教育追捧、健康訴求與更高社會階層的跨越

王增文

摘要：中國農(nóng)村地區(qū)社會保障制度“缺位”、公共服務(wù)“不到位”和農(nóng)村居民醫(yī)療教育等投入的“越位”，造成農(nóng)村地區(qū)公共產(chǎn)品與私人產(chǎn)品的提供主體的“錯位”現(xiàn)象。這使得農(nóng)村居民收入出現(xiàn)相對性地驟降趨勢。經(jīng)驗(yàn)分析中，把農(nóng)村居民可支配收入變量作為控制變量后，可以觀測到這種相對性的驟降趨勢能夠顯著性地降低居民除醫(yī)療、教育之外的消費(fèi)支出。這源于Maslow需要層次理論中安全的需要和社會地位提升的需要，通過安全感和社會地位的提升可獲得更高的物質(zhì)和精神上的效用，這使得農(nóng)村居民為增加安全感和提高社會地位而壓縮其他方面的消費(fèi)支出。

關(guān)鍵詞：健康訴求;教育追捧;社會階層;消費(fèi)動機(jī)

中圖分類號：C912.82 ? ?文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A ? ?文章編號：1001-862X（2019）04-0141-008

農(nóng)村居民的消費(fèi)支出波動及消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個關(guān)鍵性環(huán)節(jié)，歐美經(jīng)濟(jì)學(xué)家研究這種現(xiàn)象時，根據(jù)實(shí)證資料認(rèn)為，隨著家庭收入的提升，食品消費(fèi)支出和衣著消費(fèi)支出比例均呈現(xiàn)下降趨勢，而衣食之外的生活支出與非生活支出則呈現(xiàn)上升趨勢，我們稱之為Engel定律的外延。這個指標(biāo)在中國被稱為消費(fèi)意愿指標(biāo)。根據(jù)國家統(tǒng)計局調(diào)查數(shù)據(jù)，中國居民消費(fèi)意愿從1997年的82%下降到2006年的75%、2016年的65%。對于這背后的變化動因，歐美學(xué)者認(rèn)為，影響社會消費(fèi)趨勢的主要因素是收入和勞動變得輕松、家庭小型化、第三產(chǎn)業(yè)興旺和社會服務(wù)周全、社會保障和社會安全感增強(qiáng)。[1-3]自1999年以來，農(nóng)村居民收入出現(xiàn)相對性的驟降趨勢，很大程度上抑制除醫(yī)療教育支出外的消費(fèi)動機(jī)。農(nóng)村居民收入出現(xiàn)相對性的驟降趨勢，對其消費(fèi)動機(jī)強(qiáng)度的削弱效應(yīng)從深層次來說有另外的動因，一方面因?yàn)槿狈Π踩校缇用駴]有全面的醫(yī)療保障，教育支出比重過高。另一方面，一旦擺脫低收入問題，其收入會隨著社會地位的提升而得到正比例的回報，而且這種回報包括精神方面的效用。所以，農(nóng)村居民為了追求安全感及社會地位的提升會不斷加大健康投入和教育消費(fèi)支出，從而能夠擠進(jìn)更高的社會階層。

一、健康訴求、教育追捧和居民消費(fèi)動機(jī)行為

按照Maslow的需要層次理論，最低層次是生理的需要，從精神層面來看，包括追求社會地位的提升。但Weber認(rèn)為[4]，更高的社會階層會采取各種阻礙措施來控制新成員的加入，以維持高社會地位的權(quán)威和形象。（1）那么這種社會地位的高低如何而來呢？Weiss和Fershtman認(rèn)為，社會地位是個體或家庭在社會中的排位，每個人的社會地位是由其家庭財富、學(xué)歷、職業(yè)和家庭背景等決定。[5]而且是非嚴(yán)格意義上的排序，是一個群體行為。（2）由于以安全為中心的健康支出費(fèi)用過大，農(nóng)村居民對未來缺乏安全感。所以，為了進(jìn)入更高層次的社會階層，農(nóng)村居民把教育作為通向更高社會階層的必經(jīng)之路。（3）由于許多社會關(guān)系都在同一階層內(nèi)部展開，如機(jī)會和信息的交流等，進(jìn)入更高的社會階層會具有更多的特權(quán)、話語權(quán)及分配權(quán)。

