影響城鄉(xiāng)消費二元化的顯性與隱性因素研究
——基于CHFS2011年數(shù)據(jù)的分位數(shù)回歸和分解*

劉后平，李　源，張國麒

(成都理工大學(xué) 商學(xué)院，成都 610059)

影響城鄉(xiāng)消費二元化的顯性與隱性因素研究
——基于CHFS2011年數(shù)據(jù)的分位數(shù)回歸和分解*

劉后平，李源，張國麒

(成都理工大學(xué) 商學(xué)院，成都 610059)

將影響居民消費差異的因素分為由家庭特征代表的“顯性因素”和由市場性因素及社會性因素代表的“隱性因素”，利用中國家庭金融調(diào)查與研究中心(CHFS)2011年全國調(diào)查數(shù)據(jù)，通過分位數(shù)回歸模型測算各項影響因素在不同分位數(shù)水平下的城鄉(xiāng)邊際消費傾向，并采用Blinder-Oaxaca方法和分位數(shù)分解對城鄉(xiāng)家庭消費差異及趨勢進(jìn)行實證分析，結(jié)果表明：農(nóng)村家庭消費對收入的彈性明顯高于城鎮(zhèn)家庭，分位數(shù)越高，收入對消費的促進(jìn)作用越??；顯性因素是城鄉(xiāng)消費差異的主要影響因素，且對不同消費水平城鄉(xiāng)家庭的影響程度不同；城鄉(xiāng)消費差異隨分位數(shù)增加而減小，隱性因素作用的減弱是差異減小的主要原因。城鄉(xiāng)消費二元化的形成，不僅僅是家庭特征代表的顯性因素(收入、養(yǎng)老保障、年齡、受教育年限等)導(dǎo)致的，不同的社會經(jīng)濟(jì)環(huán)境所形成的隱性因素(偏好、習(xí)慣以及所處的發(fā)展階段等)也是城鄉(xiāng)消費二元化的重要原因和組成部分。

城鄉(xiāng)二元化；隱性二元化；顯性二元化；城鄉(xiāng)消費差異；家庭消費；消費層次；家庭特征；消費偏好；消費環(huán)境；分位數(shù)分解

一、引言

當(dāng)前，中國經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)，隨著經(jīng)濟(jì)的換擋減速以及投資、出口對經(jīng)濟(jì)增長作用的減弱，擴(kuò)大內(nèi)需成為穩(wěn)增長、調(diào)結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵之舉。消費綜合反映了居民的收入、保障、年齡、教育、生活環(huán)境等信息，是衡量社會發(fā)展程度和人民生活水平的一個重要指標(biāo)。在長期的城鄉(xiāng)分割狀態(tài)下，資金、信息、勞動力的單向流動，使得我國城鄉(xiāng)制度性的二元結(jié)構(gòu)逐漸演變?yōu)槭袌鲂缘亩Y(jié)構(gòu)。相比城鄉(xiāng)收入差距，城鄉(xiāng)消費差距更能反映城鄉(xiāng)居民在福利水平方面的差距。從絕對量來看，城鄉(xiāng)居民的實際消費額逐年增長，1993年城鎮(zhèn)、農(nóng)村實際年人均消費分別為859.89元、355.87元，2012年分別上漲到3 206.94元和1 254.09元，城鄉(xiāng)人均消費總量差距逐漸增大。從消費在收入中所占比例來看，城鎮(zhèn)人均消費率由1993年的0.82降為2012年的0.68，消費率降低了17.07%；而農(nóng)村人均消費率由1993年的0.84降為2012年的0.75，降幅僅為10.71%。從消費結(jié)構(gòu)來看，1993年，城鎮(zhèn)年人均消費中71.00%為衣食住、24.46%為醫(yī)療交通文教娛樂，農(nóng)村人均消費中衣食住為67.54%、醫(yī)療交通文教娛樂為29.83%；2012年，城鎮(zhèn)的消費比例為衣食住56.07%、醫(yī)療交通文教娛樂43.94%，而農(nóng)村的消費比例為衣食住61.19%、醫(yī)療交通文教娛樂38.80%*根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒2013》數(shù)據(jù)計算整理。。可見，城鄉(xiāng)居民消費不僅在總量上差異逐漸擴(kuò)大，并且消費形態(tài)也產(chǎn)生了分化：農(nóng)村居民消費仍然以基本生存、生產(chǎn)資料為主；城鎮(zhèn)居民消費則完成了由基本生存、生產(chǎn)資料向發(fā)展型資料轉(zhuǎn)變的過程。這表明，我國城鄉(xiāng)消費同樣存在二元化態(tài)勢。因此，深入研究城鄉(xiāng)消費二元化的影響因素并測算其貢獻(xiàn)大小，對于破解城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、保證中國經(jīng)濟(jì)的健康可持續(xù)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。而現(xiàn)階段對于城鄉(xiāng)二元化的研究，雖然涵蓋了城鎮(zhèn)與農(nóng)村之間基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)、勞動者收入、消費水平、養(yǎng)老保障差異等方面，但研究內(nèi)容集中在宏觀層面，尤其缺乏從消費的視角來解釋城鄉(xiāng)二元化的研究。

