收入差距、社會(huì)地位與家庭消費(fèi)

收入差距、社會(huì)地位與家庭消費(fèi)

一、收入差距對(duì)中國(guó)社會(huì)地位的影響中國(guó)的消費(fèi)儲(chǔ)蓄率一直是一個(gè)受關(guān)注的話題。中國(guó)的儲(chǔ)蓄中一半是由家庭儲(chǔ)蓄構(gòu)成的,目前占到GDP的20%左右。1根據(jù)中國(guó)統(tǒng)計(jì)局的城鎮(zhèn)調(diào)查數(shù)據(jù),城鎮(zhèn)家庭的消費(fèi)率(除去教育支出的生活性消費(fèi)/可支配收入)在近年來一直持續(xù)下降,從1997年的82%下降到了2006年的75%。2對(duì)此,很多研究從不同的角度來分析這個(gè)問題,包括經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與未來收入(Kraay,2000;ModiglianiandCao,2004;Qian,1988),人口結(jié)構(gòu)和撫養(yǎng)系數(shù)的變化(Kuijs,2006;ModiglianiandCao,2004),收入增長(zhǎng)和習(xí)慣(HoriakaandWan,2007),預(yù)防性儲(chǔ)蓄(Kuijs,2006;ChamonandPrasad,2008;Meng,2003),投資回報(bào)率變化(Wen,2009)以及性別比例變化(WeiandZhang,2009)。本文對(duì)中國(guó)近年來儲(chǔ)蓄率的上升提出另外一種解釋:日漸擴(kuò)大的收入差距可能會(huì)抑制家庭消費(fèi),刺激儲(chǔ)蓄。文獻(xiàn)已經(jīng)對(duì)這種負(fù)面影響提出了宏觀的機(jī)制:由于邊際消費(fèi)傾向隨收入的上升而下降,收入差距的擴(kuò)大會(huì)導(dǎo)致儲(chǔ)蓄率的上升。本文提出收入差距對(duì)消費(fèi)的負(fù)面影響還可能來源于更深層次的微觀機(jī)制:人們有為追求社會(huì)地位而儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)(statusseekingmotive)。具體而言,人們有提高社會(huì)地位的需求,這不僅僅是因?yàn)楹玫纳鐣?huì)地位帶來心理上的滿足,更是因?yàn)檫M(jìn)入好的社會(huì)階層帶來的物質(zhì)和非物質(zhì)的回報(bào)。同時(shí),社會(huì)地位通常與家庭財(cái)富在社會(huì)中的排序有關(guān),即使是與財(cái)富沒有直接關(guān)系的社會(huì)地位,比如教育水平,也往往需要家庭先積累財(cái)富來進(jìn)行投資,特別是在信貸市場(chǎng)不夠完善的時(shí)候。因此,人們?yōu)榱双@得或維持自己的社會(huì)地位需要積累財(cái)富。而收入差距的擴(kuò)大使得社會(huì)分層更加凸顯,社會(huì)地位較高的群體掌握了更多比例的財(cái)富,他們與其他群體的差距也在擴(kuò)大,這使得進(jìn)入社會(huì)上層的收益更高,同時(shí)進(jìn)入上層所需要的財(cái)富積累也更高。因此,收入差距的擴(kuò)大會(huì)給人們更強(qiáng)的儲(chǔ)蓄激勵(lì),并且這種影響對(duì)較窮和較年輕的家庭會(huì)更加明顯。中國(guó)的收入差距在近些年的上升以及收入差距的變化在地區(qū)間的差異為驗(yàn)證收入差距對(duì)消費(fèi)的影響提供了很好的機(jī)會(huì)。改革開放以來,中國(guó)居民的收入差距開始有顯著的上升。根據(jù)世界銀行的統(tǒng)計(jì),中國(guó)的基尼系數(shù)在二十多年間從0.33上升到0.47(世界銀行,2005)。