由于社會安全感提升和社會階層的跨越，能夠給農(nóng)村居民帶來物質(zhì)和非物質(zhì)的效用。所以其會壓縮其他方面的消費(fèi)，而將大比例的收入用于健康支出和教育投入。但這種社會地位的提升由哪些關(guān)鍵性因素決定呢？這方面國內(nèi)外學(xué)者研究的較少。Corneo 和 Jeanne[6，7]用財富和社會地位的互動性來進(jìn)行論述。（4）當(dāng)然，財富水平是決定性因素，但教育水平和健康狀況等也能影響社會地位的提升。要想獲得更好的醫(yī)療水平、更高的教育目標(biāo)，更充分的社會保障的前提仍然是財富。李春玲等[8]的研究結(jié)果也表明，社會分層現(xiàn)象主要是由于經(jīng)濟(jì)地位的懸殊而導(dǎo)致的。（7）因此，在此基礎(chǔ)上，我們提出本文要研究和解決的問題，并驗(yàn)證結(jié)論。

二、經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臉?gòu)建

假設(shè)1：農(nóng)村居民收入分配影響農(nóng)村居民家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，Gini系數(shù)的不斷提高會抑制農(nóng)村居民家庭的消費(fèi)支出。這種抑制作用會通過減少消費(fèi)（5）來努力擠進(jìn)更高的社會階層（6）;

假設(shè)2：農(nóng)村居民為追求進(jìn)入更高的社會階層，會使其在健康和教育支出方面的消費(fèi)動機(jī)強(qiáng)度最大化;

假設(shè)3：中國農(nóng)村Gini系數(shù)的不斷提升導(dǎo)致對收入相對較低的人群的抑制作用比收入相對較高的人的影響要大。并且年齡較大的居民對于其提高社會地位的欲望遠(yuǎn)小于年齡相對較輕的居民，通過削減除健康和教育支出之外的消費(fèi)支出的動機(jī)強(qiáng)度會更強(qiáng)烈。

筆者將農(nóng)村住戶所在的省市與一定年齡范圍內(nèi)的農(nóng)村居民作為參照組，前一部分已經(jīng)從外在條件下，論述了前人對獲得社會地位的關(guān)鍵性因素，在這里我們來看一下，如何從內(nèi)部獲得社會地位的提高。金燁等認(rèn)為，地域和年齡相近的人群對個體社會地位的影響最為重要。另外一些學(xué)者采用了以平均收入為參照組的方法對其重要性做了理論和實(shí)證研究。[9]我們借鑒了上述的做法，為得到樣本的平均分布性，防止樣本過于集中或者過于分散，本研究使用?。ㄖ陛犑谢蜃灾螀^(qū)）作為區(qū)域劃分變量，并設(shè)定了年齡區(qū)間組[16，30），[30，50]，[50，55），[55，60），[60，105]5個區(qū)間。除了Gini系數(shù)的平均差異程度外，還引入了最高收入家庭和最低收入家庭收入的比值，作為衡量兩極端差異的一個不平等指標(biāo)。同時，我們測算了農(nóng)村居民家庭規(guī)模經(jīng)濟(jì)。（8）由于不同區(qū)域不同年齡區(qū)間的農(nóng)村居民，消費(fèi)支出會隨不同年份而有趨勢性的變化，為抑制這種趨勢，我們做了一定的處理。（9）檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷墓烙嬁赏ㄟ^不同區(qū)間組的收入差距在年份遞進(jìn)上的差別來完成。（10）因此，如果忽視平均收入而不加以控制，Gini系數(shù)帶來的影響會被人為低估。通過控制收入差距以及三個階層收入的混合影響效應(yīng)，來測算收入的差距對于上層社會和下層社會（按收入來劃分）居民影響的差異，模型如下（11）：

