中國城鎮(zhèn)居民消費需求分析

元惠連 夏慶杰 王志偉

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中國城鎮(zhèn)居民消費需求分析

元惠連 夏慶杰 王志偉

（北京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 北京 100871）

本文使用1995年和2002年的CHIP微觀數(shù)據(jù)和QUAIDS模型考察了中國城鎮(zhèn)家庭消費行為與需求結(jié)構(gòu)的變化。隨著經(jīng)濟(jì)的增長，城鎮(zhèn)居民收入逐漸提高，家庭消費規(guī)模也穩(wěn)步增加，但是收入增長率低于經(jīng)濟(jì)增長率，消費增長率又低于收入增長率，消費需求不足較為突出。城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)在升級過程中，食品、衣著等基本生活需求的消費比重下降，醫(yī)療保健、交通和通訊、教育娛樂文化服務(wù)和居住的比重明顯上升。從變化趨勢來看，正如生命周期理論和預(yù)防性儲蓄理論所說，醫(yī)療、子女教育、購房的負(fù)擔(dān)越來越重，這些負(fù)擔(dān)不利于促進(jìn)居民消費。

中國 城鎮(zhèn)居民消費 QUAIDS 非線性模型

一、引 言

世紀(jì)之交前后的中國經(jīng)濟(jì)體制改革奠定了中國社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制的基礎(chǔ)，也導(dǎo)致中國社會經(jīng)濟(jì)生活各方面的巨大變化。在這一特別時期，中國城鎮(zhèn)家庭消費需求是否發(fā)生了變化？發(fā)生了何種變化？本文使用中國家庭收入項目數(shù)據(jù)（CHIP）中的城鎮(zhèn)隨機(jī)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證分析。

隨著中國經(jīng)濟(jì)增長和發(fā)展，居民消費的重要性不斷增加。但是，對中國家庭消費的研究還不盡人意。就現(xiàn)存文獻(xiàn)來看，較多集中于宏觀層面，使用從生命周期理論到目前的流動性約束、預(yù)防性儲蓄理論等理論研究中國的儲蓄和消費問題。近年來，使用入戶調(diào)查數(shù)據(jù)研究中國居民消費的文獻(xiàn)在不斷增加。但也基本是在考察影響家庭消費的因素，如預(yù)算約束、生命周期假說、永久收入假說等，還很少見到對家庭各大類消費項目如食品、衣著、家庭生活用品、旅游等具體項目的考察。事實上，不同類家庭（收入、家庭人口結(jié)構(gòu)等方面的差別）在各大類消費上的消費行為是不同的。只有弄清楚影響家庭各類消費的主要因素，政策制定者才能夠制定出影響消費的恰當(dāng)政策。

從研究方法上來看，能夠?qū)用窦彝?nèi)部各類消費進(jìn)行數(shù)量分析研究的主要是Deaton和Muellbauer（1980）提出的近乎理想的需求系統(tǒng)模型（Almost Ideal Demand System, 以下簡稱為AIDS模型），Banks, Blundell和Lewbel（1997）提出的加入家庭消費總量對數(shù)平方項的AIDS模型（Quadratic Almost Ideal Demand System, 以下簡稱為QUAIDS模型），以及增加了家庭人口特征變量的QUAIDS模型（Poi, 2002）。AIDS模型和QUAIDS模型均屬于計量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的結(jié)構(gòu)方程模型，需要使用聯(lián)立方程形式和非線性方法進(jìn)行統(tǒng)計回歸估計（QUAIDS模型是非線性模型）。我們使用的是中國家庭收入項目（CHIP）的城鎮(zhèn)隨機(jī)抽樣入戶調(diào)查數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)既有家庭人口統(tǒng)計變量，又有按中國國家統(tǒng)計局分類標(biāo)準(zhǔn)分類的家庭消費項目，即食品煙酒、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通通訊、教育文化娛樂及服務(wù)、居住、雜項商品和服務(wù)等八類。由于獲取最新數(shù)據(jù)上的困難，本文只使用CHIP1995和2002年城鎮(zhèn)入戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，考察世紀(jì)之交前后中國城鎮(zhèn)家庭各主要項目的影響因素及其價格效應(yīng)。

本文第二部分概述家庭消費理論和計量方法的發(fā)展和現(xiàn)狀；第三部分介紹數(shù)據(jù)；第四部分為家庭消費的描述性統(tǒng)計和計量經(jīng)濟(jì)學(xué)統(tǒng)計分析結(jié)果；第五部分為總結(jié)。

