中國(guó)食品消費(fèi)與收入的代際彈性

一、食品消費(fèi)與代際流動(dòng)性隨著多年來的快速增長(zhǎng)，中國(guó)人民的稅收收入不斷增加，收入分配問題也是影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)協(xié)調(diào)的重要因素。2012年12月9日,西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心發(fā)布《中國(guó)家庭收入差距報(bào)告》,指出2010年中國(guó)家庭收入的基尼系數(shù)為0.61;2013年1月18日,國(guó)家統(tǒng)計(jì)局十年來首次披露官方的測(cè)算結(jié)果,指出從2003年到2012年,全國(guó)居民基尼系數(shù)在0.47到0.49之間,并于2008年后開始逐步回落。隨后,較高的基尼系數(shù)以及民間與官方估算結(jié)果的差異引起了社會(huì)各界的廣泛關(guān)注和諸多爭(zhēng)論。然而,基尼系數(shù)只是反映了靜態(tài)的收入差距狀況,更為重要的是造成該收入差距的原因———由個(gè)人天賦和努力程度不同所造成的收入差距可以為個(gè)人努力提供適當(dāng)?shù)募?lì),而由家庭背景等機(jī)會(huì)差異所造成的收入差距則需要政府干預(yù)。絕對(duì)平均并不能帶來社會(huì)經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展,我國(guó)計(jì)劃經(jīng)濟(jì)年代大鍋飯?bào)w制的失敗已經(jīng)證明了這一點(diǎn),而機(jī)會(huì)均等才是一個(gè)健康社會(huì)所應(yīng)追求的。代際流動(dòng)性就是衡量一個(gè)社會(huì)機(jī)會(huì)公平程度的重要指標(biāo)之一。較高的代際流動(dòng)性意味著父代的經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征對(duì)子代的影響較小,從而反映了較高的機(jī)會(huì)均等程度。近年來,隨著“官二代”、“富二代”現(xiàn)象的凸顯,代際流動(dòng)性開始引起社會(huì)的關(guān)注。黨的十八大報(bào)告也指出,逐步建立以權(quán)利公平、機(jī)會(huì)公平、規(guī)則公平為主要內(nèi)容的社會(huì)公平保障體系,是奪取中國(guó)特色社會(huì)主義新勝利的基本要求之一。①經(jīng)濟(jì)學(xué)界對(duì)以基尼系數(shù)衡量的中國(guó)靜態(tài)收入差距已有非常豐富的研究,相比較而言,針對(duì)中國(guó)代際流動(dòng)性的經(jīng)濟(jì)學(xué)探討則新近才興起,且已有研究主要集中于從收入角度對(duì)中國(guó)的代際流動(dòng)性進(jìn)行測(cè)算。然而,準(zhǔn)確計(jì)算收入的代際流動(dòng)性需要個(gè)人一生的收入記錄,受限于中國(guó)微觀收入數(shù)據(jù)的可得性和單年收入觀測(cè)值的波動(dòng)性,此類研究仍未就中國(guó)的代際流動(dòng)性程度取得一致結(jié)論———采用不同數(shù)據(jù)庫(kù)和收入處理方法得出的中國(guó)代際收入彈性在0.3-0.9的大范圍內(nèi)波動(dòng)(王海港,2005;Dengetal,2012;Gongetal.,2012)。筆者認(rèn)為,食品消費(fèi)數(shù)據(jù)可以為中國(guó)代際流動(dòng)性的研究提供新的視角:一方面,與收入不同,食品消費(fèi)更為平滑,在現(xiàn)有數(shù)據(jù)限制之下,能夠較好地克服由于單年觀測(cè)值波動(dòng)所帶來的測(cè)量誤差問題;另一方面,食品消費(fèi)的代際流動(dòng)本身就可以提供在收入之外的、另一個(gè)反映機(jī)會(huì)公平程度的角度———如果說,收入作為個(gè)人經(jīng)濟(jì)成就的衡量指標(biāo)、其代際流動(dòng)性反映了一個(gè)社會(huì)在整體經(jīng)濟(jì)稟賦方面的機(jī)會(huì)公平程度的話,那么,食品消費(fèi)作為最為基本的個(gè)人福利指標(biāo),其代際流動(dòng)性則反映了一個(gè)社會(huì)在基本經(jīng)濟(jì)福利方面的機(jī)會(huì)公平程度。