM)和贫穷型HtM家庭(P-HtM)。借鉴臧旭恒和张欣(2018)的做法，利用家庭高流动性资产与收入的比例关系界定家庭面临的流动性约束。如果家庭持有的高流动性资产低于家庭年收入的1/2，则面临流动性约束，即为HtM家庭。反之，没有流动性约束，为非HtM家庭(NHtM)。表5的第(6)部分估计结果表明，贫穷型的非HtM家庭(P-NHtM)消费对于私人转移支付并不敏感，意味着这一部分家庭在获得私人转移支付时，并不会将其用于消费。可能的原因是，一方面，P-NHtM家庭没有面临流动性约束，另一方面，P-NHtM家庭没有住房，出于预防性储蓄的动机，当收到私人转移支付时，他们更可能将其用于储蓄而不是消费。与P-NHtM家庭不同，其他类型的家庭获得私人转移支付均显著促进其消费支出。也就是说，私人转移支付对HtM家庭消费的促进作用是稳健的，而对NHtM家庭消费的促进作用并不稳健。这也从侧面表明私人转移支付可能通过缓减家庭面临的流动性约束，进而促进消费支出。后文的机制讨论部分将对此进行深入分析。

5. 进一步分析

接下来，本文通过构造面板数据识别私人转移性收入冲击，并采用双重差分法(DID)考察私人转移性收入冲击对家庭消费的影响。具体做法如下：将2017年与2015年的调查数据合并，剔除样本缺失值，剔除收入和消费的最高和最低5%的样本后，取两期平衡面板得到35172个样本。然后，筛选出2015年未获得私人转移支付但2017年获得了私人转移支付的家庭，即认为该家庭受到了私人转移性收入冲击，为处理组样本，共4211户。筛选出两期均未获得私人转移支付的家庭，即认为该家庭未受到私人转移性收入冲击，为对照组样本，共6116户。最终，处理组和对照组共计20654个样本，10327户平衡面板数据。但是，使用双重差分法的前提是家庭获得私人转移支付是外生的。实际中，私人转移支付并非随机选择的结果，私人转移支付的自愿原则有可能导致出现样本的自选择问题。鉴于倾向得分匹配双重差分法(PSM-DID)可以缓解这种样本选择偏误，而且可以控制不随时间变化的不可观测的组间差异。因此，本文同时采用PSM-DID进行实证检验。基于上述分析，构造双重差分模型如下：

lnconsumptionit=α+β1treatedi+β2timet+β3treatedi*timet+β4Xit+μi+τt+εit

(5)

constructureit=γ+δ1treatedi+δ2timet+δ3treatedi*timet+δ4Xit+ρi+σt+it

(6)

其中，lnconsumptionit为家庭i在时间t的消费支出取对数。constructureit为家庭消费结构升级指标。treated为样本是否为处理组的虚拟变量，处理组则treated取值为1，对照组则treated取值为0。time为年份虚拟变量，如果是2015年，则time取值为0，如果是2017年，则time取值为1。treated*time为处理组虚拟变量和年份虚拟变量的交互项，其系数β3和δ3是本文所关心的估计效应。Xit为个人和家庭层面的特征变量(与前文一致)。μi和ρi为家户固定效应，τt和σt为年份固定效应。εit和it为随机扰动项。使用模型(5)进行估计的结果如表6所示。

表6 私人转移性收入冲击对家庭消费支出的估计结果

表6的(1)-(3)列是在未匹配样本的情况下，直接采用DID方法的估计结果。其中，第(1)、(2)列分别是没有控制家庭和户主层面的变量，第(3)列加入户主特征和家庭特征变量，交互项treated*time的估计系数均在1%的水平上显著为正，且系数估计值变化不大，表明私人转移支付给家庭带来了正向的收入冲击，显著促进家庭的消费支出。表6的(4)-(6)列是采用PSM-DID方法的估计结果。同样，第(4)、(5)列分别是没有控制家庭和户主层面的变量，第(6)列加入户主特征和家庭特征变量。结果显示，获得私人转移支付使得家庭消费支出上升了6.7个百分点。总体上，与未匹配的DID方法估计结果相比，此时交互项treated*time的估计系数依然显著为正，但其绝对值略微下降。同时，可以发现，PSM-DID的估计系数值和标准误几乎没有变化，这说明估计结果是稳健的。