ln（LC）=β0+γln（I）+δ1GLower+δ2G*MID+δ3G*UPP+ηZ+μ（4）

三、數(shù)據(jù)來源、描述性統(tǒng)計及回歸結(jié)果分析

筆者采用國家統(tǒng)計局中國農(nóng)村住戶調(diào)查2000—2017年11省市、自治區(qū)的數(shù)據(jù)來做經(jīng)驗(yàn)分析，并采用中國四大經(jīng)濟(jì)區(qū)域的農(nóng)村地區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)來做赫斯曼穩(wěn)健性分析。以農(nóng)村住戶五等分組和三個經(jīng)濟(jì)地帶及四大經(jīng)濟(jì)區(qū)域分組的主要數(shù)據(jù)為依據(jù)，數(shù)據(jù)主要包括農(nóng)村居民住戶中各家庭成員的基本資料。（12）為了研究不失代表性，我們選取了四大經(jīng)濟(jì)區(qū)域相關(guān)的農(nóng)村地區(qū)數(shù)據(jù)做經(jīng)驗(yàn)分析。（13）由于農(nóng)村居民消費(fèi)和收入均是以家庭為單位進(jìn)行的，而消費(fèi)支出決策在農(nóng)村地區(qū)一般來說由戶主決定，所以，為驗(yàn)證上述提出的假設(shè)，我們選擇家庭主要勞動力的相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行研究。

農(nóng)村地區(qū)APC及Gini系數(shù)具體變化趨勢如圖1所示。（14）從2006年到2016年APCEME的變化趨勢是逐漸下降的，并且下降幅度較大。而APC雖然也在下降，但是下降幅度遠(yuǎn)小于APCEME的下降幅度。筆者認(rèn)為主要原因是2006年以來，中國農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療費(fèi)用在加速上漲;同時，中國在2000年以后，逐步實(shí)施教育改革，教育費(fèi)用不斷上漲，從而導(dǎo)致了這種不同的變化態(tài)勢。2006—2016年的Gini系數(shù)無論從組間還是組內(nèi)來看，均處于加速上升的趨勢。

從中國農(nóng)村居民組內(nèi)Gini系數(shù)的年齡變化態(tài)勢來看，我們發(fā)現(xiàn)組內(nèi)不平等指標(biāo)隨著年齡不斷上升呈現(xiàn)出先上升后下降再上升的態(tài)勢。年齡在45周歲的農(nóng)村居民的收入差距達(dá)到頂峰。從圖2可以看出不同年齡區(qū)間內(nèi)Gini系數(shù)的變化趨勢：30周歲到50周歲的農(nóng)村居民的Gini系數(shù)相差最大。

從歷年的具體數(shù)值我們可以看出，標(biāo)準(zhǔn)差變化比較明顯，所以組內(nèi)Gini系數(shù)的差異較大。我們采用最小二乘估計對不平等性變化進(jìn)行回歸分析，并對穩(wěn)健性進(jìn)行討論。首先，我們來看一下追求安全感和社會地位家庭消費(fèi)動機(jī)決策（回歸結(jié)果見表1）。表1報告了農(nóng)村居民收入差距對家庭消費(fèi)決策的影響效應(yīng)。

從表1可看出，在控制農(nóng)村居民家庭可支配收入變量的前提條件下，組內(nèi)同一年齡組以不平等指標(biāo)衡量的收入水平，還是對居民的家庭消費(fèi)支出具有顯著性的影響，并且影響效應(yīng)為負(fù)。從數(shù)值上來看，Gini系數(shù)每提高1個百分點(diǎn)，消費(fèi)（對數(shù)）會下降0.466個百分點(diǎn)，這是農(nóng)村居民平均消費(fèi)變化情況。但是由于收入不同的居民，其消費(fèi)動機(jī)強(qiáng)度和消費(fèi)傾向是不同的，其消費(fèi)結(jié)構(gòu)和欲望并非完全由可支配收入的對數(shù)值所控制和支配。（15）

農(nóng)村居民收入差異對家庭APC的影響效應(yīng)的結(jié)果顯示，家庭居民收入差距對其平均消費(fèi)傾向具有顯著性的負(fù)向影響效應(yīng)。Gini系數(shù)每提升1個百分點(diǎn)，平均消費(fèi)傾向?qū)p少0.27%，而且模型結(jié)果均是穩(wěn)健的。因此，這很好驗(yàn)證了第二部分所提出的研究假設(shè)。農(nóng)村居民家庭收入差距能夠顯著性地抑制其消費(fèi)動機(jī)傾向。