另外一些社會(huì)學(xué)家提出中國(guó)出現(xiàn)了新的社會(huì)分層,中國(guó)社會(huì)的階層從以往以出身劃分的工人、農(nóng)民、干部和知識(shí)分子轉(zhuǎn)變?yōu)橐允杖?、?cái)富、學(xué)歷劃分的新的階層(陸學(xué)藝,2002)。同時(shí),收入差距在各個(gè)省市之間也有很大的差異,比如城鎮(zhèn)住戶調(diào)查顯示某個(gè)北方省份的省內(nèi)基尼系數(shù)從1997年的0.19上升到2006年的0.25,而某個(gè)南方省份的省內(nèi)基尼系數(shù)從1997年的0.23上升到2006年的0.32。我們使用中國(guó)城鎮(zhèn)住戶調(diào)查9個(gè)省1997—2006年的微觀數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)來驗(yàn)證我們提出的假說。我們的實(shí)證結(jié)果表明在控制了家庭收入后,參照組(同一地區(qū)同一年齡組)內(nèi)的收入差距仍然對(duì)城鎮(zhèn)家庭的消費(fèi)(除去教育支出的消費(fèi))有顯著的負(fù)向影響。從1997—2006年,參照組的基尼系數(shù)平均從0.23上升到0.29,這導(dǎo)致一個(gè)代表性城鎮(zhèn)家庭的消費(fèi)降低了約2.3個(gè)百分點(diǎn),平均消費(fèi)傾向下降了約1.63個(gè)百分點(diǎn)。3而1997—2006年總的平均消費(fèi)傾向從82%下降到75%,因此收入不平等的擴(kuò)大能夠解釋其中的23%。這些都和“收入差距的擴(kuò)大加強(qiáng)了人們尋求社會(huì)地位的動(dòng)機(jī)”這一假說相一致。我們同時(shí)證實(shí)相對(duì)于富人而言,窮人提升社會(huì)地位的動(dòng)機(jī)更強(qiáng),在收入差距擴(kuò)大時(shí),他們的消費(fèi)被抑制得更多。另外,收入不平等對(duì)年輕人的消費(fèi)的負(fù)向影響比對(duì)老年人的影響強(qiáng)。此外,由于受教育水平是社會(huì)地位的一個(gè)重要指標(biāo),我們還檢驗(yàn)了收入差距對(duì)家庭教育投資的影響,并發(fā)現(xiàn)在控制收入的影響之后,收入差距的擴(kuò)大會(huì)顯著提高家庭的人力資本投資。最后,我們還在實(shí)證上排除了針對(duì)這些結(jié)果提出的一些其他解釋,包括和房地產(chǎn)價(jià)格、收入不確定性、社會(huì)保障以及性別比等相關(guān)的解釋。我們的研究首次證實(shí)收入差距的擴(kuò)大可能是中國(guó)近十年儲(chǔ)蓄率上升的一個(gè)重要原因。現(xiàn)有的研究雖然提出收入不平等會(huì)對(duì)宏觀的消費(fèi)儲(chǔ)蓄率產(chǎn)生影響,但是這些研究大多強(qiáng)調(diào)不同收入家庭的平均消費(fèi)傾向不同,特別是高收入家庭的消費(fèi)傾向低,因而收入分配的變化會(huì)導(dǎo)致總儲(chǔ)蓄率的變化。4而我們的研究則揭示了即使控制了家庭平均消費(fèi)傾向的異質(zhì)性,收入不平等仍然會(huì)直接影響微觀個(gè)體家庭的消費(fèi)儲(chǔ)蓄決策。另外,我們提出了一個(gè)連接收入差距和家庭消費(fèi)儲(chǔ)蓄決策的微觀機(jī)制:追求社會(huì)地位的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī),而且找到了支持這個(gè)假說的微觀實(shí)證證據(jù)。