耐用品存量消費不平等的形成機制研究

一、從消費不平等轉(zhuǎn)向商品與勞務(wù)消費的公平缺乏消費需求是中國經(jīng)濟發(fā)展的一個重要問題。我國日益扭曲的城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間、不同群體之間的收入差距和消費差距是居民消費率長期偏低且持續(xù)下降的重要原因(方福前,2009)。促進消費需求增長,我們不僅應(yīng)追求居民收入分配的公平,還應(yīng)體現(xiàn)食物、耐用品、教育、醫(yī)療、住房、社保等消費和服務(wù)的平等。收入不平等和消費不平等都是經(jīng)濟不平等的重要組成部分,然而,相對于微觀消費數(shù)據(jù),收入數(shù)據(jù)更直觀且容易獲得,因此更多學(xué)者專注于我國收入差距或工資差異的研究(趙人偉等,1999;陳釗等,2010;邢春冰和李實,2010),而消費差距1的研究相對較少。與消費不平等相比,收入不平等對居民真實福利水平差異的衡量具有一定的局限性。考慮到我國社會經(jīng)濟體制發(fā)生的深刻變革,居民能否享受到醫(yī)療、教育和住房等改革的實際好處,不僅要看可支配收入,關(guān)鍵還要看居民對商品和服務(wù)的消費。Jencks(1984)發(fā)現(xiàn),在20世紀(jì)70年代的美國,居民收入增長幾乎停滯,但總體生活水平仍明顯提高,醫(yī)療條件的進步使預(yù)期壽命增加,衣食住行也均得到改善。Sen(1997)認為居住的自然環(huán)境、時代的變遷、家庭的結(jié)構(gòu)等都會對個體的福利產(chǎn)生影響,而收入不平等的衡量往往假定個體是同質(zhì)的,忽略了個體異質(zhì)性引起的福利差異,據(jù)CutlerandKatz(1992)計算,1988年美國的收入基尼系數(shù)為0.397,而消費的基尼系數(shù)僅為0.296。此外,MeyerandSullivan(2010)比較了眾多數(shù)據(jù)庫中的收入和消費數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)收入數(shù)據(jù)存在低報情況,并且回應(yīng)率比消費數(shù)據(jù)低。尤其對于貧困家庭,用消費衡量福利比收入更準(zhǔn)確。我國居民受傳統(tǒng)文化的影響,“低調(diào)”、“不露富”,上層編碼(top-coded)的數(shù)據(jù)難以獲得,這可能會使收入不平等的估計產(chǎn)生偏誤。因此,作為經(jīng)濟不平等的重要組成部分,越來越多的學(xué)者開始將視角轉(zhuǎn)向消費不平等,以期更全面地衡量居民福利水平差異。消費不平等衡量商品與勞務(wù)消費的差距,屬于經(jīng)濟公平范疇,緩解消費不平等事關(guān)民生改善和福祉增進;當(dāng)前世界經(jīng)濟復(fù)蘇緩慢,國內(nèi)經(jīng)濟存在持續(xù)下行的壓力,緩解消費不平等又事關(guān)我國經(jīng)濟效率和平穩(wěn)持續(xù)增長問題。2008年全球金融危機爆發(fā)以來,我國實施了應(yīng)對危機沖擊的家電下鄉(xiāng)、家電汽車以舊換新等刺激政策,實施兩年多的家電以舊換新政策,拉動直接消費超過3400億元,據(jù)悉2012年部分省份延續(xù)了2010年結(jié)束的以舊換新和汽車下鄉(xiāng)兩大補貼政策。2家電下鄉(xiāng)政策一方面有力激活了廣大農(nóng)民的潛在消費能力,提振了國內(nèi)耐用品消費市場3;另一方面,政府給予家電政策補貼也促進了城鄉(xiāng)之間耐用品消費的公平,是打破城鄉(xiāng)二元體制和促進城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的一個重要政策嘗試。本文首次系統(tǒng)研究了長期以來我國耐用品存量消費不平等的大小、動態(tài)規(guī)律、分解效應(yīng)和形成機制,并與收入不平等進行了深入比較,利用耐用品城鄉(xiāng)消費不平等的經(jīng)驗認識,可對已實行的家電下鄉(xiāng)政策效應(yīng)進行簡要評估,也可為新一輪消費政策的實施重點提供決策支持。二、國外相關(guān)研究國外對消費不平等的研究主要從兩個角度入手。一是將收入不平等衡量的標(biāo)準(zhǔn)方法(如基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)及分位數(shù)之比等)應(yīng)用于消費不平等指標(biāo),或者基于居民的人口學(xué)特征予以分組,討論消費不平等的大小和演變趨勢。CutlerandKatz(1992)對20世紀(jì)80年代美國的數(shù)據(jù)進行了分層統(tǒng)計以及等值因子的調(diào)整,發(fā)現(xiàn)消費和收入不平等變化的趨勢相同,但收入不平等的增長幅度遠遠大于消費不平等。而Attanasioetal.