二、消費者需求理論和計量模型

AIDS和QUAIDS模型。Deaton和Muellbauer（1980）從獨立于價格的一般對數(shù)形式（Price Independent Generalized LOG，以下簡稱PIGLOG）的支出函數(shù)出發(fā)提出了需求模型。根據(jù)Muellbauer（1975, 1976）提出的定理，不同消費者的需求可以準(zhǔn)確加總而代表市場需求，就像市場需求是一個具有代表性的理性消費者的決定。消費者們的偏好可以通過消費支出函數(shù)來表示，該消費支出函數(shù)在給定價格情況下定義了達(dá)到特定效用水平的最低必要消費開支額度。Deaton和Muellbauer把PIGLOG定義為：

其中在效用u和價格向量p給定情況下的最低消費開支函數(shù)為c（u,p），效用u介于0（生存型效用水平）和1（享受型效用水平），因而正的線性齊次函數(shù)a（p）和b（p）可以分別表示生存型消費成本和享受型消費成本。在界定了和的函數(shù)形式后，根據(jù)謝法德（Shephard）引理推導(dǎo)出了近乎理想的需求系統(tǒng)（Almost Ideal Demand System，以下簡稱AIDS）：

AIDS模型假設(shè)恩格爾曲線是線性的。然而不少實證研究結(jié)果表明部分商品的恩格爾關(guān)系并不是線性的。為此，Banks, Blundell和Lewbel（1997）提出了包括家庭消費總支出對數(shù)二次項的AIDS模型（Quadratic AIDS, 以下簡稱QUAIDS）。QUAIDS模型包含AIDS模型的具有PIGLOG特征的間接效用函數(shù)：

其中，lnV（p, m）為間接效用函數(shù)，p為價格向量，m為總支出，lna（p）為對數(shù)轉(zhuǎn)換函數(shù)（translog function）：；b（p）為Cobb– Douglas價格加總：；l為以價格向量p為自變量、且可微的齊次函數(shù)：。通過Roy（1947）恒等式（Roy’s Identity），家庭消費份額wi可以表述為：

為了分析家庭人口特征對各消費需求的影響，在Ray（1983）提出的包括家庭特征的需求模型基礎(chǔ)上，Poi（2002）在QUAIDS模型中增加了家庭人口特征變量。由于QUAIDS模型的目的是考慮非線性情形，因而包括家庭特征的QUAIDS模型表述如下：

包含家庭特征的QUAIDS模型的彈性。包括家庭特征的需求模型的彈性跟QUAIDS模型一樣，可以分別用支出對數(shù)和價格對數(shù)微分計算得出。支出彈性為

價格彈性為

三、數(shù) 據(jù)

本文以中國家庭收入項目（Chinese Household Income Project, CHIP）中的1995年、2002年的城鎮(zhèn)家庭入戶調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)。CHIP 入戶調(diào)查是由研究中國經(jīng)濟(jì)問題的國際學(xué)者和中國社會科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所的研究人員設(shè)計，樣本采用國家統(tǒng)計局的具有全國代表性家庭調(diào)查項目的子樣本。CHIP數(shù)據(jù)樣本在1995年抽取了中國大陸31個省份中的11個、在2002年抽取了12個。①為CHIP入戶調(diào)查所設(shè)計的問卷比官方收入調(diào)查問卷更加詳細(xì)，特別是關(guān)于收入和勞動的部分。此外，我們根據(jù)中國國家統(tǒng)計局公布的相關(guān)省市城鎮(zhèn)居民消費物價指數(shù)把各年數(shù)據(jù)中的工資收入變量調(diào)整為以2002年不變價格為標(biāo)準(zhǔn)的變量。Gustafsson et al．（2008）等對各年的CHIP入戶調(diào)查數(shù)據(jù)及其結(jié)果進(jìn)行了詳細(xì)介紹。

根據(jù)中國國家統(tǒng)計局的分類標(biāo)準(zhǔn)，我們所使用的城鎮(zhèn)家庭消費分成八個大類，即食品煙酒、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通通訊、教育文化娛樂及服務(wù)、居住、雜項商品和服務(wù)，1995年、2002年的消費調(diào)查基本滿足該分類。①使用抽樣入戶調(diào)查數(shù)據(jù)研究消費需求不可避免的問題是零消費和異常值。食品支出為零的家庭被剔除，其他消費支出用地區(qū)平均來代替②（Poi, 2002）。為了處理異常值，剔除了偏離平均值5個標(biāo)準(zhǔn)差之外的觀測值（Banks et al., 1997）。