5雖然目前有一些關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究強(qiáng)調(diào)追求社會(huì)地位的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有重要貢獻(xiàn)(CorneoandJeanne,2001;FutagamiaandShibatab,1998;GongandZou,2001;Pham,2005),文獻(xiàn)中還沒有證明這種儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的存在及重要性的經(jīng)驗(yàn)證據(jù),特別是來自于微觀數(shù)據(jù)的證據(jù)。本文的后續(xù)章節(jié)安排如下:第二部分介紹經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會(huì)學(xué)中關(guān)于追求社會(huì)地位的研究并提出相關(guān)假說;第三部分討論計(jì)量模型的設(shè)定;第四和第五部分分別描述使用的數(shù)據(jù)和基礎(chǔ)模型的估計(jì)結(jié)果。第六部分對(duì)主要結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。最后一部分是小結(jié)和討論。二、社會(huì)地位與財(cái)富分配根據(jù)WeissandFershtman(1998),社會(huì)地位是個(gè)人或群體在社會(huì)中受到普遍認(rèn)同的排位(rank)。一般認(rèn)為,人們會(huì)根據(jù)某一普遍認(rèn)同的指標(biāo)在社會(huì)中進(jìn)行排序,從而確定每個(gè)人的社會(huì)地位,這些指標(biāo)包括家庭財(cái)富、出身、學(xué)歷、職業(yè)以及行為舉止等。而且,社會(huì)地位通常是一個(gè)群體的概念。群體中的每個(gè)成員可能在簡(jiǎn)單排序中的名次不相同,但是他們同樣享受作為群體的一員而得到的社會(huì)地位。同時(shí),他們需要共同約束群體中的成員、控制新成員的進(jìn)入來塑造或維持這個(gè)群體在社會(huì)中的形象和權(quán)威(Weber,1922)。社會(huì)分層的高低表現(xiàn)為成員對(duì)于社會(huì)資源占有量的多少,這里說的社會(huì)資源包括經(jīng)濟(jì)資源和政治資源。改革開放以后,居民在政治地位上的區(qū)別已經(jīng)基本被消除,而經(jīng)濟(jì)地位上的分層卻原來越明顯。對(duì)此,李強(qiáng)(1997,2002)指出,自改革以來,社會(huì)分層結(jié)構(gòu)的變化是“因財(cái)產(chǎn)、收入等方面的差異而造成的”經(jīng)濟(jì)上的不平等取代了政治上的不平等。關(guān)于人們?yōu)楹我M(jìn)入更高的階層,已有的文獻(xiàn)中有很多解釋。早期的研究強(qiáng)調(diào)心理上的因素,如獲得自尊(self-esteem)或成就感。Coleetal.(1992)和CorneoandJeanne(1999)強(qiáng)調(diào)即使社會(huì)地位并不直接進(jìn)入效用函數(shù),更高社會(huì)地位的群體能夠享有更多的不在市場(chǎng)中進(jìn)行分配的資源,這導(dǎo)致人們最終會(huì)關(guān)心社會(huì)地位。他們列舉了幾個(gè)進(jìn)入更高的社會(huì)階層獲得的收益:首先是俱樂部效應(yīng)(clubeffect),很多的社會(huì)活動(dòng)都是在同一階層內(nèi)部展開的,如婚姻、信息共享以及機(jī)會(huì)等;其次,進(jìn)入社會(huì)上層往往帶來一些特權(quán),有利于爭(zhēng)奪那些沒有在市場(chǎng)中進(jìn)行分配的資源;最后,高階層的人更容易受到信任、贏得贊同、合作并獲得領(lǐng)導(dǎo)權(quán),比如有研究表明,在陪審團(tuán)中,高階層的人的意見更容易受到重視和認(rèn)同(WeissandFershtman,1998)。