(2012)卻發(fā)現(xiàn)在1980—2010年間美國消費不平等的增長幅度幾乎與收入不平等的增長幅度相同,可見學(xué)者們對兩種不平等大小的比較仍存在分歧。JohnsonandShipp(1997)根據(jù)家庭類型和教育程度分解消費不平等,認為消費不平等增長的3/4可由組間不平等和人口結(jié)構(gòu)的變化解釋。Barrettetal.(2000)用對數(shù)方差、基尼系數(shù)、阿特金森指數(shù)等指標(biāo)考察澳大利亞消費差距的大小,并利用阿特金森指數(shù)的分解,驗證了老齡化和家庭人口結(jié)構(gòu)的變化對消費不平等僅有微小的影響。4JappelliandPistaferri(2010)成功解釋了收入不平等高于且增速快于消費不平等,認為收入的不平等更多是由收入沖擊引起的。二是在LC-PIH的一般框架內(nèi),探究收入不平等和消費不平等差異的演化機制和形成原因。DeatonandPaxson(1994)、OhtakeandSaito(1998)將消費不平等分解為年齡效應(yīng)、出生組組間效應(yīng)和時間效應(yīng),重點強調(diào)了老齡化對消費不平等的影響,發(fā)現(xiàn)組內(nèi)消費和收入的不平等隨著年齡的增長而增加。他們認為,收入沖擊的積累導(dǎo)致了收入分配結(jié)果的惡化,沖擊還將通過LC-PIH機制造成居民間的消費差距。BlundellandPreston(1998)、Attanasioetal.(2002)指出,出生組組內(nèi)收入和消費的方差及協(xié)方差的演變可以識別永久性和暫時性的外部沖擊。KruegerandPerri(2006)構(gòu)建收入風(fēng)險分擔(dān)和信貸市場內(nèi)生發(fā)展的消費模型,發(fā)現(xiàn)消費不平等并沒有顯著增加,這與收入不平等的變化規(guī)律有所不同。Blundelletal.(2008)研究了收入不平等與消費不平等之間的關(guān)系,探尋了收入沖擊作用于消費不平等的貢獻程度和保險平滑機制,認為收入沖擊持續(xù)時間的變化是美國20世紀(jì)80年代收入不平等和消費不平等趨勢分離的原因,稅收、轉(zhuǎn)移支付和家庭勞動供給對消費不平等具有重要作用。Heathcodeetal.(2009)將消費、勞動供給和部分保險納入一個統(tǒng)一的分析框架,研究了收入沖擊對勞動力供給和消費的影響。Brzozowskietal.(2010)發(fā)現(xiàn)加拿大的稅收和轉(zhuǎn)移支付制度抵消了收入不平等的大部分增長,使得消費不平等相對平穩(wěn)?；谏鲜鰢馕墨I,我們發(fā)現(xiàn)消費不平等與收入不平等既有區(qū)別也存在內(nèi)在關(guān)聯(lián)。區(qū)別在于衡量居民福利差距的角度和準(zhǔn)確性不同,不同國家和不同歷史時期,兩者作為經(jīng)濟不平等的代理變量可互相補充,更為完整地刻畫居民的福利差距(Johnsonetal.,2005)。而聯(lián)系在于消費不平等和收入不平等的分解具有理論上的含義,分解結(jié)果對應(yīng)了居民面臨的是預(yù)期到的沖擊還是未預(yù)期到的沖擊。目前,我國的社會保障體系仍不完善,民間金融發(fā)展受到限制。居民消費存在諸多顧忌,特別是低收入群體面臨較強的信貸約束,為應(yīng)對未來風(fēng)險,只好減少消費增加儲蓄,而高收入群體強勁的購買能力和信貸市場的支持更有利于他們消費。從這個角度看,消費不平等反映出的真實福利差距要比收入不平等更為嚴(yán)重,且高收入群體的消費支出占總消費支出的比例較小,又難以成為居民消費的主要力量。因此,消費不平等不僅能從微觀層面反映居民的福利分配狀況,還能為國內(nèi)需求不足提供解釋。此外,消費差距的變動可以反映出財富分配的變動情況(Pendakur,1998;BlundellandPreston,1998),因此也可將其作為財富不平等的代理變量之一。一些學(xué)者也研究了中國的消費不平等。QuandZhao(2008)認為消費不平等的快速增長主要發(fā)生在1988—1995年,而1995—2002年是收入不平等的快速增長年份,價格效應(yīng)和城市家庭更高的消費增長是城鄉(xiāng)消費不平等增加的主要來源。Caietal.(2010)發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)地區(qū)的收入和消費不平等均持續(xù)上升,城市消費不平等要大于收入不平等,且消費不平等緊密跟隨(comovement)收入不平等走勢,文章也從所有制調(diào)整、城市化、全球化和家庭特征等因素分析了城鎮(zhèn)地區(qū)收入差距的形成原因,但沒有分析消費不平等的形成原因。曲兆鵬和趙忠(2008)從年齡及人口老齡化視角,考察了我國農(nóng)村的消費和收入不平等,認為我國農(nóng)村消費不平等要低于收入不平等,老齡化對不平等的效應(yīng)很小,由于更多側(cè)重于研究老齡化對消費不平等的微小影響,可能會忽略消費不平等更為重要的形成原因。