食品消費(fèi)的較高代際流動(dòng)性表明個(gè)體的基本經(jīng)濟(jì)福利并不依賴于父代;而較低的食品消費(fèi)代際流動(dòng)性則可能暗示,收入的機(jī)會(huì)不均已經(jīng)直接影響到了個(gè)體基本消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)福利的機(jī)會(huì)均等。確實(shí),民以食為天。改革開放以來,伴隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)生活的變遷和居民收入的增長(zhǎng),食品消費(fèi)情況也有了較大變化。以城鎮(zhèn)居民家庭為例,筆者根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》整理的數(shù)據(jù)(表1)表明,從1995年到2011年,食品支出占現(xiàn)金消費(fèi)支出的比例由49.92%下降到了36.32%;而從食品消費(fèi)支出的結(jié)構(gòu)看,糧食、肉禽及其制品的比例有明顯下降,而奶及奶制品有明顯上升;更有趣的是,高收入階層的食品消費(fèi)在消費(fèi)支出中的總占比較低,但肉禽及其制品、水產(chǎn)品和奶及奶制品的消費(fèi)占比更高,而且相較于低收入階層,該差距有擴(kuò)大的趨勢(shì)。伴隨著食品消費(fèi)截面上的結(jié)構(gòu)性變化,其代際的不平等程度呈現(xiàn)怎樣的情況?不同人群在食品消費(fèi)的代際流動(dòng)性方面是否存在顯著差異?這些正是本文試圖回答的問題。總之,本文旨在從食品消費(fèi)角度估算中國(guó)的代際流動(dòng)性,并將其與收入進(jìn)行比較。下文的安排如下:第二部分對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)和方法論進(jìn)行回顧;第三部分介紹文章所采用的模型和數(shù)據(jù);第四部分匯報(bào)實(shí)證結(jié)果;第五部分進(jìn)行總結(jié)。二、消費(fèi)數(shù)據(jù)是代際流動(dòng)性研究的重要視角經(jīng)濟(jì)學(xué)對(duì)代際流動(dòng)性的研究起源于BeckerandTomes(1979)對(duì)收入的代際流動(dòng)性的研究。假設(shè)家庭i由一個(gè)家長(zhǎng)和一個(gè)小孩構(gòu)成,家長(zhǎng)的效用取決于其自身的消費(fèi)Ciparent和子代的收入Yichild,家庭總收入為家長(zhǎng)的收入Yiparent。該收入需要在家長(zhǎng)的消費(fèi)和對(duì)子代的人力資本投資Ii之間進(jìn)行分配;同時(shí),子代的收入由其人力資本在勞動(dòng)力市場(chǎng)中的回報(bào)(回報(bào)率r)和稟賦Eichild共同決定,該稟賦則由隨機(jī)量uichild和一個(gè)非隨機(jī)部分eichild共同組成。eichild為除了有意識(shí)的人力資本投資和市場(chǎng)運(yùn)氣之外、其他所有能夠在勞動(dòng)力市場(chǎng)當(dāng)中獲得回報(bào)的子代個(gè)人稟賦(Endowment)。它的含義非常廣泛,既包括生物基因遺傳所帶來的能力和健康特征,也包括家庭文化、成長(zhǎng)環(huán)境和教養(yǎng)方式等帶來的名譽(yù)、關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、以及個(gè)人的性格和偏好特征等等。