近年來，學(xué)術(shù)界將各種不能套用經(jīng)典理論解釋的消費現(xiàn)實歸結(jié)為不確定性。其內(nèi)在邏輯是由于不確定性的存在增加了未來生活風(fēng)險，刺激消費者根據(jù)現(xiàn)時及預(yù)期的流動性約束產(chǎn)生預(yù)防性儲蓄行為，從而進(jìn)行現(xiàn)時—未來的消費—儲蓄規(guī)劃。不確定性假說的興起大大拓寬了消費函數(shù)的研究范圍，各種關(guān)于不確定性的研究紛紛涌現(xiàn)。Carroll(2006)提出不確定條件下最優(yōu)的消費行為隨收入的波動而波動。在考慮收入不確定性的基礎(chǔ)上，學(xué)者們將消費者個體特征及偏好引入消費函數(shù)，進(jìn)一步將不確定性引申到地域、制度、市場以及人自身等方面。

林文芳(2009)基于我國省域空間結(jié)構(gòu)矩陣的研究發(fā)現(xiàn)，不同省份城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的消費都呈現(xiàn)顯著的區(qū)域性偏好，農(nóng)村居民的儲蓄動機(jī)較城鎮(zhèn)居民更強(qiáng)烈。此外，眾多研究表明，家庭高等教育支出(楊汝岱 等，2009)、城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)體制(張利庠，2007)、收支的雙重不確定性預(yù)期(王春娟 等，2010；王曦 等，2011)、城鄉(xiāng)人口年齡結(jié)構(gòu)差異(吳海江 等，2013)、社會養(yǎng)老及醫(yī)療保障(甘犁 等，2010；方匡南 等，2013；鄒紅 等，2013)、家庭財富(張大永 等，2012)都是城鄉(xiāng)二元消費形成和不斷擴(kuò)大的原因。值得注意的是，我國特殊的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)國情決定了在分析城鄉(xiāng)消費問題時不能簡單套用西方經(jīng)濟(jì)學(xué)理論。首先，我國是一個歷史悠久的農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)民的消費行為在很大程度上受傳統(tǒng)影響，形成了固有的消費觀念和習(xí)慣；其次，當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)和社會正處在轉(zhuǎn)型時期，消費設(shè)施(水電路、公共交通和休閑娛樂設(shè)施等)的差距作用于農(nóng)民心理，造成農(nóng)民的消費還停留在滿足溫飽的初級階段；再次，傳統(tǒng)習(xí)俗的封閉性和農(nóng)民消費觀念惰性、消費設(shè)施和公共消費的不對稱(高覺民，2005)以及消費習(xí)慣的差異(杭斌 等，2009；賈男 等，2011)也是城鄉(xiāng)消費差異不斷擴(kuò)大的原因。

對城鄉(xiāng)消費差異的研究不僅要求對造成此現(xiàn)象的各項因素做出判斷，還需要探明這些因素對消費差異形成的貢獻(xiàn)大小。國內(nèi)外學(xué)者的研究成果中關(guān)于影響居民消費的主要因素可以概括為兩類：一類是由收入水平、人口年齡結(jié)構(gòu)以及是否有養(yǎng)老保障及醫(yī)療保障、家庭財富等代表的家庭特征因素，屬于可直接觀測和度量的因素；另一類是由二元結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)體制等代表的市場性因素和以消費發(fā)展階段、消費環(huán)境、消費觀念和習(xí)慣為代表的社會性因素，由于其內(nèi)涵較廣，間接作用于消費，且通常無法直接得到相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)，因此現(xiàn)有研究或者只是簡單描述通過小型微觀調(diào)查得到的相關(guān)資料，或者將這類因素引入經(jīng)典模型進(jìn)行理論推導(dǎo)，很少有對該類因素的實證分析。有鑒于此，本文在現(xiàn)有研究成果的基礎(chǔ)上，將居民消費的影響因素分為兩大類：由家庭特征代表的“顯性因素”和由市場性因素和社會性因素代表的“隱性因素”，采用中國家庭金融調(diào)查與研究中心(China Household Finance and Survey，CHFS)2011年全國調(diào)查數(shù)據(jù)，以家庭為研究對象深入探討城鄉(xiāng)消費的二元化及其影響因素，并對城鄉(xiāng)消費差異進(jìn)行橫向和縱向分解，橫向分解主要說明各影響因素對消費差異的貢獻(xiàn)，縱向分解則展示了在不同消費水平上消費差異的變化趨勢。