GaoandZeng(2010)利用世界收入不平等數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)中國經(jīng)濟發(fā)展與居民消費不平等存在負向關(guān)系,認為我國經(jīng)濟發(fā)展提高了金融市場的有效性,更好的消費平滑機制降低了居民的消費不平等。國外關(guān)于微觀家庭消費和消費不平等的文獻較多,而有關(guān)中國消費不平等的研究仍然較少5,且都側(cè)重于非耐用品消費或食物消費等領(lǐng)域,缺乏專門針對耐用品消費不平等的研究,缺少收入不平等與消費不平等的比較研究。本文將彌補這個空缺,整理出CHNS中的家用電器耐用品消費數(shù)據(jù),全面深入地研究我國耐用品消費不平等,并探討耐用品消費不平等和非耐用品消費不平等的不同規(guī)律。本文的其他部分構(gòu)成如下:第三部分是數(shù)據(jù)說明與處理,第四部分是消費不平等和收入不平等的趨勢、大小及分解,第五部分主要分析消費不平等的形成機制,第六部分是結(jié)論與政策建議。三、預(yù)期收入估計模型國外消費文獻所使用的消費數(shù)據(jù)范疇具有異質(zhì)性,如DeatonandPaxson(1994)的文章中,我國臺灣地區(qū)(非耐用品)、美國(非耐用品和非醫(yī)療支出)、英國(非耐用品)三個地區(qū)消費數(shù)據(jù)包含的內(nèi)容就不一樣;而CrossleyandPendakur(2006)用非耐用品和估算的住宅消費代表總消費。本文將使用CHNS1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年共8次調(diào)查數(shù)據(jù),重點關(guān)注家庭電器這一耐用品消費項。研究耐用消費品主要有以下原因:第一,根據(jù)生命周期和持久收入消費理論,消費主要取決于長期或一生的收入,預(yù)期收入對非耐用品消費和耐用品消費都有重要影響,但相比非耐用消費品,耐用品的購買費用支出一般比較高,更能反映家庭所面臨的收入風(fēng)險和流動性約束;第二,耐用品在家庭財富中占有更大比例,也更容易反映出家庭生命周期內(nèi)的財富和生活水平,在缺少家庭財產(chǎn)數(shù)據(jù)的情況下有些文獻會直接采用耐用品存量來度量家庭財富水平;第三,耐用品消費與消費者的家庭特征相關(guān)性較大,不同的家庭特性對耐用品購買決策可能有顯著影響;第四,CHNS數(shù)據(jù)采用的是面對面采訪式記錄,而非日記式,相比非耐用品,耐用品購買件數(shù)少、金額大、記憶較深刻,這保證了耐用品消費數(shù)據(jù)的相對準(zhǔn)確性。CHNS中家用電器及其他商品包括收音機和錄音機、錄像機、黑白電視機、彩色電視機、洗衣機、冰箱、空調(diào)、縫紉機、電扇、計算機、照相機、微波爐、電飯煲、高壓鍋、電話、手機、VCD/DVD、衛(wèi)星電視等共18項。根據(jù)問卷中“該種電器總價值多少錢”這個問題6,我們將每個家庭各類耐用品的估計價值加總,就得到耐用品消費存量數(shù)值。因此,本文的耐用品不平等反映的是耐用品存量消費的不平等。本文主要采用出生組分析,出生組是基于個體的概念,而CHNS問卷中調(diào)查的是整個家庭的耐用品消費情況。由于家庭消費的不可分割性,獲得個人消費數(shù)據(jù)不如個人收入那樣方便。因此需要對家庭的消費和收入水平進行調(diào)整,將家庭層面的消費和收入調(diào)整到個體層面,得到家庭的“真實”福利。文獻中的普遍做法是用等值因子消除家庭規(guī)模經(jīng)濟的影響7,如OECD等值因子和單位根等值因子(OECD,2008)。但我國并沒有統(tǒng)一的等值因子,為了文獻間的比較,本文采用家庭規(guī)模代替,即用家庭總的消費值除以家庭規(guī)模得到人均值。由于不同省份不同年份的價格水平存在一定差異,消費和收入必須進行價格調(diào)整。我們運用CHNS提供的CPI將人均消費調(diào)整到2009年的水平8,人均收入也將進行同樣的調(diào)整。此外,在進行數(shù)據(jù)清理時,我們保留家庭消費和收入為正的樣本,去除收入和消費數(shù)據(jù)中1%最高和最低的異常值,共得到23027個有效樣本。表1是收入和耐用品消費9的統(tǒng)計量描述。四、消費不平等和收入不平等的趨勢、規(guī)模和分解(一)耐用品存量消費的階段性特征不平等的分析建立在收入和消費平均水平上,收入差距與經(jīng)濟增長的關(guān)系取決于城鄉(xiāng)收入差距水平和經(jīng)濟發(fā)展階段(王少平和歐陽志剛,2007)。國際經(jīng)驗表明,當(dāng)人均GDP處于1000美元時,收入差距擴大可能會阻礙經(jīng)濟的進一步發(fā)展。因此,分析收入和消費的時間趨勢有一定意義,可得到不同歷史階段下經(jīng)濟不平等的直觀印象。從表1我們可以看到收入和耐用品消費的平均值與標(biāo)準(zhǔn)差的時間趨勢。過去三十多年,我國的經(jīng)濟改革取得了巨大成就,居民的收入水平持續(xù)增長;20世紀(jì)90年代的收入增長速度較為平穩(wěn),直到2000年以后,居民的收入才有一個較大的飛躍,特別是2006—2009年,人均收入增加了約35%。