該稟賦通過遺傳率φ從父代處繼承,并有一個(gè)隨機(jī)的“遺傳運(yùn)氣”部分(vichild)。家長(zhǎng)基于上述約束最大化其效用,即,求解該最優(yōu)化問題可得,由于父代稟賦eiparent難以觀測(cè),上式在實(shí)證研究中的確切求解非常困難,所以,現(xiàn)有研究轉(zhuǎn)而首先對(duì)子代和父代之間收入的相關(guān)性程度進(jìn)行分析,即,其中,β被稱為代際收入彈性(IntergenerationalIncomeElasticity,下文簡(jiǎn)稱IIE),IIE越大,則一個(gè)社會(huì)從收入角度看的代際流動(dòng)性越小。雖然(1)式的估計(jì)已經(jīng)擺脫了一般微觀計(jì)量分析所面臨的“因果關(guān)系”困境,只是退而求其次地估計(jì)相關(guān)性,但是IIE的估算卻需要一個(gè)家庭兩代人的一生收入記錄,這使得簡(jiǎn)單回歸系數(shù)的求解也變得非常困難。受限于收入數(shù)據(jù)的可得性,現(xiàn)有實(shí)證研究往往采用單年或者數(shù)年收入的均值代替一生收入(LifetimeIncome),但暫時(shí)收入沖擊會(huì)導(dǎo)致IIE被低估。例如,針對(duì)美國(guó)IIE的估值,從早期采用單年數(shù)據(jù)的0.2(BeckerandTomes,1986)上升到了采用五年均值的0.4(Solon,1992;Zimmerman,1992);倘若進(jìn)一步考慮暫時(shí)收入沖擊的持久性,IIE估值會(huì)上升到0.6(Mazumder,2005)。雖然現(xiàn)有研究正在采用各種計(jì)量方法對(duì)無法獲取一生收入記錄所帶來的估計(jì)偏誤進(jìn)行分析(Grawe,2006;Nilsenetal.2012),但是這一難題仍未獲得較好解決。正如前文所言,采用消費(fèi)數(shù)據(jù)可以在一定程度上為代際流動(dòng)性研究提供新的視角。消費(fèi)數(shù)據(jù)較為平滑,能夠較少地受到由暫時(shí)沖擊所帶來的估計(jì)偏誤的影響。此外,不少針對(duì)收入的代際流動(dòng)性研究都把獲取“永久收入(PermanentIncome)”作為準(zhǔn)確估計(jì)IIE的前提,而就永久收入假說的本意而言,永久收入不過是決定人們消費(fèi)水平的那個(gè)收入值;從這個(gè)角度看,與其在數(shù)據(jù)受限的情況下分析永久收入,不如直接研究消費(fèi)的代際流動(dòng)。與此同時(shí),消費(fèi)也是在收入之外的、另一個(gè)研究代際流動(dòng)性的視角。與針對(duì)代際收入相關(guān)性的豐富研究相比①,針對(duì)消費(fèi)的代際流動(dòng)性研究目前還不多。Mulligan(1997)首次對(duì)父子兩代人消費(fèi)水平的相關(guān)性進(jìn)行了研究;而Aughinbaugh(2000),FisherandJohnson(2006)和Charlesetal(2006)則通過更為細(xì)致的樣本篩選和更為精確的對(duì)消費(fèi)水平計(jì)算進(jìn)行了拓展;Waldkirch(2004)還運(yùn)用GMM方法對(duì)引起代際傳承的原因進(jìn)行了分解。這些研究都采用美國(guó)數(shù)據(jù),且運(yùn)用了與(2)式相同的實(shí)證方法(只是用消費(fèi)數(shù)據(jù)代替了收入數(shù)據(jù)),并發(fā)現(xiàn)消費(fèi)的代際流動(dòng)性要小于收入。與此同時(shí),針對(duì)中國(guó)代際流動(dòng)性的經(jīng)濟(jì)學(xué)研究目前主要采用中國(guó)家庭收入調(diào)查(CHIPS)數(shù)據(jù)和針對(duì)收入進(jìn)行。