接下來，我們從橫向的視角來研究不同的居民收入差距對不同收入階層居民家庭的影響效應(yīng)。對組內(nèi)農(nóng)村居民家庭根據(jù)收入狀況，本文可將其分為3個社會階層（16），具體的經(jīng)驗(yàn)分析結(jié)果如表2所示。從模型（1）可以看出，收入組變量與Gini系數(shù)的交互項(xiàng)顯著性通過了檢驗(yàn)，并且對收入的影響是負(fù)向的。從具體的數(shù)值來看，Gini系數(shù)每上升1個百分點(diǎn)，低收入階層的消費(fèi)（對數(shù)）會比中間階層的農(nóng)村居民多下降6.60%，比高收入階層的農(nóng)村居民多下降11.60%。模型2、模型3和模型4中的回歸結(jié)果均顯示，以Gini系數(shù)衡量的不平等指標(biāo)對低收入階層農(nóng)村居民消費(fèi)具有極強(qiáng)的抑制效應(yīng)，而對中高收入階層抑制效應(yīng)顯著弱于低收入階層。

由于收入會存在很大程度上的“集聚效應(yīng)”，越富有的群體由于占有資源多，獲得的財富越廣，并且財富具有“滾雪球”效應(yīng);而低收入群體本身占有的資源有限，其獲得財富的途徑較為狹窄。從這個意義上來說，低收入階層擠進(jìn)高收入階層的可能性變小，低收入階層會因此失去奮斗的動力，而會增加消費(fèi)支出。但經(jīng)驗(yàn)分析結(jié)果卻恰恰相反，當(dāng)Gini系數(shù)進(jìn)一步擴(kuò)大時，農(nóng)村居民中低收入組的消費(fèi)動機(jī)強(qiáng)度遠(yuǎn)遠(yuǎn)弱于高收入組。筆者認(rèn)為主要原因在于人們追求的效用并不僅僅是物質(zhì)方面的，在很大程度上精神上的追求也有很大的作用。（17）他們試圖通過接受更高的教育“擠進(jìn)”社會的中產(chǎn)階級行列，然后通過財富積累，逐步提高自身社會地位。

表3顯示了農(nóng)村居民收入差距對不同年齡組戶主家庭消費(fèi)決策的影響效應(yīng)。由表3可以看出，戶主年齡較輕的農(nóng)村居民家庭Gini系數(shù)對其家庭消費(fèi)決策的影響程度更大，且更為顯著。由模型（2）（3）（4）的回歸結(jié)果，我們以（16，30]為參照組來研究其余四組的消費(fèi)狀況。我們發(fā)現(xiàn)，收入差距對消費(fèi)動機(jī)傾向的影響隨著年齡的增大呈現(xiàn)出緩慢下降趨勢。但年齡區(qū)間組[55，60）和[60，105]間是一個跳躍點(diǎn)，也就是在60歲這一點(diǎn)收入差距對消費(fèi)的影響迅速降低。

從表4農(nóng)村居民收入差距對家庭教育投入的影響效應(yīng)我們可以看出，低收入家庭和高收入家庭居民的醫(yī)療費(fèi)用支出和人力資本投資的差異不顯著，從模型（3）—模型（6）可以看出，當(dāng)Gini系數(shù)變大時，低收入農(nóng)村居民家庭對其子女教育投資比例，要比高收入和中等收入家庭的投資比例增長的更多，也只有這樣才有可能擠進(jìn)更高社會地位的階層。

四、對經(jīng)驗(yàn)分析模型的進(jìn)一步檢驗(yàn)和解釋

在經(jīng)驗(yàn)分析部分驗(yàn)證了Gini系數(shù)上升會導(dǎo)致低收入群體為提高其社會相對地位而抑制除醫(yī)療和教育支出之外的家庭生活費(fèi)用支出。但是農(nóng)村居民的衣食住行費(fèi)用不可能被無限度壓縮，上文的經(jīng)驗(yàn)分析結(jié)果認(rèn)為Gini系數(shù)的這種消費(fèi)抑制作用，顯然在很大程度上有悖常理。為了進(jìn)一步驗(yàn)證結(jié)果，筆者將生活費(fèi)用支出進(jìn)一步細(xì)化，用食品支出和衣著支出來表示生活費(fèi)用支出。其檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，從衣著支出和消費(fèi)支出的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果來看，模型（1）和模型（2）均不顯著，但當(dāng)加入更多反映生活費(fèi)用的指標(biāo)時（18），Gini系數(shù)對農(nóng)村居民收入的生活消費(fèi)支出的影響將變得顯著，在0.01的水平上通過了檢驗(yàn)。