隨著中國經(jīng)濟(jì)的增長，城鎮(zhèn)居民收入逐步增加，消費總量與消費結(jié)構(gòu)發(fā)生了很大變化。由表１可以看出，中國城鎮(zhèn)居民消費呈現(xiàn)出以下兩個特征。第一，城鎮(zhèn)居民家庭平均消費總支出從1995年的12,399元增加到2002年的18,260元，消費總支出年均增長率為4.18%。而這一時期的年均GDP增長率為8.7%③，國家統(tǒng)計局計算的人均可支配收入增長率為7.2%，用CHIP數(shù)據(jù)計算的人均可支配收入增長率為6.4% （Khan和Riskin, 2005）。④⑤與同期的經(jīng)濟(jì)增長率和收入增長率相比，城鎮(zhèn)居民家庭消費增長較低，這意味著中國城鎮(zhèn)居民的儲蓄率較高。

第二，消費結(jié)構(gòu)發(fā)生顯著變化。食品支出比重由1995年的54%減少到2002年的38%，⑥恩格爾系數(shù)大幅度下降。衣著比重稍微下降，從1995年的12.75%減少到2002年的9.59%，家庭設(shè)備用品也下降了8個百分點，即基本生活需求的消費比重均呈下降趨勢。與此相反，家庭醫(yī)療保健支出比重由1995年的3.08%上升到到2002年6.15%。交通通訊的消費比重從1995年的2.14%增加到2002年的9.16%。教育娛樂文化服務(wù)的消費支出比重從8.12%到14.69%。居住消費比重由1995年的3.81%增加到2002年的13.95%。隨著收入的增加，居民收入不僅用于滿足基本的生存需要，而是更多地關(guān)注自身發(fā)展和享受的需求。居住比重增加的主要原因在于住房消費體制的市場化改革，1998年底全國城鎮(zhèn)正式取消福利分房體制。

整體來看，從1995年到2002年，中國城鎮(zhèn)居民的基本生活需求得到滿足，注重對醫(yī)療、交通通訊、教育文化等自身發(fā)展和享受的需求，居民生活得到改善。

表1 城鎮(zhèn)家庭消費結(jié)構(gòu)與支出比重

續(xù)表1

1995年2002年年均增長率（金額，元）年均增長率（比重，%） 消費支出分類金額（元）比重（%）金額（元）比重（%） 醫(yī)療保健381.743.081123.766.1515.0110.38 交通和通訊265.632.141673.499.1628.2223.09 教育娛樂文化服務(wù)1006.418.122682.1914.6913.398.84 居住472.073.812547.0313.9525.4120.37 其他商品和服務(wù)321.442.59527.922.895.811.58 總消費支出12399.2100.0018260.94100.004.18

注：（1）消費支出單位為家庭，消費支出金額為各年的現(xiàn)值。（2）年均增長率均用國家統(tǒng)計局的城鎮(zhèn)消費價格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整后計算，以2002年為基準(zhǔn)年。

四、中國城市家庭消費的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型分析

由本文第三部分可知，在AIDS模型中加入居民家庭消費總開支的二次項就成了QUAIDS模型。究竟是使用AIDS模型還是QUAIDS模型估計中國城鎮(zhèn)居民家庭內(nèi)部各項主要消費支出的影響因素，主要依據(jù)是中國城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)（即家庭各項消費支出份額與家庭消費總支出之間的關(guān)系）是線性還是非線性的。為此，我們使用了非參數(shù)回歸方法估計了中國城鎮(zhèn)居民家庭在1995年和2002年各項主要消費開支份額的恩格爾系數(shù)。①根據(jù)以上回歸結(jié)果，對某些商品而言，中國城鎮(zhèn)居民的恩格爾曲線是非線性的，因而我們使用包含戶主年齡和家庭孩子數(shù)變量的QUAIDS模型進(jìn)行估計，并根據(jù)模型得出的結(jié)果測算了中國城鎮(zhèn)家庭八大消費項目的支出彈性和價格彈性。各項消費支出份額和家庭人口變量都根據(jù)CHIP數(shù)據(jù)計算。由于CHIP數(shù)據(jù)沒有價格或者商品數(shù)量的信息，因此用國家統(tǒng)計局的消費價格指數(shù)按照消費分類進(jìn)行調(diào)整的數(shù)據(jù)為價格變量。②國外關(guān)于需求模型中的價格變量的討論還在繼續(xù)，直接用價格信息、或者用數(shù)量信息的單位價格方法，以及用消費指數(shù)的方法等各有特點，但重要的是能否反映相對價格的變化（Deaton 和 Muellbauer, 1980）。QUAIDS模型估計前需要設(shè)定模型中的值，根據(jù)Deaton和Muellbauer（1980）的方法設(shè)定為總支出對數(shù)的最小值（Banks et al., 1997）。