由于這些回報(bào),人們有很強(qiáng)的激勵(lì)來通過積累財(cái)富,對(duì)人力資本、社會(huì)資本進(jìn)行投資,加入一些社會(huì)團(tuán)體,以及選擇合適的行為等各種途徑來進(jìn)入更高的階層,其中追求社會(huì)地位的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)是文獻(xiàn)中討論最多的一個(gè)機(jī)制。WeissandFershtman(1998)給出了一個(gè)文獻(xiàn)綜述。Coleetal.(1992)證明當(dāng)社會(huì)地位代表了家庭在非市場(chǎng)化活動(dòng)中的競(jìng)爭(zhēng)力時(shí),穩(wěn)定的均衡就是社會(huì)地位由財(cái)富水平?jīng)Q定。6因此獲得更高的社會(huì)地位就成為了積累財(cái)富的重要?jiǎng)訖C(jī),而且人們往往通過抑制消費(fèi),增加儲(chǔ)蓄來積累財(cái)富。社會(huì)地位和財(cái)富之間的連接可能不是直接的,比如社會(huì)地位可能更多的依賴于教育水平、職業(yè)甚至戶口等,但是要獲得好的教育水平、職業(yè)甚至戶口,首先需要有足夠的財(cái)富積累來進(jìn)行好的教育投資,因此人們?nèi)匀粫?huì)為提高社會(huì)地位而積累財(cái)富。由于我國(guó)的社會(huì)分層主要體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)地位方面,社會(huì)中收入差距的擴(kuò)大很可能會(huì)加強(qiáng)人們追求社會(huì)地位的行為。7因?yàn)椴黄降鹊纳仙鶎?dǎo)致社會(huì)地位高的階層所掌握的社會(huì)資源比例增加,這使得積累財(cái)富進(jìn)入社會(huì)上層的收益更高。同時(shí)收入差距的擴(kuò)大也通常帶來社會(huì)群體之間的財(cái)富差距擴(kuò)大,因此要進(jìn)入更高階層需要積累更多的財(cái)富。這兩種途徑都會(huì)導(dǎo)致收入差距的擴(kuò)大刺激家庭的儲(chǔ)蓄。當(dāng)然,當(dāng)進(jìn)入更高階層要求更多的財(cái)富時(shí),少量的財(cái)富增加可能無法提高社會(huì)地位,進(jìn)而財(cái)富積累的邊際收益可能下降,人們可能因此減少儲(chǔ)蓄。因此收入差距最終的影響取決于哪一種效應(yīng)更強(qiáng),是一個(gè)實(shí)證問題。我們認(rèn)為前兩種效應(yīng)更可能占主導(dǎo),具體的證明可見Jinetal.(2010)的理論模型。8基于這些分析,我們提出第一個(gè)可驗(yàn)證的假說。假說1收入分配會(huì)影響家庭的消費(fèi)決策,不平等的上升會(huì)抑制家庭消費(fèi),刺激儲(chǔ)蓄,因?yàn)槿藗兏屑?lì)通過減少消費(fèi)增加儲(chǔ)蓄進(jìn)而積累財(cái)富來追求更高的社會(huì)地位。為提高社會(huì)地位而儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)的強(qiáng)弱在不同群體之間是有所差異的。假設(shè)社會(huì)地位是一種正常商品,提高社會(huì)地位的邊際收益隨社會(huì)地位的上升而遞減,那么富人由于已經(jīng)處在一個(gè)較高的階層,其提高社會(huì)地位的邊際收益不如窮人高。特別是最富的階層,雖然他們也需要維持自己的社會(huì)地位,但是他們通過積累財(cái)富來提高社會(huì)地位的動(dòng)機(jī)卻相對(duì)弱很多。