實(shí)證結(jié)果認(rèn)為Gini系數(shù)的上升使得農(nóng)村居民家庭會選擇抑制醫(yī)療和教育支出之外的生活費(fèi)用支出，并且認(rèn)為這種現(xiàn)象產(chǎn)生的原因是居民社會安全和社會地位追求所致，但是否會存在其他方面的因素呢？我們結(jié)合中國農(nóng)村居民的實(shí)際情況否定了這些可能性。

另外，Gini系數(shù)的不斷上升可能會對農(nóng)村居民中低收入階層的養(yǎng)老有負(fù)向影響，使得他們對“老無所養(yǎng)”狀況產(chǎn)生“生命周期理論”所提出的“為未來儲蓄”的行為。（19）但是對于這個問題的研究，學(xué)術(shù)界仍然存在兩種截然相反的觀點(diǎn)，而各有實(shí)證的檢驗(yàn)做支撐。也就是社會保障制度到底對消費(fèi)起抑制作用還是促進(jìn)作用沒有定論，這取決于兩種效應(yīng)的大小。因此，我們很難斷定其影響力度問題（20），所以，我們暫且認(rèn)定結(jié)果是穩(wěn)健的。在綜合模型（4）中，所有相關(guān)變量均納入模型。結(jié)果顯示，所有可能影響變量并非是農(nóng)村居民收入差距對其生活消費(fèi)支出負(fù)向影響的抑制因素。除了穩(wěn)健性檢驗(yàn)外，我們還做了另外一種檢驗(yàn)——Sensitivity檢驗(yàn)（21），結(jié)果如表6所示，從整體的分布結(jié)果來看，其余Gini系數(shù)的的測算結(jié)果相差不大。當(dāng)Upper/Lower值每提高1%，農(nóng)村居民家庭生活消費(fèi)支出將平均下降1.9個百分點(diǎn)，而且低收入階層的生活消費(fèi)支出的抑制效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于高收入階層。（22）表6同時顯示，人力資本投資對于平均的不平等程度變量較為敏感，而對Upper/Lower變量不敏感。

總結(jié)與展望

2006年以來，中國農(nóng)村的Gini系數(shù)呈現(xiàn)出上升的趨勢。而從橫向的視角來看，Gini系數(shù)在不同區(qū)域的差異也呈現(xiàn)出一定的態(tài)勢。因此，筆者從縱向和橫向的視角來研究農(nóng)村居民為追求社會安全感和社會地位的提高而壓縮生活消費(fèi)支出的問題。采用2006—2016年農(nóng)村住戶調(diào)查的數(shù)據(jù)，并把家庭人均可支配收入作為控制變量以后，做經(jīng)驗(yàn)回歸分析。結(jié)果顯示：

1.農(nóng)村居民人均可支配收入的差距仍會對居民家庭消費(fèi)起抑制作用。

2.由于Gini系數(shù)的上升，使得農(nóng)村居民的APC下降的1/4水平可用Gini系數(shù)來解釋，[16，30）年齡區(qū)間組的戶主的消費(fèi)決策的抑制效應(yīng)大于其余年齡組。隨著Gini系數(shù)的上升，農(nóng)村居民家庭的人力資本投資效應(yīng)會呈現(xiàn)出逐步加強(qiáng)的趨勢。

3.采用農(nóng)村居民家庭人均可支配收入的五等分分組方法和高收入組/低收入組指標(biāo)來反映兩極分化的程度，并進(jìn)行了回歸分析。最后結(jié)果顯示，低收入階層的生活費(fèi)用支出的抑制效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于高收入居民家庭。

4.本文采用的兩種不同的反映社會不平等的指標(biāo)反映出低收入階層并不會因?yàn)榭芍涫杖脒^低而減少健康和教育的投資行為，進(jìn)而也不會放棄進(jìn)入更高社會階層的追求。這在一定程度上解釋了目前中國農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)動機(jī)強(qiáng)度一直處于較弱的動因。