（一）QUAIDS消費需求模型估計結(jié)果

表2 1995年城鎮(zhèn)家庭QUAIDS 模型估計結(jié)果

續(xù)表2

食品衣著家庭設(shè)備醫(yī)療保健交通通訊教育文化居住其他 價格對數(shù)2-0.115***（0.007）0.113***（0.004）0.017***（0.004）-0.002（0.002）-0.007***（0.002）-0.001（0.004）-0.011***（0.001）0.005**（0.002） 價格對數(shù)3-0.011（0.009）0.017***（0.004）-0.008（0.007）-0.001（0.003）-0.003（0.002）0.005（0.006）0.004**（0.002）-0.003（0.003） 價格對數(shù)4-0.062***（0.005）-0.002（0.002）-0.001（0.003）0.033***（0.003）0.001（0.002）0.015***（0.004）0.008***（0.001）0.008***（0.002） 價格對數(shù)5-0.018***（0.004）-0.007***（0.002）-0.003（0.002）0.001（0.002）0.016***（0.002）0.006*（0.003）0.004***（0.001）0.001***（0.002） 價格對數(shù)6-0.126***（0.012）-0.001（0.004）0.005（0.006）0.015***（0.004）0.006*（0.003）0.077***（0.011）0.011***（0.003）0.014***（0.004） 價格對數(shù)7-0.069***（0.004）-0.011***（0.001）0.004**（0.002）0.008***（0.001）0.004***（0.001）0.011***（0.003）0.042***（0.001）0.011***（0.001） 價格對數(shù)8-0.052***（0.005）0.005**（0.002）-0.003（0.003）0.008***（0.002）0.001***（0.002）0.014***（0.004）0.011***（0.001）0.016***（0.003） 戶主年齡0.043***（0.002）-0.016***（0.001）-0.042***（0.002）0.004***（0.000）0.000（0.000）0.008***（0.001）0.007***（0.000）-0.002***（0.000） 成年人數(shù)0.009***（0.001）0.003***（0.001）-0.011***（0.002）0.000（0.000）0.000（0.000）-0.001（0.001）0.001***（0.000）-0.001**（0.000） 孩子數(shù)0.006（0.004）0.003*（0.002）-0.022***（0.004）0.000（0.001）-0.003***（0.000）0.016***（0.002）0.001（0.001）-0.001（0.001） 實際消費額對數(shù)-0.174***（0.013）0.027***（0.006）0.207***（0.012）-0.017***（0.003）-0.001（0.002）-0.024***（0.006）-0.028***（0.002）0.011***（0.002） 實際消費額對數(shù)二次項-0.064***（0.005）0.020***（0.002）0.067***（0.004）-0.003***（0.001）0.001（0.001）-0.014***（0.002）-0.010***（0.001）0.004***（0.001）

注：（1）***、**和 *分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。（2）價格對數(shù)1到8分別為各為食品、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通通訊、教育文化娛樂及服務(wù)、居住、雜項商品和服務(wù)價格對數(shù)項。

表3 2002年城鎮(zhèn)家庭QUAIDS 模型估計結(jié)果

續(xù)表3

食品衣著家庭設(shè)備醫(yī)療保健交通通訊教育文化居住其他 價格對數(shù)5-0.054***（0.012）0.001（0.004）-0.002（0.005）0.004（0.005）0.056***（0.006）-0.003（0.010）0.006（0.006）-0.008***（0.003） 價格對數(shù)6-0.119***（0.028）-0.027**（0.011）0.011（0.009）0.001（0.012）-0.003（0.010）0.163***（0.032）-0.036***（0.013）0.010**（0.005） 價格對數(shù)7-0.052***（0.016）-0.024***（0.005）-0.002（0.006）-0.011*（0.006）0.006（0.006）-0.036***（0.013）0.117***（0.009）0.002（0.004） 價格對數(shù)8-0.022***（0.006）-0.003（0.003）-0.005（0.005）0.006（0.004）-0.008***（0.003）0.010**（0.005）0.002（0.004）0.024***（0.004） 戶主年齡-0.001（0.000）0.002***（0.000）0.000***（0.000）-0.002***（0.000）0.001***（0.000）0.000（0.000）-0.001***（0.000）0.000（0.000） 成年人數(shù)0.000（0.001）0.000（0.000）0.000（0.000）0.000（0.000）0.000（0.000）-0.001*（0.000）0.001**（0.000）0.000（0.000） 孩子數(shù)-0.001（0.001）0.000（0.000）0.001***（0.000）0.001***（0.000）0.003***（0.000）-0.005***（0.001）0.001（0.000）0.001***（0.000） 實際消費額對數(shù)-0.205***（0.031）-0.051***（0.018）0.039**（0.015）0.001（0.020）0.019（0.017）0.181***（0.031）-0.015（0.023）0.031***（0.007） 實際消費額對數(shù)二次項-0.007***（0.002）-0.004***（0.001）0.001（0.001）-0.001（0.001）0.000（0.001）0.008***（0.002）0.001（0.002）0.002***（0.000）