使用模型(6)进行估计以考察私人转移性收入冲击对家庭消费结构升级的影响，回归结果如表7所示。这里报告了采用PSM-DID方法的回归结果。可以发现，获得私人转移性收入冲击对食品消费支出占比的影响为负。当控制户主特征和家庭特征变量时估计结果是显著的，系数值为-0.009，意味着获得私人转移支付使得家庭食品消费支出占比下降了0.9%。获得私人转移性收入冲击对发展和享受型消费支出占比的影响显著为正，系数值为0.021，意味着获得私人转移支付使得家庭发展和享受型消费支出占比上升了2.1%。这与前文采用截面数据和PSM方法的估计结果基本一致，即私人转移支付有利于促进家庭消费结构升级。当家庭获得私人转移收入后，会将其更多地消费在发展和享受型支出项目中。

表7 私人转移性收入冲击对家庭消费结构升级的估计结果

更进一步地，从私人转移支付的绝对量出发，考虑私人转移支付的绝对规模大小差异可能会影响正向收入冲击对消费支出和消费结构升级的带动效应。接下来，采用私人转移支付规模的对数作为处理组的代理变量，构造连续型DID交互项lntranincome*time检验家庭消费对私人转移性收入冲击的绝对规模大小的反应。此时，交互项的系数反映获得每单位私人转移支付带来的家庭消费支出净效应。采用连续性DID的估计结果如表8所示。

表8的(1)、(2)列被解释变量是家庭消费支出对数。可以看到，交互项lntranincome*time的回归结果均在1%的水平上显著为正。结合表6的估计结果，这意味着获得私人转移支付后，家庭消费支出将增加约6.7%。在此基础上，获得的私人转移支付每增加1%带来的消费边际效应为正，家庭消费支出额外增加1.1%。表8的(3)、(4)列是食品消费支出占比，交互项的回归结果均在5%的水平上显著为负。(5)、(6)列是发展和享受型支出占比，交互项的回归结果均在1%的水平上显著为正。这意味着获得的私人转移支付每增加1%，家庭食品消费支出占比减少0.1%，发展和享受型支出占比增加0.4%。

表8 私人转移性收入冲击的绝对规模大小对家庭消费的影响

其次，从私人转移支付的相对量出发，考虑私人转移支付的相对规模大小差异可能会造成的正向收入冲击对家庭消费的影响效应。采用私人转移支付额度与家庭收入之比作为处理组的代理变量，构造连续型DID交互项rtranincome*time以检验家庭消费对私人转移性收入冲击的相对规模大小的反应。表9报告了估计结果。其中，第(1)、(2)列的被解释变量为家庭消费支出对数。结果显示，交互项的估计系数均显著为正。私人转移支付与家庭收入之比每提高1%，家庭消费支出增加4.2%。第(3)、(4)列是食品消费支出占比，第(5)、(6)列是发展和享受型消费支出占比。可以发现，交互项对食品消费支出占比的估计系数为负，但不显著，而对发展和享受型消费支出占比的估计系数显著为正，表明私人转移支付与家庭收入之比每提高1%，发展和享受型消费支出占比提升2.3%。

表9 私人转移性收入冲击的相对规模大小对家庭消费的影响

6. 稳健性检验

本文使用多种方法对实证结果进行稳健性检验。首先，鉴于分位数回归有其自身的优点，当回归变量对不同取值范围的被解释变量产生不同程度影响时，分位数回归方法能更全面地刻画出分布特征。这部分采用分位数DID回归检验私人转移性收入冲击对家庭消费支出在不同分位数的影响。表10给出分位数DID的回归结果。