雖然居民收入和消費的平均值持續(xù)增加,但兩者的標(biāo)準(zhǔn)差也在增加,尤其是從1997年后居民收入波動愈發(fā)顯著。這說明90年代末期以來,我國的改革開放進程全面深入推進,國企、醫(yī)療、教育、就業(yè)等體制改革和動蕩的外部經(jīng)濟環(huán)境,加劇了收入風(fēng)險。相對于收入,耐用品存量消費的標(biāo)準(zhǔn)差跳躍度更小,耐用品存量消費變化較為平緩。這可能一方面說明我國城鄉(xiāng)耐用品存量消費水平仍然比較低;另一方面與耐用品的消費特點有關(guān),消費者若本期購買,下期一般不會購買相同的耐用品,耐用品消費結(jié)構(gòu)升級受限于這一特點。這可從表1中看出家用電器的購買表現(xiàn)出不同的階段性特征,呈現(xiàn)出兩次耐用品大規(guī)模結(jié)構(gòu)升級階段,但其他年份的耐用品平均消費較為穩(wěn)定。10表1中耐用品時間趨勢與20世紀(jì)90年代中后期以購買彩電、電冰箱、洗衣機為主的消費結(jié)構(gòu)升級和2003以后以通信產(chǎn)品和汽車為主帶動的消費結(jié)構(gòu)升級相吻合。(二)耐用品在我國社會經(jīng)濟發(fā)展中的作用日益凸顯與JappelliandPistaferri(2010)一樣,我們選擇對數(shù)方差、基尼系數(shù)、90分位數(shù)與50分位數(shù)之比、50分位數(shù)與10分位數(shù)之比作為不平等的衡量指標(biāo)。四個度量指標(biāo)有各自的特點,從不同角度對不平等進行了全面的衡量。其中,只有基尼系數(shù)滿足“轉(zhuǎn)移支付原理”11,對數(shù)方差具有特定的理論含義,之后將加以說明。鑒于基尼系數(shù)的變化只能反映出總體的不平等,我們還用90分位數(shù)、50分位數(shù)和10分位數(shù)之間的對比,評價不同階層收入和消費差距的相對變化。從圖1中我們有幾點發(fā)現(xiàn):第一,耐用品消費不平等大于收入不平等。12收入的基尼系數(shù)在0.3—0.45之間,而耐用品消費的基尼系數(shù)一直保持在0.5以上。這主要與耐用品的“耐用性”、“家庭內(nèi)部公共物品”和耐用品購買決策等特點有關(guān)。一般而言,耐用品具有使用壽命較長、可多次使用的“耐用性”特點;耐用品作為一種“家庭內(nèi)部公共物品”,有一定的規(guī)模經(jīng)濟;耐用品的價格相對昂貴,購買決策離散且購買次數(shù)較少,購買行為較為慎重,因而家庭擁有的耐用品存量達到目標(biāo)數(shù)量時,就不會輕易調(diào)整耐用品規(guī)模。此外,改革開放的全面推進,先富裕起來的高收入群體首先享受到了經(jīng)濟增長的成果,耐用品的消費總是先于低收入群體且經(jīng)過了多次升級,而低收入群體的耐用品更多的是第一次購買,這均造成了我國家庭耐用品消費不平等很長時間內(nèi)都維持在高位。隨著家庭日常耐用消費品的飽和,2000年開始耐用消費品不平等指標(biāo)呈下降趨勢。第二,耐用品消費不平等不斷下降而收入不平等卻日益上升。13收入差距的惡化在學(xué)界已成為共識,消費不平等的下降卻鮮有研究涉及。20世紀(jì)90年代中期開始,特別是2000年以后,我國經(jīng)濟增長和收入水平增速加快,城鄉(xiāng)居民逐漸開始大規(guī)模購買“新三件”,升級替代“老三件”,耐用品消費逐漸飽和,居民間的消費差距不斷縮小。同時,勞動者收入份額在過去十多年間持續(xù)下降,作為居民收入最重要的組成部分,收入份額的波動加劇了風(fēng)險的預(yù)期,使居民消費結(jié)構(gòu)升級的時間和速度有所滯后。值得注意的是,耐用品消費不平等與收入不平等的差異逐漸變小。2006年以后,消費不平等大幅下降,這可能是由于社會保障等公共服務(wù)體系的完善,增強了居民平滑消費的能力;收入分配狀況變好,這說明政府改善民生的各項政策初見成效。第三,中產(chǎn)階級興起,低收入群體生活好轉(zhuǎn)。2000年以后,基尼系數(shù)和對數(shù)方差指標(biāo)代表的消費差距開始縮小且有趨同之勢。隨著科技的進步和我國市場經(jīng)濟的逐步完善,彩電、冰箱等家用電器全面進入普通家庭,中間階層和低收入群體的生活水平得到改善。消費的90分位數(shù)與50分位數(shù)之比反映了高消費階層與中等消費階層的福利差距在縮小。消費的50分位數(shù)與10分位數(shù)之比則是中等消費階層和低消費階層的比較,1993—2000年上升,2000年后下降。反映了20世紀(jì)90年代,中等消費階層率先進行耐用品消費的升級,在2000年后達到飽和。上文對不平等的分析只是考察了橫截面的收入或者消費狀況,并沒有將出生在不同時代的人面臨的不平等區(qū)分開來。各出生組年齡不同,所處時代不同,則具有差異化的利率歷史(CrossleyandPendakur,2006),面臨不同的跨期替代(BlundellandPreston,1998)。