因此為提高社會(huì)地位而儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)意味著收入的不平等性對(duì)窮人的影響比對(duì)富人的影響要強(qiáng)。假說2收入差距對(duì)窮人消費(fèi)的抑制作用比對(duì)富人的影響要大。類似的,老年人和年輕人的社會(huì)地位尋求的動(dòng)機(jī)也有差異。相比于老年人,提高社會(huì)地位的收益對(duì)于年輕人而言更大,因?yàn)樗麄兊氖芤鏁r(shí)間更長(zhǎng),因此年輕人更有激勵(lì)通過減少消費(fèi)積累財(cái)富來提高自己將來的社會(huì)地位。不過,如果老年人有子女,那么老年人可能會(huì)為了提高子女的社會(huì)地位而儲(chǔ)蓄,這會(huì)模糊年輕人和老年人在與社會(huì)地位尋求相關(guān)的儲(chǔ)蓄上的差異。因此我們有第三個(gè)可檢驗(yàn)的假說。假說3如果老年人為提高子女的社會(huì)地位而儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)不強(qiáng),那么收入差距對(duì)年輕人的消費(fèi)的抑制作用比對(duì)老年人的要強(qiáng)。積累財(cái)富是提高社會(huì)地位的一個(gè)途徑,但是受教育水平也是影響社會(huì)地位的重要因素。因此消費(fèi)中的教育支出可以看成是對(duì)教育的投資,這一項(xiàng)支出很可能因?yàn)樘岣呱鐣?huì)地位的動(dòng)機(jī)而增加而不是下降。因此在考慮收入差距對(duì)消費(fèi)的影響時(shí)需要將教育支出剔除,同時(shí)我們有以下假說9:假說4追求社會(huì)地位的動(dòng)機(jī)將促使家庭增加教育支出。三、基尼系數(shù)和其他不平等指標(biāo)根據(jù)以上的討論,我們的基本模型設(shè)定為ln(C)=α+β×ln(Y)+γ×Gini+δ×X+ε,(1)ln(C)=α+β×ln(Y)+γ×Gini+δ×X+ε,(1)其中C為家庭生活性支出,但不包括教育支出;Y為家庭的可支配收入。10Gini為收入差距的指標(biāo)。X為其他控制變量。類似的模型也將用于分析收入差距對(duì)教育支出的影響。在(1)式中,γ為收入不平等對(duì)消費(fèi)的影響,我們的假說預(yù)測(cè)其符號(hào)為負(fù),β為消費(fèi)的收入彈性。如果存在追求社會(huì)地位的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī),在控制了家庭收入之后,收入差距應(yīng)該還能夠影響家庭的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為。如果收入差距和消費(fèi)的關(guān)系僅僅來源于不同收入的家庭有不同消費(fèi)傾向,那么當(dāng)我們控制了家庭收入同時(shí)允許β隨不同的收入組而變化時(shí),收入差距本身不會(huì)影響家庭的儲(chǔ)蓄率,即γ的估計(jì)值應(yīng)該接近于0。變換我們的回歸式可以得到ln(AΡC)=α+(β-1)ln(Y)+γ×Gini+δ×X+ε,(2)ln(APC)=α+(β?1)ln(Y)+γ×Gini+δ×X+ε,(2)其中APC=C/Y,是平均消費(fèi)傾向。如果β<1,則APC隨著收入的上升而下降,這與文獻(xiàn)中普遍的假設(shè)相一致:高收入水平的家庭其平均消費(fèi)傾向低。由于我們更加關(guān)注平均消費(fèi)傾向的變化量而非變化率,我們將上式變換為AΡC=α′+β′ln(Y)+γ′×Gini+δ′×X+ε.(3)APC=α′+β′ln(Y)+γ′×Gini+δ′×X+ε.(3)我們主要使用基尼系數(shù)作為衡量不平等的指標(biāo)。一個(gè)人要獲得社會(huì)地位需要獲得社會(huì)中大多數(shù)人的認(rèn)可,不過Coleman(1990)指出,來自同伴的認(rèn)同最為重要,因?yàn)榈匚簧?