二、研究方法

1.分位數(shù)回歸

為了考察在不同的消費水平下家庭成員的收入、養(yǎng)老保障覆蓋率、年齡、受教育水平等因素對其消費產(chǎn)生的影響，本文采用Koenker和Bassett(1978)提出的分位數(shù)回歸方法：

(1)

其中，j=urban、rural，分別代表城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭；lny為家庭成員年人均日常消費的對數(shù)；X為所選取的解釋變量，β為分位數(shù)回歸估計參數(shù)向量。

2.Blinder-Oaxaca分解

對于需要進(jìn)行分組分析的城鎮(zhèn)與農(nóng)村兩個群體的日常消費差距，本文借鑒Oaxaca和Blinder在工資差異的研究中使用的Blinder-Oaxaca分解方法，建立如下模型：

(2)

3.分位數(shù)分解

建立在OLS基礎(chǔ)上的Blinder-Oaxaca分解方法，只能得到兩個不同群體之間收入的條件均值的差異。為了得到不同的消費水平下差異的分解結(jié)果，我們采用Machado和Mata提出的反事實分布(M-M方法)，結(jié)合分位數(shù)回歸，可以將兩組的消費差異分解為：

Δ=Q(lnyurban)-Q(lnyrural)

(3)

其中，lnyurban-rural表示反事實的消費條件分布，其經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋為對農(nóng)村樣本賦予城鎮(zhèn)樣本的消費結(jié)構(gòu)時農(nóng)村樣本的消費分布。③表示在控制個體特征后由估計系數(shù)導(dǎo)致的消費差異，即由不可觀測因素(隱性因素)導(dǎo)致的系數(shù)差異；④表示在估計系數(shù)相同的條件下，由家庭特征等可觀測因素(顯性因素)導(dǎo)致的特征差異。

三、數(shù)據(jù)來源、處理及變量說明

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于CHFS2011年全國調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查采用了分層、三階段與規(guī)模度量成比例(PPS)的抽樣方法，以家庭為單位進(jìn)行訪問，嚴(yán)控數(shù)據(jù)質(zhì)量，取得的數(shù)據(jù)完善、精確；樣本涵蓋全國25個省區(qū)、80個縣、320個社區(qū)，共計8 438個家庭。本文在剔除了總樣本中部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失和不合適的樣本后，對剩余的6 658個有效樣本進(jìn)行分析。其中，農(nóng)村樣本2 758個，城鎮(zhèn)樣本3 900個。數(shù)據(jù)處理采用Stata 12.0。

在變量選取上，避開使用戶主特征信息，選取代表整個家庭特征的變量，以減少在數(shù)據(jù)原始采集過程中受訪者因受限于“戶籍戶主”思維而造成的偏差。另外，為量化家庭保障的覆蓋情況，引入了家庭成員中擁有養(yǎng)老保障的比率。本文選取對數(shù)家庭人均消費作為被解釋變量，將對數(shù)家庭人均收入、對數(shù)人均凈資產(chǎn)、家庭成員中擁有養(yǎng)老保障的比率、勞動力平均年齡、勞動力平均受教育年限、家庭規(guī)模、是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營、是否擁有房產(chǎn)、是否擁有汽車以及地區(qū)作為解釋變量(見表1)。

表1　變量定義

四、實證結(jié)果及分析

1.分位數(shù)回歸結(jié)果

為了便于將多個估計結(jié)果進(jìn)行比較，表2列示了OLS回歸結(jié)果以及全面刻畫城鄉(xiāng)家庭消費分布情況的分位數(shù)回歸結(jié)果。該回歸以消費的分位數(shù)作為被解釋變量，從中可清楚地看出不同影響因素在各個消費水平下的邊際消費傾向。所選取的變量除地區(qū)虛擬變量有略微差異外，其余變量均對家庭的消費有著顯著的影響。

表2　城鄉(xiāng)家庭消費的OLS回歸和分位數(shù)回歸結(jié)果

續(xù)表

注：*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01，括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。