注：（1）***、**和 *分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。（2）價格對數(shù)1到8分別為各為食品、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通通訊、教育文化娛樂及服務(wù)、居住、雜項商品和服務(wù)價格對數(shù)項。

表2和3分別是1995年和2002年城鎮(zhèn)家庭QUAIDS模型的估計結(jié)果，可以看出，大部分估計參數(shù)通過了顯著性檢驗。針對1995年的模型估計結(jié)果的Wald檢驗都拒絕了零假設(shè)，意味著模型中的實際消費支出的二次項和家庭特征變量確實對家庭的消費行為產(chǎn)生影響。然而在2002年城鎮(zhèn)家庭QUAIDS模型的估計結(jié)果中，家庭內(nèi)成人數(shù)基本不顯著，且Wald檢驗結(jié)果也僅在10%的顯著性水平上拒絕零假設(shè)，這說明2002年成人數(shù)對家庭消費結(jié)構(gòu)的影響較小。

首先看戶主年齡增加的影響，1995年時戶主年齡增加導(dǎo)致食品消費顯著增加、醫(yī)療保健和教育開支及居住消費略有增加，而衣著和家庭設(shè)備消費顯著減少、其它開支略有減少、交通通訊開支沒有影響；這一結(jié)果與描述性統(tǒng)計一致。而2002年時戶主年齡增加導(dǎo)致衣著和交通通訊消費略有增加、醫(yī)療保健和居住開支略有減少，對食品、家庭設(shè)備、教育文化和其它開支沒有顯著影響；這一結(jié)果與描述性統(tǒng)計幾乎沒有一致性。

1995年時家庭成人人數(shù)變量增加導(dǎo)致食品、衣著、居住消費略有增加，家庭設(shè)備開支顯著減少、其它開支略有減少，對醫(yī)療保健、交通通訊、教育文化開支沒有影響。2002年時該變量增加只是導(dǎo)致居住略有增加、教育文化略有減少，對食品開支等其它變量沒有影響。

1995年時孩子數(shù)對城鎮(zhèn)家庭設(shè)備和交通通訊開支具有統(tǒng)計上顯著的負(fù)面影響，但是對后者的影響幅度要小得多。于此同時，孩子數(shù)對家庭教育開支具有顯著的正影響，在均值水平上家庭增加一個孩子，家庭教育支出比重就增加1.6%；考慮到1995年的教育支出比重只有8%，這一分析結(jié)果既與理論預(yù)期一致、也與描述性統(tǒng)計相符。從描述性統(tǒng)計來看，家庭成人數(shù)對教育文化支出的影響與孩子數(shù)相反，如果不分成人和孩子只用家庭規(guī)模，則很難觀測到這些微妙的差異。這一結(jié)果暗示在1995年教育支出的消費不平等程度相當(dāng)?shù)停逃饕Q于家庭有沒有孩子。這是不隨著收入的增加而增加的支出項目。2002年時孩子數(shù)對城鎮(zhèn)家庭設(shè)備、醫(yī)療保健、交通通訊、其他無法歸類的開支具有統(tǒng)計上顯著的正向影響，而對教育文化開支具有統(tǒng)計上顯著的負(fù)面影響（與描述性統(tǒng)計相反）。就描述性統(tǒng)計而言，2002年有一個孩子的家庭比沒有孩子的家庭教育開支多1/3，但隨著孩子數(shù)的增加，教育支出比重增加得及其微小。

由于2002年時家庭孩子數(shù)、家庭總支出對數(shù)及其平方項對教育支出的影響與1995年完全相反，從不平等的角度看，可以預(yù)測2002年城鎮(zhèn)家庭教育支出的不平等程度比1995年高，家庭教育支出差距主要受收入的影響。中國的計劃生育政策在1980年代得到較為徹底的貫徹（特別是對在城鎮(zhèn)國有單位工作的家庭而言），如果說1995年時城鎮(zhèn)家庭還有一定數(shù)量的多子女家庭，那么2002年時城鎮(zhèn)多子女家庭會是極少數(shù)，這一點也由本文的描述性統(tǒng)計得到證實。與1995年相比，2002年城鎮(zhèn)家庭孩子數(shù)的減少和教育比重的增加可推斷，對獨生子女的教育支出增加的程度相當(dāng)高，而家庭教育開支差距主要取決于家庭的經(jīng)濟(jì)水平。