社會、政治、經(jīng)濟條件時刻在變動,相同年齡的不同時代人的不平等也就不具有可比性,因此下文將構(gòu)建出生組,重點討論出生組組內(nèi)的不平等狀況。(三)不同年齡出生組的消費不平等出生組組內(nèi)的不平等提供了更深層次的福利差距信息。DeatonandPaxson(1994)證明了這種分析方法是有效的。相對于面板方法,出生組分析不會出現(xiàn)樣本消耗的現(xiàn)象。這里,我們用戶主作為家庭的代表性個體。在中國的家庭文化中,戶主通常具有較高的收入和議價能力,對耐用品消費的影響較大。樣本中,全日制的學(xué)生并沒有完整的收入和消費信息,退休以及年紀(jì)較大的老人可能與子女住在一起。為了排除這種干擾,我們保留戶主年齡在23歲到60歲的家庭樣本,結(jié)合第三部分處理得到的收入和消費數(shù)據(jù),最終得到17222個樣本,我們根據(jù)戶主的出生年代每十年構(gòu)建一個出生組。表2顯示了從20世紀(jì)20年代到80年代共7個出生組的觀察值情況,大多數(shù)出生組的樣本在1000個以上。由于樣本的選擇和處理,最年老和最年輕的出生組樣本量較小,分析容易形成誤差,本文重點考察中間的20世紀(jì)30年代至70年代共5個出生組的不平等。圖2是各出生組的組內(nèi)不平等隨年齡增長的變化趨勢圖,福利差距用消費或收入的對數(shù)方差表示。與曲兆鵬和趙忠(2008)不同,本文出生組內(nèi)不平等曲線更為陡峭,趨勢為倒U形,只有一個較為明顯的波峰,組內(nèi)不平等呈現(xiàn)出曲折上升而后下降的趨勢,我們將這種差異主要歸結(jié)于耐用消費品自身的特點。第一,曲兆鵬和趙忠(2008)的研究對象是非耐用品,非耐用品的購買和消費是連續(xù)的,因此其消費不平等曲線較為曲折,有多個波峰。而耐用品相比非耐用品而言,在家庭財富中占有更大比例,耐用品購買決策更趨于離散,家庭一定時期內(nèi)擁有的耐用品存量達到目標(biāo)數(shù)量時,就不再增加,所以本文出生組內(nèi)的消費不平等呈現(xiàn)出唯一的波峰,這與我國家用電器耐用品的大規(guī)模升級時間一致。第二,曲兆鵬和趙忠(2008)出生組內(nèi)的不平等曲線有多個波峰且出現(xiàn)的時間不確定,而本文中消費不平等的高峰時間具有規(guī)律性,越年輕的出生組消費差距出現(xiàn)的時間越早,如20世紀(jì)70年代出生的人群在30歲左右時消費差距最大,而50年代出生的人群則在45歲左右時消費差距最大。過去幾十年,隨著我國社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的巨大轉(zhuǎn)變,不同年代人群的職業(yè)、經(jīng)濟能力和消費觀念也發(fā)生了變化。年輕的出生組享受了經(jīng)濟增長的紅利,更傾向于提前消費,這使得年輕出生組較早出現(xiàn)了消費差距的高峰。我們還發(fā)現(xiàn),年輕出生組(如70年代出生組)面臨的收入不平等更高一些,而對于消費不平等,年老出生組(如30年代出生組)較高。年輕人剛進入勞動力市場時,工作不如年老出生組穩(wěn)定,收入差距較大。年老出生組一般事業(yè)更加穩(wěn)定,消費需求旺盛,相比較年輕出生組普遍的較低消費,不平等程度自然高一些。我們也要考慮到,經(jīng)濟多元化的快速發(fā)展伴隨著宏觀風(fēng)險的持續(xù)積累,不同出生組面臨著宏觀經(jīng)濟的波動和自身異質(zhì)性風(fēng)險的沖擊,這造成不同出生組間比較的困難。以上的分析部分刻畫了各出生組不平等的變化趨勢,這種不平等同時包括了組內(nèi)不平等和組間不平等,混雜了隨著年齡增長的風(fēng)險的持續(xù)積累。這兩種不平等混在一起,不利于厘清真正的不平等關(guān)系。由于組間比較的困難,下文將重點考察組內(nèi)的不平等,以將年齡效應(yīng)分解出來。(四)對于消費不平等的出生群體，分解1.檢驗?zāi)Ｐ图肮烙嫺鶕?jù)DeatonandPaxson(1994)的研究,不平等隨著人口老齡化而惡化,他們的理論基礎(chǔ)是,在永久收入假說的一般框架和相關(guān)前提假設(shè)下,持久沖擊將導(dǎo)致組內(nèi)的消費不平等隨著時間增加而積累。下面將消費不平等分解為出生組效應(yīng)和年齡效應(yīng)。我們沿用OhtakeandSaito(1998)的模型14:(1)式中,j表示出生組所屬的年代,k表示年齡,σh表示個體異質(zhì)性方差。消費不平等可分解為兩個部分,(1)式左邊表示出生組總體的不平等,右邊第一項為出生組效應(yīng),代表了出生組初始的分配差距,右邊第二項為年齡效應(yīng),代表了隨時間變化的未預(yù)期到的沖擊積累的結(jié)果。為便于實證上的檢驗,構(gòu)建虛擬變量,估計以下方程:(2)式中,cohort表示出生組,與之前的分析相同,從20世紀(jì)20年代到80年代,每10年確定一個出生組,共8個。age表示年齡組,從23歲到60歲,每1歲確定1個年齡組,共38個。