部分研究直接采用了單年收入數(shù)據(jù),例如王海港(2005)首次計(jì)算出1995年中國(guó)城鎮(zhèn)的IIE為0.42,而陳琳和袁志剛(2012)采用同一數(shù)據(jù)內(nèi)的工資性收入得出1995和2002年中國(guó)城鄉(xiāng)居民的IIE估值為0.42和0.33。少數(shù)研究采用了多年收入的均值,例如Dengetal(2012)運(yùn)用了個(gè)人回憶性收入的三年均值、并修正了由于父子共同居住所導(dǎo)致的樣本選擇偏誤,得出中國(guó)城鎮(zhèn)的IIE在1995和2002年分別為0.47和0.53;陳琳(2013)也運(yùn)用同一數(shù)據(jù)內(nèi)的六年(1995)和五年(2002)均值、直接對(duì)暫時(shí)收入沖擊所導(dǎo)致的估計(jì)偏誤進(jìn)行了糾正,得出以中國(guó)城鎮(zhèn)居民工資性收入計(jì)算的IIE在1995和2002年間分別達(dá)到0.843和0.380。此外,Gongetal.(2012)則結(jié)合2004年中國(guó)城鎮(zhèn)家庭教育與就業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局1986-2004年城鎮(zhèn)家庭收入與支出調(diào)查數(shù)據(jù)(非公開數(shù)據(jù)),采用雙樣本兩階段最小二乘法(TS2SLS)估計(jì)了父代的一生收入,并基于此計(jì)算得出中國(guó)的IIE估值為0.36(母親與兒子)、0.63(父親與兒子)、0.64(母親與女兒)和0.97(父親與女兒)。可以看出,由于數(shù)據(jù)來源和對(duì)收入數(shù)據(jù)處理方式的不同,這些針對(duì)中國(guó)IIE的估值結(jié)果仍有較大差異。而在收入數(shù)據(jù)的限制之下,消費(fèi)視角的研究可以在收入之外、為中國(guó)的代際流動(dòng)性研究提供新的視角,目前還沒有類似的分析。這正是本文的研究?jī)?nèi)容。雖然本文由于數(shù)據(jù)限制只能對(duì)食品消費(fèi)額而非總消費(fèi)額的代際流動(dòng)性進(jìn)行估計(jì),從而這使得研究結(jié)果具有一定局限性,但是食品消費(fèi)不僅更為平滑,也代表了更為基本的個(gè)人經(jīng)濟(jì)福利,從這個(gè)角度看,對(duì)食品消費(fèi)的代際流動(dòng)性研究也是很有意義的。同時(shí),本文還運(yùn)用CHNS數(shù)據(jù)估計(jì)了中國(guó)的IIE,并在同一樣本中對(duì)食品消費(fèi)和收入兩個(gè)視角的代際流動(dòng)性進(jìn)行了比較。三、模型和數(shù)據(jù)(一)．代父代的回歸方法本文首先估計(jì)中國(guó)的食品消費(fèi)代際彈性(IntergenerationalFoodConsumptionElasticity,下文簡(jiǎn)稱IFCE)和收入代際彈性(IIE)。和現(xiàn)有相關(guān)研究類似(Solon,1999;BlackandDevereux,2011),為了消除消費(fèi)和收入數(shù)據(jù)中的基本個(gè)人特征因素,我們首先進(jìn)行一個(gè)輔助回歸,其中,Yi，t是家庭i的子代(父代)在t年的食品消費(fèi)或收入的對(duì)數(shù)。Xi，t是一系列個(gè)人特征,包括用于控制生命周期影響(lifecycleeffects)的年齡、年齡平方、性別、家庭人口數(shù)和婚姻狀況,用于控制經(jīng)濟(jì)周期影響(businesscycleeffects)的失業(yè)狀況和年份虛擬變量組,以及控制區(qū)域特征的省份虛擬變量組①。由該式所得出的殘差值(yi，t)用于下面的進(jìn)一步分析。②將消除了個(gè)人特征的子代食品消費(fèi)或收入對(duì)父代進(jìn)行回歸,(3)式與(1)式的區(qū)別就在于用單年的食品消費(fèi)或收入觀測(cè)值代替了一生收入。^β即相對(duì)應(yīng)的IFCE或IIE估值。