（二）不同家庭特征的城鎮(zhèn)家庭支出彈性結(jié)果分析

通過QUAIDS模型估計的參數(shù)計算，可以得出支出彈性（即消費者理論中的收入彈性）、自身和交叉價格彈性。因為模型中包含的變量較多，得出的彈性也較多，因此本文只討論QUAIDS模型的平均支出與自身價格彈性，以及不同家庭特征的支出與自身價格彈性。根據(jù)消費者理論，支出彈性大于1，該商品的支出份額變化大于總支出的變化，這樣的商品稱為奢侈品；彈性小于1，支出分額的變化小于總支出變化的程度，稱為必需品（Varian, 1992, Choice, 第116–143頁）。

表4 1995年不同家庭對各類消費項目的支出彈性

續(xù)表4

食品衣著家庭設(shè)備醫(yī)療保健交通通訊教育文化居住其他 孩子數(shù)20.8551.0681.8870.7370.6611.1390.6091.240 孩子數(shù)30.8161.1371.4430.6810.4351.2060.5341.258

注：（1）戶主年齡2-7為家庭的戶主年齡段分別為20-29、30-39、40-49、50-59、60-69、70歲以上。（2）成人數(shù)和孩子數(shù)均為家庭內(nèi)的人數(shù)。

注：（1）戶主年齡2-7為家庭的戶主年齡段分別為20-29、30-39、40-49、50-59、60-69、70歲以上。（2）成人數(shù)和孩子數(shù)均為家庭內(nèi)的人數(shù)。

根據(jù)表4和5，1995年和2002年時食品消費和居住的支出彈性都小于1，而且基本不隨戶主年齡、家庭成人數(shù)、家庭孩子數(shù)的變化而變化，說明食品和居住做為生活必需品基本不隨收入或者開支增加而增加；然而食品消費的支出彈性下降（由1995年的0.85下降到2002年的0.76）、居住的支出彈性上升（同期由0.61增加到0.79），這意味著隨著生活水平的提高，食品消費的重要性下降、居住的重要性上升。

與食品和居住相反，衣著和家庭設(shè)備的支出彈性都大于1，1995年時衣著支出彈性基本不隨戶主年齡變化而變化、但是隨成人數(shù)和孩子數(shù)的增加而略有增加，2002年該彈性隨戶主年齡、成人數(shù)、孩子數(shù)的增加而增加；家庭設(shè)備的支出彈性也都顯著大于1，1995年時該彈性隨戶主年齡增加而增加，2002年時隨戶主年齡增加而減少；另外衣著的平均支出彈性由1995年的1.04增加到2002年的1.14，而同期家庭設(shè)備的支出彈性則由2.00減少到1.46，這說明隨著人們的收入增加、生活水平的提高，衣著的重要性在提高，而家庭設(shè)備的重要性在下降，另外也可能是家庭電器價格大幅度下降造成的。

1995年時醫(yī)療保健、交通通訊、教育文化的支出彈性都小于1，而2002年時這三項消費的支出彈性都大于1，其中醫(yī)療保健的平均支出彈性由0.76增加到1.06（其支出份額由2%增加到6%），交通通訊由0.90到1.30（其支出份額由3%增加到9%），教育文化由0.90到1.42（其支出份額由8%增加到15%）；這可能是由于隨著收入和生活水平的提高，醫(yī)療保健、交通通訊和教育文化支出的重要性大幅度上升、由必需品變?yōu)樯莩奁?、收入或支出的增加對這三項開支的影響很小變得影響很大。

1995年時醫(yī)療保健的支出彈性隨戶主年齡增加而略有增加，而2002年時該彈性隨戶主年齡增加而較大幅度下降（當(dāng)戶主年齡為50歲或以上時該彈性基本為1）；1995年和2002年時，中國只有城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保障制度，對沒有正式國有工作的老人來說，醫(yī)療保健是必需品，因而彈性會低一些。1995醫(yī)療保健的支出彈性在成人數(shù)、孩子數(shù)變化的情況下基本保持不變；而2002年時該彈性隨孩子數(shù)增加而增加，但是隨著成人數(shù)增加而基本保持不變。

1995年和2002年時交通通訊的支出彈性都隨戶主年齡增加而增加（1995年時由小于1增加到大于1），但是基本不隨成人數(shù)變化而變化，1995時隨孩子數(shù)增加而降低、而2002年時隨孩子數(shù)增加而增加。