然后構(gòu)造虛擬變量進行回歸分析,系數(shù)αm、βn分別為出生組效應(yīng)和年齡組效應(yīng)。我們還將此方程應(yīng)用于收入的不平等,消費不平等和收入不平等的年齡效應(yīng)具有特定的理論含義,可以對預(yù)期到的沖擊和未預(yù)期到的沖擊加以比較和區(qū)分。2.經(jīng)濟增長效應(yīng)消費不平等的出生組效應(yīng)尤其具有經(jīng)濟含義,它代表了出生組本身持久收入的差距。某種意義上,出生組效應(yīng)才是“真實的不平等”,因為剔除了年齡效應(yīng)代表的時間風(fēng)險。出生組效應(yīng)可比較各不同出生組之間消費和收入的差距,但宏觀經(jīng)濟環(huán)境的變動使得這種比較意義不大,因為經(jīng)濟增長的成果與收入差距的擴大相互交織,難以分辨出真實的福利差異,只能對不平等的大小有一個大致的印象。很容易看到,表3所有的估計系數(shù)在1%的水平上顯著。出生組效應(yīng)的比較基于20世紀(jì)20年代出生的人群,1920年之后的出生組面臨更高的收入不平等和更低的消費不平等。比如相對于20年代出生的人群,70年代生人的收入不平等要高0.89,消費不平等要低1.33。過去三十多年間,我國的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變動迅速,市場經(jīng)濟體制逐漸完善,宏觀經(jīng)濟環(huán)境影響了出生組效應(yīng)。比如70年代與80年代生人收入系數(shù)相差較大,這兩代人之間的差距要比50年代和60年代的差距更大,這也從一個側(cè)面反映了我國社會和經(jīng)濟環(huán)境經(jīng)歷了巨大變革。3.年齡大、消費不平等的消費方程的估計系數(shù)顯著性的趨勢年齡效應(yīng)的分析是在出生組確定的情況下,探討收入不平等和消費不平等隨年齡變化的特征。我們以23歲人群為標(biāo)準(zhǔn)分析年齡效應(yīng),為了簡潔,表4僅報告了25歲開始大多數(shù)年齡的估計系數(shù)結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示,收入方程的估計系數(shù)在35歲及以前有正數(shù)和負數(shù),并且顯著性與非顯著性交替出現(xiàn),直到35歲以后,年齡效應(yīng)開始變得顯著并且趨勢得到了加強。相對于23歲的人群,35歲及以后的人面臨更大的收入不平等,并且這種不平等的程度越來越高。而消費方程的估計系數(shù)的整體趨勢恰好相反,幾乎所有的年齡段面臨的消費不平等都比23歲的人群要低,顯著性隨著年齡的增加而遞減?？傊?收入不平等和消費不平等的年齡效應(yīng)顯著性趨勢存在明顯差異,對于特定的出生組,收入差距隨著年齡的增加變得更加敏感,年齡越大,收入沖擊的累計效果越明顯,而消費差距的敏感性變?nèi)?。?jù)OhtakeandSaito(1998)的解釋,組內(nèi)消費不平等的年齡效應(yīng)反映了未預(yù)期到的沖擊,而收入不平等的年齡效應(yīng)同時包含了未預(yù)期到的沖擊和預(yù)期到的沖擊。未預(yù)期到的沖擊通常加劇了消費不平等,而不是縮小了消費不平等。因此,我們推斷預(yù)期到的永久性沖擊是消費不平等下降的主要原因,而預(yù)期到的永久性沖擊可能與收入不平等和其他家庭人口特征相關(guān)性較大。比如教育程度就是一種永久性沖擊,它有可能加大也可能縮小消費差距。第五部分我們將主要從收入不平等和家庭特征等因素出發(fā),考察耐用品消費不平等的形成機制。五、城市與農(nóng)村消費不平等的原因分析鑒于我國市場經(jīng)濟改革的不同深入程度,消費不平等的演進機制可能并不相同,我們將分時期考察消費不平等的形成原因。同時,城市與農(nóng)村居民面臨不同類型的收入沖擊,且家庭特征的異質(zhì)性使得應(yīng)對沖擊的能力不同,因此我們也將分城市與農(nóng)村探討消費不平等下降的形成原因。此外,我們也會簡要比較消費不平等與收入不平等影響因素的差異。(一)解釋變量與數(shù)據(jù)說明與之前用出生組對數(shù)方差指標(biāo)度量不平等不同,本部分使用組群基尼系數(shù)指標(biāo)來表示不平等。為了保證每一組內(nèi)有足夠的樣本數(shù)量來獲得不平等指標(biāo),這里我們在混合截面數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上,采用地區(qū)和出生組兩個維度構(gòu)建組群,計算出不同地區(qū)不同出生組內(nèi)的基尼系數(shù)表示消費和收入不平等。綜合尹志超和甘犁(2009)、樊瀟彥等(2007)對耐用品影響因素的研究成果,我們選取戶主的年齡、戶主的受教育年限、家庭規(guī)模、孩子個數(shù)、孩子平均年齡等作為解釋變量,此外,我們在部分模型中也考慮了省份虛擬變量、時間虛擬變量、出生組虛擬變量和城鄉(xiāng)虛擬變量。數(shù)據(jù)方面,選取CHNS中1991年、1993年、1997年、2004年、2006年和2009年共6年的面板數(shù)據(jù),以控制觀察不到的變量特征。