(1)人均收入、人均凈資產(chǎn)、家庭養(yǎng)老保障覆蓋率、勞動力平均受教育年限、是否擁有汽車以及是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的系數(shù)估計結(jié)果為正，表明其對家庭人均消費有正向促進(jìn)作用；勞動力平均年齡、家庭規(guī)模的系數(shù)估計結(jié)果為負(fù)；東部地區(qū)在0.25分位數(shù)以下的農(nóng)村家庭估計系數(shù)為負(fù)，其余分位數(shù)下農(nóng)村家庭和城鎮(zhèn)家庭的估計系數(shù)為正，意味著所處地區(qū)對低層次農(nóng)村家庭消費具有一定抑制作用。

(2)對數(shù)家庭人均收入的系數(shù)可以被認(rèn)為是消費對于收入的彈性。整體看來，消費彈性是隨著分位數(shù)的增大而減小的，印證了邊際消費傾向遞減的規(guī)律。除在0.1分位數(shù)下農(nóng)村樣本的估計系數(shù)小于城鎮(zhèn)樣本的估計系數(shù)，其余分位數(shù)水平下均是農(nóng)村樣本高于城鎮(zhèn)樣本，說明總體上農(nóng)村家庭邊際消費傾向要高于城鎮(zhèn)家庭，這是因為現(xiàn)有收入水平下農(nóng)村居民的基本生活需求還未得到滿足，即生存性消費還存在缺口。至于低消費水平上城鎮(zhèn)家庭的邊際消費傾向大于農(nóng)村家庭，則可能是身處城鎮(zhèn)消費環(huán)境的居民由于示范效應(yīng)而產(chǎn)生的消費需求較大。對數(shù)人均凈資產(chǎn)在所有分位數(shù)水平均顯著，且農(nóng)村樣本的估計系數(shù)均大于城鎮(zhèn)樣本，說明財富效應(yīng)在農(nóng)村樣本中的顯著性大于城鎮(zhèn)樣本，即家庭財富對于農(nóng)村居民消費的促進(jìn)作用大于其對城鎮(zhèn)居民的作用，這或許是傳統(tǒng)農(nóng)村中根深蒂固的“面子思想”所致。

(3)家庭養(yǎng)老保障覆蓋率在中低端分位數(shù)(0.5以下)顯著，在0.75分位數(shù)不顯著，說明養(yǎng)老保障對中低層次消費水平家庭具有顯著的促進(jìn)作用，對高層次消費水平家庭作用不明顯。這是因為養(yǎng)老保障解決了中低消費水平家庭的后顧之憂，而高層次消費家庭本身在社會中就有較高的生存能力，其消費受到來自養(yǎng)老保障的影響相應(yīng)也較低。

(4)總體看來，勞動力平均受教育年限的估計系數(shù)隨分位數(shù)增加而逐漸降低，雖然城鎮(zhèn)樣本的估計系數(shù)略微呈現(xiàn)翹尾特征，但整體差異較小，說明教育回報率隨消費水平的提高逐漸減小。在0.5及以下分位數(shù)水平農(nóng)村樣本估計系數(shù)高于城鎮(zhèn)樣本，說明在中低消費水平家庭中，農(nóng)村家庭的教育回報率更高，即教育對農(nóng)村家庭的消費促進(jìn)作用大于城鎮(zhèn)家庭，這可能是因為受教育程度高的農(nóng)村家庭相對可以得到更穩(wěn)定的收入和更優(yōu)越的生活環(huán)境，與外界接觸機(jī)會更多，更貼近城鎮(zhèn)生活，與城鎮(zhèn)消費習(xí)慣趨同。

(5)勞動力平均年齡和家庭規(guī)模的估計系數(shù)均為負(fù)。這是由于家庭中勞動力年齡越大，消費觀念越保守，且勞動能力下降導(dǎo)致其未來獲得收入的預(yù)期降低，從而使其消費更為謹(jǐn)慎；雖然家庭成員越多，家庭總支出越大，但由于以家庭為單位的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)具有一定規(guī)模效應(yīng)，因此人均消費相對較低。是否有車的估計系數(shù)為正，說明汽車對消費起促進(jìn)作用。顯然，擁有汽車的家庭，其生活質(zhì)量和交往的層次較高，導(dǎo)致其人均消費的增加。家庭從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的估計系數(shù)為正，表明工商業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營對消費有促進(jìn)作用。東、中部地區(qū)虛擬變量在各個分位數(shù)下顯示的結(jié)果有所區(qū)別，東部地區(qū)城鎮(zhèn)家庭人均消費顯著高于西部，農(nóng)村則只在較高層次家庭表現(xiàn)出了顯著性，中部地區(qū)只在城鎮(zhèn)的低層次家庭較為顯著。