表10 基于分位数DID的估计结果

可以发现，对于我们最关心的私人转移性收入冲击对家庭消费影响的净效应，即交互项treated*time的估计系数随着分位数的变化而变化。当分位点分别为10%、25%、50%、75%、90%时，交互项的系数分别为不显著的0.043、显著的0.059、0.085、0.097和0.081。估计结果基本呈现出倒U型，表明私人转移支付对不同家庭消费支出的影响存在异质性，私人转移支付有助于中高消费家庭支出的提升。对于低消费家庭，私人转移支付对其消费的促进作用并不稳健，可能原因是，相较于中高消费家庭而言，低消费家庭的消费动机较弱，即使获得了私人转移支付也不愿意将其用于消费，更愿意将其储蓄起来。

第二，替换被解释变量的度量方式，采用家庭消费支出数额作为被解释变量进行分析。表11报告了检验结果。其中，第(1)部分是采用2017年的截面数据的估计结果。无论采用何种匹配方式，家庭消费支出都显著为正，意味着获得私人转移支付使得家庭年消费支出增加约3800元。第(2)部分是采用两期面板数据，分别使用DID、PSM-DID和双向固定效应模型进行回归的结果。估计系数均显著为正，意味着私人转移支付对家庭造成了正向的收入冲击，使得家庭年消费支出增长约3300元。

表11 替换被解释变量的估计结果

最后，考虑到不同家庭的私人转移支付并不是同一年进行的，而传统DID仅仅适用于评估单一时点的处理效果，故这部分构建渐进DID模型如下：

lnconsumptionit=ω+∂1treatedit+∂2Xit+μi+τt+εit

(7)

constructureit=ϑ+φ1treatedit+φ2Xit+ρi+σt+it

(8)

上式中，treatedit是主要关心的解释变量，为虚拟变量，家庭i在时期t获得了私人转移支付则取值为1，否则取值为0。我们感兴趣的系数为∂1和φ1。其他变量含义与前文(5)、(6)式一致。接下来，采用CHFS 2015和2017年两期合并后的平衡面板35172个样本进行回归。结果如表12所示。其中，第(1)-(3)列的被解释变量为家庭消费支出对数，第(4)-(6)列的被解释变量为发展和享受型消费支出占比。回归结果显示，获得私人转移支付显著促进家庭消费支出和消费结构升级。这再次证实了本文实证结果的稳健性。

表12 渐进DID的估计结果

六、 影响机制分析

1. 流动性约束对私人转移支付促进消费效果的分析

若私人转移支付通过缓减流动性约束影响家庭消费支出，则面临流动性约束的家庭受到的影响应该更大。参考甘犁等(2018)的做法，采用家庭是否使用信用卡度量家庭是否面临流动性约束。使用信用卡取值为1，没有使用信用卡取值为0。现实中，使用信用卡可以在一定程度上缓减家庭面临的短期流动性约束，故使用信用卡意味着家庭没有面临短期流动性约束，没有使用信用卡意味着家庭可能会面临短期流动性约束。因此，将是否获得私人转移支付和是否使用信用卡进行交互，采用交互项的方式对私人转移支付的流动性约束机制进行识别。表13报告了机制检验的回归结果。

表13的第(1)列是采用双向固定效应模型的估计结果。是否获得私人转移支付(shifoutran)和是否使用信用卡(credit)的估计系数均显著为正，意味着获得私人转移支付和使用信用卡均显著促进家庭消费支出。shifoutran*credit表示是否获得私人转移支付与家庭是否使用信用卡的交互项，其估计系数显著为负，意味着相对于使用信用卡的家庭而言，获得私人转移支付对没有使用信用卡的家庭消费支出促进作用更大。