在本文所考察的樣本期(1991—2009年)內(nèi),我國城鄉(xiāng)居民經(jīng)歷了深刻的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型,結(jié)合兩次耐用品消費數(shù)量增長和結(jié)構(gòu)升級的階段特征,本文把整個樣本期劃分為市場化初期(1991—1997年)和改革深化期(2004—2009年),以期區(qū)分經(jīng)濟轉(zhuǎn)型背景下耐用品消費不平等的形成原因。經(jīng)過樣本的篩選,去除缺失和異常值,市場化初期(1991—1997年)我們最終獲得1521個樣本,改革深化期(2004—2009年)獲得420個樣本。表5為分時期主要變量的描述統(tǒng)計結(jié)果。可以看出,在本文使用的樣本中,市場化初期的消費不平等大于改革后期的消費不平等,但波動性有所上升。而收入不平等無論是均值還是標(biāo)準(zhǔn)差都呈現(xiàn)上升趨勢。從勞動者的個體特征看,兩個時期其平均年齡均為40歲左右,但受教育年限、家庭規(guī)模和城市化水平均有所上升。(二)綜合分析的結(jié)果1.家庭特征與收入不平等我們首先主要從家庭特征、收入不平等、滯后一期收入不平等因素,分析市場化初期(1991—1997年)和改革深化期(2004—2009年)消費不平等的形成原因,估計結(jié)果如表6所示。我們首先分別使用了混合OLS、固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)方法進行了估計。豪斯曼檢驗表明,固定效應(yīng)更為有效,因此,本文主要分析固定效應(yīng)的估計結(jié)果,為了對照,我們也報告了混合OLS的估計結(jié)果。表6的模型(2)和(5)是兩個時期僅考慮家庭特征的估計結(jié)果,不同于非耐用消費品不平等,消費者的家庭特征對耐用品消費不平等的影響非常小且基本都不顯著,這可能是由于大部分居民收入已經(jīng)能滿足主要耐用品支出的需要,或耐用品在家庭總消費中的比重不斷降低。從表6模型(1)、(3)和(4)、(6)可知,收入不平等對消費不平等的影響最為顯著。收入不平等的系數(shù)為正,與消費不平等呈正相關(guān)關(guān)系,并且在1%水平下顯著,這一點與直覺相符,說明我國居民消費不平等主要源自于居民收入的不平等,但滯后一期收入不平等對耐用品存量消費不平等均沒有顯著影響。此外,本文進一步檢驗發(fā)現(xiàn),收入不平等對計算機等非必需耐用品消費不平等的影響遠遠大于且更顯著于彩電等日常耐用品消費不平等的影響。家庭規(guī)模對耐用品消費不平等有緩和作用,原因是家庭對耐用品的消費表現(xiàn)出規(guī)模經(jīng)濟,如一臺電視機可以全家人觀看,一臺冰箱也可以共同使用。16其他的家庭特征如孩子的個數(shù)、戶主的教育年限等變量對消費不平等的影響并不顯著,可能是由于這些變量對消費的影響主要通過收入傳導(dǎo)。我們還發(fā)現(xiàn),耐用消費品的年齡效應(yīng)也不顯著,這與樊瀟彥等(2007)的研究結(jié)果是一致的。與教育能減小我國非耐用品的消費不平等相似(QuandZhao,2008;Caietal.,2010),教育也能降低耐用品消費不平等,但并不顯著。與模型(3)相比,模型(6)中收入不平等的系數(shù)由2.8425增加到2.8761,隨著我國經(jīng)濟體制改革的深入,由于收入不平等程度加劇,改革深化期收入不平等對耐用品消費不平等的作用顯著增加。此外,改革后期家庭規(guī)模對耐用品消費不平等表現(xiàn)出更強的緩和作用。2.農(nóng)村收入、家庭規(guī)模和耐用品消費不平等對消費不平等的影響城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民之間的不平等差異很大,且他們面臨的信貸約束條件不同,這種差異也有可能反映到家庭特征和消費不平等上。因此,我們考察了城鄉(xiāng)耐用品消費不平等的形成機制,估計結(jié)果如表7。為了簡潔,表7的模型(1)—(4)都是固定效應(yīng)的估計結(jié)果?？梢钥闯?兩個時期農(nóng)村收入不平等的系數(shù)2.8988和3.8375都要分別大于城市收入不平等的系數(shù)2.8857和2.7751,即農(nóng)村收入不平等對消費不平等的影響更為明顯。這說明面對永久性收入風(fēng)險的沖擊,農(nóng)村居民應(yīng)對能力不足。即使農(nóng)村信貸市場是完全的,消費的差距也無法消除。增加農(nóng)村居民收入和低收入者收入更有助于提高居民的總消費率。兩個時期城鄉(xiāng)居民耐用消費品的年齡效應(yīng)都不顯著。但在改革深化期,城鄉(xiāng)戶主的年齡對消費不平等的影響均為正,反映了市場化后期居民隨著年齡的增加可能有更大的永久性風(fēng)險,且城鎮(zhèn)居民的影響大于農(nóng)村居民。城鄉(xiāng)家庭規(guī)模與耐用品消費不平等呈顯著負向變動關(guān)系,但家庭規(guī)模降低農(nóng)村家庭耐用品消費不平等的影響并不顯著?？