2.Blinder-Oaxaca分解結(jié)果

表3分別列示了采用Blinder-Oaxaca方法對各個變量所引起差異的分解，城鎮(zhèn)和農(nóng)村對數(shù)人均消費的總差異為1.098，表示城鎮(zhèn)家庭人均消費比農(nóng)村家庭人均消費高出199.8%。其中，由家庭特征因素(顯性因素)引起的差異為0.772，占總差異的70.31%；而由社會性因素和市場性因素(隱性因素)引起的差異為0.326，占總差異的29.69%。這表明，城鄉(xiāng)消費差異的70.31%是由于城鎮(zhèn)家庭本身的收入、凈資產(chǎn)、家庭養(yǎng)老保障覆蓋率、勞動者平均年齡、勞動者受教育年限等可觀察變量的特征優(yōu)于農(nóng)村家庭所導(dǎo)致的，是“顯性二元化”；另外，29.69%的差異是由無法觀測的因素所導(dǎo)致，這部分差異反映了我國現(xiàn)階段城鎮(zhèn)與農(nóng)村在發(fā)展階段、消費環(huán)境、觀念和習(xí)慣上的差異，是一種“隱性二元化”。

表3　以城鄉(xiāng)分組的Blinder-Oaxaca分解結(jié)果

注：*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01，括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。

就各變量的分解項來看，代表家庭特征的凈資產(chǎn)、勞動力平均受教育年限和家庭規(guī)模是城鄉(xiāng)消費差異的主要構(gòu)成因素。其中，凈資產(chǎn)的特征差異為0.240，占到總差異的21.86%；凈資產(chǎn)的系數(shù)差異為-1.132，占到總差異的-103.1%。這表明，即便在控制了家庭人均凈資產(chǎn)情況下，城鎮(zhèn)與農(nóng)村家庭的消費仍然存在相當(dāng)大的差異，農(nóng)村居民消費表現(xiàn)出更強(qiáng)的資產(chǎn)效應(yīng)，在隱性因素的作用下，農(nóng)村家庭的消費對凈資產(chǎn)的彈性更大。就勞動力平均受教育年限而言，其差異占總差異的17.91%，這既與城鄉(xiāng)居民受教育程度有關(guān)，也與教育回報率在城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民之間的差異性有關(guān)。城鎮(zhèn)地區(qū)不論教育設(shè)施還是師資水平都普遍高于農(nóng)村地區(qū)，而前文分位數(shù)回歸結(jié)果顯示中低消費層次農(nóng)村家庭的教育回報率高于同層次城鎮(zhèn)家庭，兩者相互抵消，因此勞動力平均受教育年限對總差異的作用不太大。家庭規(guī)模導(dǎo)致的差異占總差異的17.94%，其特征差異占到總差異的9.65%，反映出農(nóng)村家庭由于規(guī)模較大而在消費上取得的規(guī)模優(yōu)勢，但系數(shù)差異為-27.60%，這可能是因為農(nóng)村家庭規(guī)模擴(kuò)大有利于改變其消費觀念和習(xí)慣。

由收入引起的特征差異和系數(shù)差異為負(fù)，印證了前述分位數(shù)回歸得出的由于農(nóng)村收入水平低于城市收入水平而存在的農(nóng)村家庭邊際消費傾向高于城市的結(jié)論。從地區(qū)差異來看，東部地區(qū)與中西部地區(qū)相比仍然存在著顯著性差異，占到了總差異的12.85%，且系數(shù)差異大于特征差異，說明與中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)隱性二元化較顯性二元化更加顯著。養(yǎng)老保障覆蓋率、勞動力平均年齡、是否擁有汽車和是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營也對城鄉(xiāng)居民消費差異具有一定影響，但與收入和地區(qū)相比，這些因素導(dǎo)致的消費差異要小得多。

3.分位數(shù)分解結(jié)果

通過以上對城鄉(xiāng)家庭消費的二元分解，得到了在條件均值下因各個變量特征不同而形成的差異，這可以認(rèn)為是一種“橫向”的分解結(jié)果。接下來，為了得到在每個分位數(shù)下差異的“縱向”分解結(jié)果，進(jìn)一步進(jìn)行分位數(shù)分解。在對農(nóng)村樣本賦予城鎮(zhèn)樣本的特征觀測值后，分離出由估計系數(shù)和家庭特征分別形成的城鄉(xiāng)消費差異。為了細(xì)致描述不同消費水平的差異分解情況，表4給出了從0.05到0.95共19個分位數(shù)下城鄉(xiāng)消費差異的分解結(jié)果，其變化趨勢如圖1所示。