1995年時教育文化開支是必需品，其支出彈性隨戶主年齡增加而呈倒U型形狀，正像戶主年齡與教育支出比重的關(guān)系所顯示的，收入增加對戶主年齡為30-50歲的家庭影響最大、導(dǎo)致的教育支出增加也最多，教育消費增長潛力大，也可以解釋為家庭的教育支出負(fù)擔(dān)重。2002年教育文化開支已經(jīng)成為奢侈品，其支出彈性隨戶主年齡增加先下降、后增加、再下降；就戶主年齡與教育文化開支比例的關(guān)系而言，隨著戶主年齡的上升，教育文化支出份額呈現(xiàn)倒U型，而支出彈性基本呈U型。也就是說，戶主年齡30到39歲、40到49歲年齡群體的教育文化支出份額最大，他們的消費需求受收入變化的影響最小。1995年時教育文化的支出彈性隨成人數(shù)增加而以較大幅度下降，但是隨孩子數(shù)增加而大幅度增加（1995年時由小于1增加到大于1）；而2002年時該彈性隨孩子數(shù)增加而減少，但基本不隨成人數(shù)變化而變化。

（三）不同家庭特征的城鎮(zhèn)家庭價格彈性結(jié)果分析

現(xiàn)在我們考察城鎮(zhèn)需求的價格彈性。需求模型的價格彈性意味著收入不變時，8大消費支出項目自身價格變化1%引起的該消費項目消費量的變化。根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，價格彈性大于1富有彈性，小于1缺乏彈性，但本文使用的價格是消費物價支出加權(quán)重的變量，價格變化幅度較小，但大致可以看出價格彈性相對大小和變化的趨勢。1995年時就平均價格彈性來說，除了家庭設(shè)備外均小于1缺乏彈性，尤其是教育文化與居住的彈性非常小。①醫(yī)療保健和居住為正，意味著醫(yī)療保健和居住即使價格上升也會增加該項目的消費支出。2002年的價格彈性均為負(fù)，且價格彈性都小于1，缺乏彈性。

五、總 結(jié)

本文使用1995年和2002年的CHIP微觀數(shù)據(jù)和QUAIDS模型考察了中國城鎮(zhèn)家庭消費行為與需求結(jié)構(gòu)的變化。隨著經(jīng)濟(jì)的增長，城鎮(zhèn)居民收入逐漸提高，家庭消費規(guī)模也穩(wěn)步增加，但是收入增長率低于經(jīng)濟(jì)增長率，消費增長率又低于收入增長率，消費需求不足較為突出。城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)在升級過程中，食品、衣著等基本生活需求的消費比重下降，醫(yī)療保健、交通和通訊、教育娛樂文化服務(wù)和居住的比重明顯上升。從變化趨勢來看，正如生命周期理論和預(yù)防性儲蓄理論所說，醫(yī)療、子女教育、購房的負(fù)擔(dān)越來越重，這些負(fù)擔(dān)不利于促進(jìn)居民消費。

消費結(jié)構(gòu)隨家庭人口特征不同而存在差異，戶主年齡和孩子數(shù)是影響家庭消費決策的重要因素。用包含家庭特征的需求模型對城鎮(zhèn)居民的消費需求進(jìn)行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，家庭人口特征對居民消費行為與支出彈性的影響較為顯著。特別是隨戶主年齡的上升，醫(yī)療支出比重增加但支出彈性變小，衣著支出比重和彈性正好相反，教育文化支出份額呈現(xiàn)倒U型特征，支出彈性呈現(xiàn)U型特征。不管在醫(yī)療保健支出比重還是需求分析結(jié)果，戶主年齡是一個關(guān)鍵因素，但是由于直到2002年只有城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險，沒有工作的老年家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)沉重，又提高這些家庭的儲蓄動機(jī)，低收入階層由于負(fù)擔(dān)過重會形成社會弱勢群體。值得關(guān)注的是中國城鎮(zhèn)居民的基本醫(yī)療保險已經(jīng)開始實施，2007年啟動城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險試點，逐漸擴(kuò)大保險的城鎮(zhèn)居民的范圍。在教育支出方面，戶主年齡為30-49歲的有孩子的家庭的負(fù)擔(dān)相當(dāng)大，尤其是教育支出的變化不僅受人口統(tǒng)計學(xué)特征影響，也受家庭的收入（總支出）的影響，盡管城鎮(zhèn)的教育方面的環(huán)境和條件比農(nóng)村好，但還需要提高公共教育支出，減少家庭教育負(fù)擔(dān)。