梢岳斫鉃?相對于農(nóng)村,城市家庭具有較強的消費能力,家庭成員增加或住房面積增加一般會增加或更新家庭耐用品消費,家庭耐用品作為“家庭內(nèi)部公共產(chǎn)品”的規(guī)模經(jīng)濟縮小了消費差距。農(nóng)村家庭規(guī)模擴大帶動耐用品升級并不明顯,大多數(shù)農(nóng)村家庭耐用品屬于初次購買,農(nóng)村耐用品仍有待普及和升級。3.消費不平等的穩(wěn)定試驗(1)模型內(nèi)生性問題為了檢驗表6和表7結(jié)果的穩(wěn)健性,我們在表8模型(1)中加入耐用品存量消費增長率這一基本解釋變量以檢驗遺漏變量問題;并在表8模型(2)中使用省份和出生組交互的組內(nèi)方差作為原來以基尼系數(shù)衡量消費不平等和收入不平等的代理變量;表6中的收入不平等滯后一期對消費不平等并無顯著影響,表8模型(3)對被解釋變量消費不平等和解釋變量收入不平等都進行三年平均,以考察收入差距對消費不平等是否具有長期影響;模型(4)加入滯后一期消費不平等變量,使用動態(tài)面板系統(tǒng)廣義矩估計方法(SYS-GMM)來解決模型的內(nèi)生性問題;為了檢驗收入不平等對耐用品和非耐用品消費不平等的不同影響,模型(5)考慮表6中的主要解釋變量對總消費支出不平等的影響。我們主要關(guān)注收入不平等、家庭規(guī)模和年齡估計結(jié)果的穩(wěn)健性。表8模型(1)中耐用品消費增長率系數(shù)不顯著,且其他變量的結(jié)果大體一致,說明模型并未遺漏主要的解釋變量。模型(2)中收入不平等代理指標(biāo)的系數(shù)仍顯著為正,說明我們用組群基尼系數(shù)構(gòu)造的不平等指標(biāo)不存在嚴(yán)重的統(tǒng)計誤差。模型(3)中收入不平等三期平均的估計系數(shù)為0.3578,顯著為正,說明收入差距對消費不平等也有顯著的長期影響,但當(dāng)期收入不平等的估計系數(shù)為2.8274,收入不平等對耐用品存量消費的短期影響仍大于長期影響。17據(jù)模型(4)和模型(5)可知,滯后一期消費不平等的系數(shù)均顯著為正,說明耐用品也有一定的習(xí)慣形成效應(yīng),但要遠低于非耐用品。從模型(5)我們還可看出收入不平等對總消費不平等的影響程度也很大,說明收入不平等既是耐用品消費不平等變化的主要原因,也是總消費不平等擴大的決定因素?？偟膩碚f,表8中五個模型收入不平等、家庭規(guī)模和年齡的估計結(jié)果較為接近,這表明我們的結(jié)果相對穩(wěn)健。2004—2009年穩(wěn)健性結(jié)果與表8類似,我們不再報告。(2)收入對消費不平等的影響分位數(shù)回歸能精確描述自變量對因變量條件分布的影響。如果我們的模型設(shè)定是合理的,那么城鄉(xiāng)家庭收入不平等應(yīng)在每個分位數(shù)上都對其家庭消費不平等具有正向影響,且消費不平等程度越高,受收入不平等影響越大。為此,我們利用2009年數(shù)據(jù),使用分位數(shù)回歸方程進一步進行了估計,表9報告了主要解釋變量的回歸結(jié)果。據(jù)表9可知,所有收入不平等的分位數(shù)回歸系數(shù)顯著為正,隨著分位數(shù)水平的上升,收入不平等對耐用品消費不平等的影響不斷增大,從25%分位數(shù)上的4.1364迅速上升為75%分位數(shù)上的4.2904。說明降低耐用品消費不平等,能減少收入沖擊對耐用品消費的負面影響,也可能會提高勞動者潛在能力和價格對消費不平等的作用。處于低水平和中等水平消費不平等的消費者,當(dāng)收入增加時,其耐用品消費的增加幅度要大于高水平的消費者(分位數(shù)在75%以下)?？梢岳斫鉃?居民的消費水平很低,消費不平等的水平一般也比較低,這樣居民會把增加收入的大部分用于耐用品的消費,提高生活水平;另一方面,當(dāng)居民的消費水平很高時,消費不平等的水平也在加劇,這部分居民不會把其增加的大部分收入用于耐用品消費,而是用于儲蓄,儲蓄代替了耐用品作為財富的儲存方式。而處于消費群體的中等收入階層,隨著收入的增加,其耐用品消費也會增加,但是這種消費的增加幅度要小于低消費者。這從消費不平等視角,印證了提高我國中低收入群體的收入水平是刺激耐用品消費的關(guān)鍵。此外,分城鄉(xiāng)耐用品消費不平等成因的分位數(shù)回歸結(jié)果顯示,城鄉(xiāng)所有收入不平等的分位數(shù)回歸系數(shù)顯著為正,但相比城市,農(nóng)村收入不平等分位數(shù)回歸系數(shù)更大,說明降低收入不平等對農(nóng)村耐用品消費不平等的作用更為明顯。1991—2009年,隨著消費水平和收入水平的上升,收入不平等對消費不平等的影響也呈現(xiàn)不斷增大的類似現(xiàn)象。18六、收入不平等的表現(xiàn)根據(jù)LC-PIH理論,消費主要取決于長期或一生的收入,預(yù)期收入對非耐用品消費和耐用品消費都有重要影響。而消費存量與消費流量關(guān)系密切,且耐用品存量消費更能準(zhǔn)確反