圖1　城鄉(xiāng)家庭消費差異的分位數(shù)分解

(1)模型預(yù)測總差異與原始總差異接近，差異下降的趨勢表明不同消費水平的城鄉(xiāng)消費受到城鄉(xiāng)二元化影響的程度不同。0.05分位數(shù)下，預(yù)測總差異為183.46%(原始總差異為194.14%)；隨著分位數(shù)提高，總差異呈現(xiàn)下降態(tài)勢，尤其在0.65分位數(shù)過后，差異下降迅速(如圖1)；在0.95分位數(shù)下，預(yù)測總差異下降至132.78%(原始總差異為138.67%)。從總差異的下降態(tài)勢可以判斷，低分位數(shù)城鄉(xiāng)家庭受到城鄉(xiāng)二元化的影響大于高分位數(shù)城鄉(xiāng)家庭，且在相同分位數(shù)上，農(nóng)村家庭消費受到二元化的影響更大。其原因可能是：當(dāng)消費水平處于低層次時，對應(yīng)的農(nóng)村家庭收入低且不穩(wěn)定，得到的養(yǎng)老保障不充足，容易受到經(jīng)濟(jì)環(huán)境的沖擊，平滑消費的能力較差。然而總差異的減小程度不大，說明不論是在低水平位置還是在高水平位置，城鎮(zhèn)家庭與農(nóng)村家庭的人均消費都存在較大差距，這既是城鄉(xiāng)分割形態(tài)下收入、凈資產(chǎn)、受教育年限等家庭特征反映的顯性因素作用的結(jié)果，又與長期以來農(nóng)村封閉的消費環(huán)境、消費習(xí)慣和相對落后的消費發(fā)展階段等隱性因素的作用密切相關(guān)。

(2)顯性因素是城鄉(xiāng)消費差異的主要影響因素，且對不同消費水平城鄉(xiāng)家庭的影響程度不同。在農(nóng)村樣本估計系數(shù)相同條件下對農(nóng)村樣本賦予城鎮(zhèn)樣本的家庭特征，得到的特征差異代表了“顯性二元化”， 該差異在總差異中的比重隨著分位數(shù)提高而提高。比如，在0.05分位數(shù)時占比77.9%；在0.5分位數(shù)時占比為84.3%；在0.95分位數(shù)時占比為91.7%。這說明在控制了各特征因素對于農(nóng)村居民消費的彈性后，城鎮(zhèn)樣本凸顯的家庭特征優(yōu)勢是引發(fā)消費差異的主要原因。隨著分位數(shù)的變化，“顯性二元化”略微呈現(xiàn)倒U型態(tài)勢，這說明處于分布中段消費水平的農(nóng)村家庭，受到來自顯性二元化的影響更高；而處于分布兩端的農(nóng)村家庭受到來自顯性二元化的影響較低。換言之，處于中等消費層次的城鎮(zhèn)家庭相比同層次農(nóng)村家庭，表現(xiàn)出更強(qiáng)烈的家庭特征優(yōu)勢；而處于消費水平兩端的城鄉(xiāng)家庭，由家庭特征引發(fā)的消費差異相對較小，這可能是由于中等消費層次的城鄉(xiāng)家庭在樣本中比例較大所致。

(3)隱性因素是城鄉(xiāng)消費差異變化的主要原因。預(yù)測總差異與特征差異之差，構(gòu)成了系數(shù)差異。系數(shù)差異是在賦予農(nóng)村樣本以城鎮(zhèn)樣本的家庭特征后，由于城鄉(xiāng)家庭所處的消費發(fā)展階段、消費環(huán)境、消費習(xí)慣和觀念的不同而導(dǎo)致的不同的估計系數(shù)所造成的，即隱性因素對農(nóng)村家庭消費的限制。消費水平處于0.05分位數(shù)的農(nóng)村家庭受到隱性二元化的影響為23.00%，占到預(yù)測總差異的22.07%；消費水平處于0.95分位數(shù)的農(nóng)村家庭受到隱性二元化的影響下降到了7.25%，占到總差異的8.34%。從總差異、特征差異和系數(shù)差異隨分位數(shù)變化而顯示的變化趨勢可以推斷，總體二元化影響下降的主要原因是，隱性二元化的影響在不斷減弱。這可以理解為隨著消費環(huán)境的改善和消費階段的發(fā)展，高層次消費的農(nóng)村居民在消費觀念和習(xí)慣上與同層次城鎮(zhèn)居民趨同，因此城鄉(xiāng)居民由于隱性因素造成的消費差異逐漸減小。平均系數(shù)差異為16.7%，表明如果農(nóng)村的消費發(fā)展階段、消費環(huán)境、消費習(xí)慣和觀念能夠達(dá)到城鎮(zhèn)家庭所處的水平，那么農(nóng)村家庭的消費將增長16.7%，即隱性因素對農(nóng)村家庭的平均消費釋放效應(yīng)達(dá)到16.7%。