鑒于此，本文提出了如下的政策建議：

首先，應(yīng)該采用收入“聯(lián)動性”動態(tài)調(diào)整措施，力爭實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民收入較快、持續(xù)與穩(wěn)定的增長，并盡快扭轉(zhuǎn)城鄉(xiāng)居民收入差距不斷擴(kuò)大的趨勢，這將是緩解農(nóng)村居民消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)不合理、農(nóng)村居民醫(yī)療教育等投入的“越位”的根本途徑。

其次，應(yīng)該更加重視農(nóng)村居民未來消費(fèi)增長的不確定性問題，要穩(wěn)定和進(jìn)一步優(yōu)化農(nóng)村居民家庭的消費(fèi)支出預(yù)期。中國農(nóng)村地區(qū)社會保障制度“缺位”、公共服務(wù)“不到位”造成了農(nóng)村地區(qū)公共產(chǎn)品與私人產(chǎn)品的提供者的“錯位”現(xiàn)象。這使得農(nóng)村居民收入出現(xiàn)相對性地驟降趨勢。從這個角度而言，盡快建立起覆蓋整個農(nóng)村居民的醫(yī)療衛(wèi)生、養(yǎng)老服務(wù)體系及教育配套措施將會加強(qiáng)農(nóng)村居民的消費(fèi)動機(jī)強(qiáng)度并直接減少其預(yù)防性儲蓄。

最后，積極鼓勵農(nóng)村居民特別是低收入家庭從事經(jīng)營活動，擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模，提升經(jīng)營層次。提高并穩(wěn)定農(nóng)村居民的工資性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。低收入農(nóng)村居民消費(fèi)過度依賴特定類型的收入，導(dǎo)致了農(nóng)村居民的抗風(fēng)險能力低下，降低了他們的消費(fèi)動機(jī)強(qiáng)度，不利于拉動農(nóng)村消費(fèi)。因此，必須制定合理的法規(guī)政策，保障農(nóng)村居民的工資性收入和財產(chǎn)性收入。在再分配方面，需要進(jìn)一步規(guī)范政府轉(zhuǎn)移支付制度。

注釋：

（1）社會地位的提高需要跨越社會階層，多數(shù)是從低的社會階層上升到更高的社會階層。

（2）一個群體的社會地位高，群體中成員的相對地位也會較高。

（3）關(guān)于社會資源和市場資源的分配方面，國外學(xué)者做了較為深入的研究。Cowell（1989）、Goldthorpe（2007）認(rèn)為，雖然社會地位不能被直接引入效用函數(shù)，但是分配結(jié)構(gòu)中不僅僅存在初次分配的問題。也就是說更高社會地位的個體在二次分配中獲得更多的可支配性資源。所以，這會使得人們更多傾向于進(jìn)入更高的社會階層。

（4）社會地位代表居民在市場活動以外的非市場化活動中的支配權(quán)和話語權(quán)問題，個人社會地位的提升由個人的財富狀況決定，兩者是相互促進(jìn)和加強(qiáng)的關(guān)系，更高的社會地位將會有更多的財富積累，而更多的財富會進(jìn)一步提升其社會地位。

（5）這種消費(fèi)是除健康和教育支出之外的。

（6）可以從邊際收益和邊際效用的視角來分析，并且假設(shè)社會地位的提高是一種正常品。所以，其邊際收益是遞減的，而提高自身的社會地位對農(nóng)村居民來說，其邊際效用也是遞減的。因此，更高社會地位的群體通過削減除醫(yī)療和教育支出之外的消費(fèi)支出，來擠進(jìn)更高社會階層的動機(jī)是小于社會地位更低的農(nóng)村居民。

（7）在公式中很顯著的一個變量就是Gini系數(shù)，我們把其引入（1）的主要考慮是其對家庭生活費(fèi)用支出的影響效應(yīng)，與第二部分的的假定相呼應(yīng)，假定Gini系數(shù)越大，家庭生活費(fèi)用支出的對數(shù)會越小。