正如現(xiàn)有文獻(xiàn)所指出的,采用單年觀測(cè)值會(huì)低估代際彈性,所以我們采用多年均值對(duì)上述估計(jì)的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn),在此回歸中,我們采用食品消費(fèi)或收入的兩年、三年和四年均值來消除暫時(shí)沖擊的影響,通過比較消費(fèi)與收入的差異,我們將驗(yàn)證前文關(guān)于消費(fèi)數(shù)據(jù)更為平滑的假設(shè)。最后,通過在(3)式中納入父代食品消費(fèi)或收入與戶籍和受教育程度的交叉項(xiàng),我們還對(duì)不同人群的IFCE和IIE進(jìn)行了比較,其中,γ顯示了不同人群的代際流動(dòng)性差異。由于城鎮(zhèn)發(fā)展較為迅速,且機(jī)會(huì)相對(duì)充裕,我們假設(shè)城鎮(zhèn)戶籍的代際流動(dòng)性較大;同時(shí),一般認(rèn)為教育是帶來代際流動(dòng)的重要途徑,故我們也檢驗(yàn)了不同受教育人群在代際流動(dòng)性方面的差異。(二)核心變量和代際流動(dòng)性本文所采用的數(shù)據(jù)來自于中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(ChinaHealthandNutritionSurvey,CHNS)。CHNS是美國(guó)北卡羅來納州大學(xué)人口中心、食物衛(wèi)生營(yíng)養(yǎng)組織和中國(guó)醫(yī)學(xué)預(yù)防研究院組織的一項(xiàng)長(zhǎng)期調(diào)查項(xiàng)目,采用多階段隨機(jī)分層抽樣方法從覆蓋了中國(guó)東、中、西部地區(qū)的9個(gè)省中抽取樣本,每個(gè)省抽取4個(gè)縣,每個(gè)縣抽取4個(gè)村,每個(gè)村抽取20個(gè)家庭,自1989到2009年,目前共進(jìn)行了8次調(diào)查,共包括4400個(gè)家庭,約19900個(gè)個(gè)體。本文的核心變量是個(gè)人食品消費(fèi)與收入。其中,個(gè)人收入由CHNS數(shù)據(jù)直接提供,是包含了所有個(gè)人收入來源的個(gè)人總收入;而食品消費(fèi)由筆者計(jì)算得出。具體地,CHNS的營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(NutritionSurvey)中記錄了個(gè)人連續(xù)三天的詳細(xì)食品消費(fèi)量信息,通過統(tǒng)一的食品編碼,筆者把該消費(fèi)量與社區(qū)數(shù)據(jù)中相應(yīng)食品的價(jià)格進(jìn)行了匹配,二者相乘后匯總得出食品消費(fèi)的總金額,作為研究的核心變量。本文選用了該數(shù)據(jù)中能夠計(jì)算出食品消費(fèi)額的五次調(diào)查數(shù)據(jù)(1997、2000、2004、2006和2009)①,并將其中的父代和子代進(jìn)行配對(duì)。CHNS提供了家庭內(nèi)所有個(gè)體與戶主的詳細(xì)關(guān)系,例如配偶、子女、父母、配偶的父母、兄弟姐妹、祖父母等等,這使得我們能夠獲得較以往研究更多樣的父子類型———不僅包括所有的父代為戶主的配對(duì),還包括共同居住的子代為戶主的配對(duì),以及共同居住的、子代和父代都不是戶主的配對(duì)②。和代際流動(dòng)性的現(xiàn)有研究相一致(Gongetal.,2012),我們進(jìn)一步選取了所需個(gè)人信息(詳見表1)都完整的樣本,并刪除了父代和子代年齡差距小于14歲、以及非工作年齡的樣本。得到最終的有效樣本量為3651,由于其中部分父子同時(shí)匯報(bào)了多年的食品消費(fèi)和收入值,故該樣本是一個(gè)混合截面數(shù)據(jù)(PoolData)。表2給出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)信息。