五、結(jié)論與建議

本文基于CHFS2011年的數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸方法對我國城鄉(xiāng)家庭的消費差異進(jìn)行估計；同時，利用Blinder-Oaxaca和分位數(shù)分解對消費差異的構(gòu)成分別在橫向和縱向上進(jìn)行了描述，最終得到以下結(jié)論：

第一,農(nóng)村家庭消費對收入的彈性明顯高于城鎮(zhèn)家庭，分位數(shù)越高，收入對消費的促進(jìn)作用越小。相比城鎮(zhèn)家庭，農(nóng)村家庭中消費的財富效應(yīng)更加顯著。養(yǎng)老保障對中低消費層次城鄉(xiāng)家庭的消費具有顯著的正向作用，且養(yǎng)老保障覆蓋率越高，對農(nóng)村家庭消費正向作用越明顯。中低消費層次農(nóng)村家庭的教育回報率高于同層次城鎮(zhèn)家庭。農(nóng)村大齡家庭成員由于預(yù)期收入降低而產(chǎn)生的流動性約束和農(nóng)村家庭的規(guī)模效應(yīng)進(jìn)一步擴(kuò)大了城鄉(xiāng)消費差異。

第二,在城鄉(xiāng)居民家庭消費水平差異影響因素中，顯性因素的影響大于隱性因素。對解釋變量造成的消費差異進(jìn)行分解后發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)人均消費高出農(nóng)村人均消費199.8%，其中，可由顯性因素解釋的比例達(dá)到70.31%，另外29.69%的差異則是由隱性因素造成的。這表明，城鄉(xiāng)消費二元化不僅是由收入、養(yǎng)老保障、年齡、受教育年限等家庭特征代表的顯性因素導(dǎo)致的，城鎮(zhèn)與農(nóng)村不同的社會環(huán)境所形成的隱性因素，即偏好、習(xí)慣以及所處的消費發(fā)展階段等，也是二元化的重要組成部分，并通過各特征因素間接作用于城鄉(xiāng)消費。其中，凈資產(chǎn)、勞動力平均受教育年限和家庭規(guī)模是消費差異的主要構(gòu)成因素，尤其是凈資產(chǎn)的作用巨大。

第三,城鄉(xiāng)消費總差異隨分位數(shù)增加而不斷減小，其中，隱性因素作用的減弱是差異減小的主要原因。隱性二元化，即隱性因素導(dǎo)致的消費差異在城鄉(xiāng)不同消費階層是變化的。具體地，在低層次消費家庭中，隱性二元化更為突出，這可以解釋為低層次家庭的消費偏好和習(xí)慣更趨于保守，所處的消費發(fā)展階段更低；而在高層次消費的家庭，隱性二元化較低，這可能是由于農(nóng)村的高消費家庭與城鎮(zhèn)有密切來往，其消費偏好、習(xí)慣與城鎮(zhèn)家庭差異較小。城鄉(xiāng)間高層次家庭消費的二元化大多是由可觀測的特征性因素造成的。

根據(jù)上述結(jié)論，家庭資產(chǎn)、養(yǎng)老保障、教育等均對城鄉(xiāng)家庭消費產(chǎn)生顯著影響，其是通過不確定性預(yù)期形成家庭現(xiàn)時和未來的流動性約束進(jìn)而影響消費決策的，因此，縮小城鄉(xiāng)消費差異，最終落腳點在于提高農(nóng)村收入水平，尤其是農(nóng)村低消費層次家庭的收入水平。針對該結(jié)論提出三點建議：一是著力增加農(nóng)民財產(chǎn)性收入。由于農(nóng)民的財產(chǎn)多為土地，因此要增加農(nóng)民家庭財富，需要在國家統(tǒng)一城鄉(xiāng)建設(shè)用地、賦予農(nóng)民更多財產(chǎn)權(quán)的前提下，積極探索農(nóng)村集體建設(shè)用地和農(nóng)戶宅基地的流轉(zhuǎn)方式，盡量盤活農(nóng)民的土地財產(chǎn)。二是提高農(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入。不僅要擴(kuò)大農(nóng)村基本養(yǎng)老保障的覆蓋面，而且還需要適度提高養(yǎng)老金水平，以增加農(nóng)村家庭中老年人口的轉(zhuǎn)移性收入，降低未來的流動性約束。三是提升農(nóng)民工資性收入。增加農(nóng)村接受教育的機(jī)會、降低受教育成本，完善農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工的就業(yè)和保障制度。在農(nóng)村普及義務(wù)教育，并大力推廣職業(yè)教育，使農(nóng)民擁有維持生存和發(fā)展的一技之長，采取補(bǔ)貼手段鼓勵農(nóng)民接受高等教育，從預(yù)期工作年限和薪資水平兩方面加強(qiáng)農(nóng)民的收入預(yù)期。