（8）在測算的過程中，我們假定農(nóng)村居民家庭中，某成年人系數(shù)為1，其余成年人系數(shù)為0.7，未成年人系數(shù)為0.5，并且控制變量Z包括了年齡變量、區(qū)域變量和時間變量。我們利用上面5個年齡區(qū)間做赫斯曼穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（9）采用了如下處理方式：將“年份*省份”和“年份區(qū)域*年齡區(qū)間”來允許不同區(qū)域和年齡區(qū)間，平均消費(fèi)支出的區(qū)域有所不同。

（10）我們通過引入同一區(qū)域內(nèi)年齡區(qū)間組的平均收入水平，來解決這一問題?？刂谱兞縕包括家庭人口總數(shù)，主要勞動力受教育年限來檢驗(yàn)其穩(wěn)健性。

（11）其中，Lower代表農(nóng)村居民中下層社會（家庭人均收入）人員為虛擬變量，MID為中間階層，Upper為最高階層，分別表示收入差距對Lower、MID和Upper居民的影響差異。先前假設(shè)是：同時滿足。

（12）如性別、年齡、受教育年限和外出務(wù)工狀況等指標(biāo)。家庭成員收入包括財產(chǎn)性收入、家庭經(jīng)營性收入、工資性收入及轉(zhuǎn)移性收入，家庭支出狀況等。

（13）其中東部地區(qū)包括：上海、江蘇、浙江和山東4省市;中部地區(qū)包括：湖北、湖南和河南3省份;西部地區(qū)包括，西藏、新疆和甘肅3?。ㄗ灾螀^(qū)）;東北地區(qū)包括：遼寧、吉林和黑龍江3省份。

（14）我們以2006—2016年相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，測算了省內(nèi)Gini系數(shù)，參照組內(nèi)Gini系數(shù)及平均消費(fèi)傾向等指標(biāo)。

（15）筆者根據(jù)農(nóng)村居民家庭的可支配收入大小，并結(jié)合《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》將收入5等分，即分成5個收入組。為防止存在不穩(wěn)健的狀況，同時控制了5等分收入組變量和5等分收入組變量*可支配收入對數(shù)變量。但回歸結(jié)果顯示不存在不穩(wěn)健的狀況。進(jìn)一步對模型中線性趨勢項(xiàng)進(jìn)行控制，結(jié)果仍是顯著的。在最后部分，還控制了年齡區(qū)間組，結(jié)果仍顯示均不存在非穩(wěn)健性問題。

（16）低收入階層（Lower）、中等收入階層（Middle）和高收入階層（Upper）。

（17）如雖然農(nóng)村居民中的低收入群體很難進(jìn)入社會的高層。但他們通過良好的醫(yī)療和受教育權(quán)利可以找到一份體面的工作。雖然工作的屬性和待遇并非達(dá)到極致，但能夠獲得精神方面的效用。這可以解釋為什么農(nóng)民工工資可以超過大學(xué)生工資，而大學(xué)生不去干農(nóng)民工的工作。

（18）如居住、家庭設(shè)備、交通和通訊及文化娛樂用品。

（19）若農(nóng)村居民家庭收入差距對生活消費(fèi)支出的影響是由此導(dǎo)致的，我們不得不在做經(jīng)驗(yàn)分析模型中加入養(yǎng)老保險制度變量和最低生活保障制度變量。

（20）所以，我們?nèi)匀徽J(rèn)為養(yǎng)老保險制度和最低生活保障制度對研究結(jié)論沒有顯著性的影響。

（21）我們參照《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》對收入的劃分方法，將農(nóng)村居民人均家庭收入5等分分組，然后利用高收入組（Upper）與低收入組（Lower）的比值，作為一個指標(biāo)變量對實(shí)證分析結(jié)果進(jìn)行Sensitivity檢驗(yàn)。這個指標(biāo)主要反映的是兩極分化強(qiáng)度，引入Upper/Lower指標(biāo)后，對實(shí)證模型進(jìn)行再一次估計，并同時進(jìn)行Robust穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（22）其余變量的影響效應(yīng)及變化趨勢與Gini系數(shù)作為不平等指標(biāo)的影響及抑制作用均沒有較大變化。而且Robust穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明，消費(fèi)支出狀況仍與Gini系數(shù)測算結(jié)果類似。

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（責(zé)任編輯 焦德武）