表13 机制检验结果

此外，第(2)、(3)列采用PSM-DID方法进行子样本回归。将家庭按照是否使用信用卡分为两组。一组是使用信用卡的家庭，这部分家庭可以缓减面临的短期流动性约束，故认为其不受流动性约束。另一组是没有使用信用卡的家庭，当面临短期流动性约束时，这部分家庭难以及时缓减和应对，故认为其受到流动性约束。根据(2)、(3)列的估计结果可以发现，私人转移支付仅对没用使用信用卡的家庭消费支出影响显著，而对使用信用卡的家庭影响不显著。因此，这证实了私人转移支付可以通过缓减短期流动性约束进而促进家庭消费支出。

2. 主观幸福感对私人转移支付促进消费效果的分析

一方面，家庭获得私人转移支付在一定程度上增加了家庭收入，而收入的增加对于主观幸福感提升具有重要的解释作用(罗楚亮，2017)。另一方面，私人转移支付是家庭社会网络关系的重要体现，社会网络为家庭提供情感沟通和社会支持，促使家庭对未来拥有更乐观的预期，进而有助于提升主观幸福感(李平和朱国军，2014)。同时，也有研究表明，户主的主观幸福感对家庭消费支出有着显著且稳健的正向影响(李树和于文超，2020)。

鉴于此，我们检验主观幸福感对私人转移支付促进消费效果的作用。在CHFS 调查问卷中，受访者被问到“总的来说，您现在觉得幸福吗？”，回答选项依次为“非常幸福”“幸福”“一般”“不幸福”“非常不幸福”。当受访者回答为“非常幸福”和“幸福”时，认为主观幸福感强。当受访者回答为“一般”“不幸福”“非常不幸福”时，认为主观幸福感弱。据此，将家庭按照户主主观幸福感强弱分为了两组。表13的第(4)、(5)列分别对主观幸福感强和主观幸福感弱的子样本进行回归。结果表明，对于主观幸福感强的家庭，获得私人转移支付显著促进了家庭消费支出，而对主观幸福感弱的家庭，获得私人转移支付对家庭消费支出并没有显著的促进效应。这表明户主的主观幸福感越强，私人转移支付对家庭消费支出的促进效应越明显。

七、 结论与政策含义

本文使用CHFS 2015年和2017年的微观家庭调查数据，采用PSM和PSM-DID等方法分析了是否获得私人转移支付、私人转移性收入冲击规模大小对家庭消费支出和消费结构的影响。研究表明，第一，获得私人转移支付给家庭带来了正向的收入冲击，使得家庭总消费支出显著增长6.7%左右。从收入冲击的绝对规模来看，私人转移支付每增加1%，家庭消费支出增加约1.1%。从收入冲击的相对规模来看，私人转移支付与家庭收入比每提高1%，家庭消费支出增加约4.2%。第二，获得私人转移支付有助于促进家庭消费结构升级，使得发展和享受型消费支出占比显著提升2.1%左右。从绝对规模来看，私人转移支付每增加1%，发展和享受型消费支出占比提升约0.4%。从相对规模来看，私人转移支付与家庭收入之比每提高1%，发展和享受型消费支出占比提升约2.3%。第三，相对而言，农村家庭、户主年龄越小的家庭、户主受教育程度越高的家庭、低财富家庭、高债务收入比家庭、中高消费家庭以及流动性资产不足的家庭获得私人转移支付对其消费支出的促进作用更强。第四，私人转移支付可以通过缓减流动性约束、提升主观幸福感两种机制促进家庭消费支出。

本文的政策含义如下：第一，着力提高居民的收入水平，优化收入分配格局，建立健全居民收入增长和经济增长基本同步、不同行业收入分配有效调节的机制，促使民生福祉达到新水平。第二，鼓励居民家庭内部和家庭之间的私人转移支付，以充分发挥私人转移支付促进家庭消费支出和消费结构升级的作用，这有助于促进全体人民实现共同富裕。第三，政府应加大农村地区和低收入地区通信网络设施建设和金融市场发展，如扩大银行网点和自助存取款机的覆盖率，良好的金融环境使得转账、提现更加方便快捷，可在一定程度上促进私人转移支付，同时，也可进一步缓解流动性约束进而促进家庭消费。