另外，由于隱性因素既包含客觀的消費環(huán)境，又包含主觀的消費觀念和習(xí)慣，更包含了主客觀因素交互作用形成的消費發(fā)展階段。因此，要縮小城鄉(xiāng)消費差異，除了增加農(nóng)民收入、提高農(nóng)村養(yǎng)老保障覆蓋率、提高農(nóng)村地區(qū)教育水平，還可以從以下兩方面做出努力：一是借力城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展，在小城鎮(zhèn)規(guī)劃中重視農(nóng)村社區(qū)及城鄉(xiāng)結(jié)合部，結(jié)合區(qū)域水電路、通訊、環(huán)衛(wèi)、公共休閑娛樂場所等基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，為農(nóng)村居民的消費創(chuàng)造基礎(chǔ)條件，以客觀環(huán)境的發(fā)展來提升消費意識；二是由于農(nóng)村自給自足的封閉意識導(dǎo)致農(nóng)村的消費階段落后于城鎮(zhèn)，這需要推進(jìn)城鄉(xiāng)消費市場一體化，在城鄉(xiāng)互動中以城鎮(zhèn)消費觀念和習(xí)慣同化農(nóng)村消費觀念和習(xí)慣，進(jìn)而推動農(nóng)村家庭消費發(fā)展到更高階段。農(nóng)村消費環(huán)境得到改善，農(nóng)村家庭的消費觀念逐漸轉(zhuǎn)變，所處的消費階段得到提升，才能真正實現(xiàn)城鎮(zhèn)與農(nóng)村兩個消費群體的互融互通。

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(編輯：夏冬；段文娟)

Research on Explicit and Implicit Factors Affecting Urban and Rural Consumption Duality—Based on Quantile Regression and Decomposition of CHFS Data of 2011

LIU Hou-ping，LI Yuan，ZHANG Guo-qi

(CollegeofCommerce,ChengduUniversityofTechnology,Chengdu, 610059,China)

Factors affecting resident consumption are divided into explict factors represented by household characteristics and implicit factors represented by market factors and social factors. With the data of Chinese Household Finance Survey (CHFS) in 2011, this paper utilizes quantile regression model to measure the various factors’ marginal propensity to consume in different quantile levels, and applies Blinder-Oaxaca method and quantile decomposition to explore the difference and trend between urban and rural households consumption. The empirical analysis shows that the elasticity of rural household consumption to income is obviously higher than that of urban households, and the higher the quantile is, the less the promoting effect of income on consumption is; explict factors are the main factors effecting urban and rural consumption difference, and the influence is different from household to household on consumption level both in urban and rural area; urban and rural consumption difference becomes less with the increase of quantile, and the weakening of implicit factors’ effect is the main reseaon for the less difference. The urban and rural consumption duality is as a result of not only explict factors represented by household characteristics(income, pension scheme, age, years of schooling, etc. ), but also implicit factors caused by different social and economic environment(preference, habit and the development stage).

urban and rural consumption duality; implicit duality; explict duality; urban and rural consumption difference; household consumption; consumption level; household characteristics; consumption preference; consumption environment; quantile decomposition

F014.5；D422.7Document code：AArticle ID：1674-8131(2015)05-0001-11

10.3969/j.issn.1674-8131.2015.05.001

2015-05-08；

2015-07-06

國家社會科學(xué)基金西部項目(12XJY018)；四川省軟科學(xué)研究計劃項目(2014ZR0012)

劉后平(1966—)，男，重慶巫溪人；教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士，碩士生導(dǎo)師，在成都理工大學(xué)商學(xué)院任教,主要從事經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計學(xué)、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)研究；Tel：028-84076446，E-mail：lhp0622005@163.com。

F014.5；D422.7

A

1674-8131(2015)05-0001-11