③四、評(píng)估結(jié)果表明(一)家庭和婚姻特征表3顯示了輔助回歸的計(jì)量結(jié)果,大多數(shù)變量的系數(shù)都和類似研究一致。其中,年齡和年齡平方的正向和負(fù)向系數(shù)顯示了食品消費(fèi)或收入的生命周期特征;男性較女性具有顯著更高的食品消費(fèi)和收入;較多的家庭人口和失業(yè)減少食品消費(fèi)和收入;婚姻狀況的影響并不完全顯著;與1997年相比,除2000年可能受到當(dāng)年經(jīng)濟(jì)衰退的影響外,隨后年份的食品消費(fèi)和收入都有顯著增加;而與經(jīng)濟(jì)最發(fā)達(dá)的省份江蘇相比,其他省份的食品消費(fèi)和收入都顯著較低。(二)計(jì)算代際彈性基于上述回歸所得的殘差,表4匯報(bào)了我國(guó)食品消費(fèi)的代際彈性(IFCE)。其中,第(1)列為采用整體混合截面樣本得到的IFCE估值,為0.879,即父代的食品消費(fèi)提高1%,將伴隨子代食品消費(fèi)提高0.879%。而第(2)到(5)列分別針對(duì)混合截面中匯報(bào)了不同年份的子樣本、采用食品消費(fèi)的多年均值估計(jì)IFCE,所得結(jié)果在0.877-0.915之間波動(dòng),與采用混合截面的估值結(jié)果差異不大。類似的,表5匯報(bào)了我國(guó)收入的代際彈性(IIE)。其中,第(1)列為采用整體混合截面樣本得到的IIE估值,為0.427,即父代的收入提高1%,將伴隨子代收入提高0.427%。而第(2)到(5)列分別針對(duì)混合截面中匯報(bào)了不同年份的子樣本、采用收入的多年均值估計(jì)IIE,所得結(jié)果在0.423-0.689之間波動(dòng),與采用混合截面的估值結(jié)果相比有較大提高①。而這一估值與Dengetal.(2012)對(duì)中國(guó)IIE的估計(jì)結(jié)果較為接近。比較表4和表5的結(jié)果可以看出:首先,食品消費(fèi)的代際彈性遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于收入的代際彈性,即使是采用多年收入均值得出IIE的最高估值0.689,也遠(yuǎn)低于采用單年收入得出的IFCE的最低估值0.877,從而顯示食品消費(fèi)的代際流動(dòng)性低于收入,或者食品消費(fèi)的代際傳承更為嚴(yán)重;其次,采用多年收入均值的估計(jì)顯著提高了IIE估值,卻沒有顯著提高IFCE估值,從而證明食品消費(fèi)確實(shí)較收入更為平滑,能夠在現(xiàn)有數(shù)據(jù)約束下更為準(zhǔn)確地衡量代際流動(dòng)性。(三)減少了消費(fèi)總量對(duì)代際流動(dòng)性的影響最后,我們還通過交叉項(xiàng)分析了不同戶籍和受教育程度人群的代際流動(dòng)性差異,表6匯報(bào)了結(jié)果。從絕對(duì)水平來看,城鎮(zhèn)戶籍顯著提高收入和食品消費(fèi),且對(duì)收入的影響遠(yuǎn)高于對(duì)食品消費(fèi)的影響(分別為0.308和0.051);相較于大專及以上的受教育程度組,初中高中和小學(xué)及以下都顯著大幅降低收入(分別為0.287和0.102),并小幅提升食品消費(fèi)(分別為0.057和0.052),教育的收入回報(bào)和低收入者較高的恩格爾系數(shù)可能是導(dǎo)致這一結(jié)果的原因。從對(duì)代際流動(dòng)性的影響來看,城鎮(zhèn)戶籍能夠較高幅度地顯著降低IIE(0.137),顯示城鎮(zhèn)戶籍的代際收入流動(dòng)性明顯高于農(nóng)村戶籍;而對(duì)IFCE的影響則較小(只有-0.011),且不顯著,顯示戶籍對(duì)于食品消費(fèi)的代際流動(dòng)性影響并不大。而相較于大專及以上的受教育程度組,初中高中和小學(xué)及以下的人群具有較高的代際彈性,且對(duì)于IIE的影響較大(分別為0.193和0.092),且統(tǒng)計(jì)上也較顯