總之，通過城鎮(zhèn)居民消費需求的QUAIDS模型分析結(jié)果具有較強(qiáng)的政策含義，分析與預(yù)測具有不同特征的家庭消費需求，可以使居民消費政策的制定和實行更具針對性。城鎮(zhèn)居民消費隨收入提高而增長的速度比農(nóng)村快，在整個居民消費中的占比也越來越高，是提高全部居民消費的主要推動力量。完善醫(yī)療保健和教育制度，會減輕家庭負(fù)擔(dān)降低預(yù)防性儲蓄動機(jī)，對提高居民消費有積極影響。同時，需要關(guān)注計劃生育新政策等人口結(jié)構(gòu)因素對家庭消費行為與結(jié)構(gòu)變化的影響。因為家庭內(nèi)孩子數(shù)與教育文化支出的關(guān)系不僅影響當(dāng)期消費需求，還與未來社會資源分配和發(fā)展存在密切關(guān)系。

1. Banks, J., R. Blundell, and A. Lewbel, 1997, “Quadratic Engel Curves and Consumer Demand, "Review of Economics and Statistics”[J], Vol. 79, No. 4: 527-539.

2. Deaton, A. and J. Muellbauer,1980, "An Almost Ideal Demand System"[J],, Vol. 70, No. 3: 312-326.

3. Gustafsson, B. A., S. Li, and T. Sicular, 2008, Inequality and Public Policy in China [M],Newyork: CUP.

4. Khan A. and C. Riskin, 2005, "China's Household Income and Its Distribution, 1995 and 2002”[J],, Vol. 182: 356-384.

5. Poi, B. P, 2002, “Dairy policy and Consumer Welfare” [D], In Three Essays in Applied Econometrics, Chapter II, Doctoral thesis. Department of Economics, University of Michigan.

6. Ray, R., 1983 "Measuring the Costs of Children: An Alternative Approach"[J],, Vo. 22, No. 1: 89-102.

7. Roy, R., 1947, "La Distribution du Revenu Entre Les Divers Biens"[J],, Vol. 15, No. 3: 205–225.

8. Varian, H. P., 1992, Microeconomic Analysis (the Third Edition) [M], New York: W. W. Norton and Company.

① 1995年的城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)包括北京、山西、遼寧、江蘇、安徽、河南、湖北、廣東、四川、云南、甘肅11個省市，2002年增加了重慶市，樣本容量分別為6931戶和6835戶。

① 1995年CHIP數(shù)據(jù)中沒有家庭設(shè)備用品及服務(wù)這一支出項目，如果把全家日用消費品支出和用于購買耐久消費品支出的總和當(dāng)成該項目的消費支出，結(jié)果發(fā)現(xiàn)比國家統(tǒng)計局公布的消費比重(7.44%)大兩倍左右。

② CHIP數(shù)據(jù)描述中也提到缺失值問題，建議原則上缺失值用地區(qū)平均或者整個樣本的平均來代替。

③根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的用支出法計算的數(shù)據(jù)計算得出1995年到2002年國內(nèi)生產(chǎn)總值的年均增長率。

④ Khan的收入計算方法跟國家統(tǒng)計局收入計算法的區(qū)別在于包括補助和住房的市場價值。

⑤本文計算的城鎮(zhèn)居民消費總支出增長率的單位是家庭，而經(jīng)濟(jì)增長率和可支配收入增長率是按人均計算的。按人均計算的消費支出增長率為4.76%，高于以家庭為單位計算的消費總支出增長率。

⑥國家統(tǒng)計局的城鎮(zhèn)人均食品消費支出比重也從1995年的50%下降到2002年的37.69%，與CHIP數(shù)據(jù)大致相同。

① Banks et al.（1997）使用Gaussian kernel 和積分均方誤差（Mean Integrated Squared-Error, MISE）估計非參數(shù)恩格爾曲線，而Lewbel（1991）用的則是biquartic kernel。因為在非參數(shù)估計中，曲線的形狀取決于Kernel函數(shù)和寬度（Bandwidth），這兩個因素的選擇十分關(guān)鍵，本文采取Banks et al.（1997）的方法。由于篇幅限制，這些曲線圖略去。

②中國國家統(tǒng)計局只公布城鎮(zhèn)和農(nóng)村各地區(qū)的消費價格指數(shù)或者全國八大消費支出分類的價格指數(shù)，沒有城鎮(zhèn)八大消費支出分類的價格指數(shù)，本文對城鎮(zhèn)消費指數(shù)用各地區(qū)的八大消費支出比重的平均加權(quán)后進(jìn)行對數(shù)化得到價格變量。

①由于篇幅限制，關(guān)于價格彈性的表格略去。