、資源上的競(jìng)爭(zhēng)更多的來源于同伴之間或者說“參照組”內(nèi)部。11我們認(rèn)為家庭主要考慮的參照組是和家庭決策主體的地域和年齡相近的人群。具體而言,我們假設(shè)每一個(gè)家庭的戶主關(guān)注的收入差距是同一個(gè)省內(nèi)戶主年齡和自己年齡相差不超過5歲的所有家庭之間的收入差距,如一個(gè)34歲的戶主,我們確定其關(guān)注的年齡組為29—39歲,而一個(gè)戶主31歲的家庭,他們關(guān)注的年齡組為26—36歲。12我們將主要考量家庭的消費(fèi)儲(chǔ)蓄行為如何受參照組內(nèi)的收入差距的影響。除了基尼系數(shù)之外,我們還考慮了另外一個(gè)不平等指標(biāo):25%最高收入家庭的收入和25%最低收入家庭的收入的比值(簡(jiǎn)稱Ratio75/25)。這兩組指標(biāo)反映了收入分配的不同側(cè)面?；嵯禂?shù)關(guān)注更多的是平均的差異,而Ratio75/25更關(guān)注兩端的差異。我們也考慮了用10%最高收入家庭和10%最低收入家庭平均收入的比率等反映收入差距的指標(biāo)來做穩(wěn)健性分析。在基于家庭人均收入計(jì)算不平等指數(shù)的過程中,我們使用了幾種不同的家庭規(guī)模經(jīng)濟(jì)的計(jì)算方法,包括直接使用家庭人口數(shù)和Atkinsonetal.(1995)給出的三種常用的計(jì)算EquivalenceScale的方法,用各類方法得到的結(jié)果非常相似。下面報(bào)告的結(jié)果中采用的計(jì)算方法是家庭中一個(gè)成年人的系數(shù)為1,其他成年人的系數(shù)為0.7,小孩的系數(shù)為0.5的方法。X為其他控制變量,主要包括省份,年齡組,年份的固定效應(yīng)。13我們考慮了35歲以下,35—45歲,45—55歲,55—65歲,以及65歲以上五個(gè)年齡組,并用其他年齡分組方法做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。考慮到各個(gè)省和各個(gè)年齡組的消費(fèi)可能隨時(shí)間有趨勢(shì)性的變化,我們通過控制省份和時(shí)間趨勢(shì)的交叉項(xiàng)以及年齡組和時(shí)間趨勢(shì)的交叉項(xiàng)來允許各個(gè)省份以及各個(gè)年齡組平均消費(fèi)的線性時(shí)間趨勢(shì)有所不同。這樣我們計(jì)量模型的識(shí)別主要依賴于各個(gè)組的收入差距在隨時(shí)間的變化上的差別。另外我們也考慮加入省內(nèi)年齡組內(nèi)的平均收入水平來避免收入差距和組平均收入的相關(guān)性帶來的估計(jì)偏差。14最后,我們也控制了一些家庭特征,包括家庭規(guī)模、戶主的教育程度等來檢驗(yàn)基礎(chǔ)模型的穩(wěn)健性。15不過原則上如果家庭的特征變量不影響參照組內(nèi)的收入不平等,那么收入差距的影響的估計(jì)值依然是無偏的。我們通過控制收入差距和三個(gè)收入分組(窮人Poor、中間階層Middle、富人Rich)的交叉項(xiàng)來估計(jì)收入差距對(duì)窮人和富人的影響的差別。模型設(shè)定如下(模型中也會(huì)控制Middle和Rich本身的效應(yīng)):ln(C)=α+β×ln(Y)+γ1Gini+γ2Gini×middle+γ3×Gini×rich+δ×X+ε,(4)ln(C)=α+β×ln(Y)+γ1Gini+γ2Gini×middle+γ3×Gini×rich+δ×X+ε,(4)其中,Poor為家庭人均收入是否位于參照組內(nèi)最低的1/3的虛擬變量,Middle為中間的1/3,Rich為最高的1/3。系數(shù)γ2和γ3的值反映了收入差距對(duì)窮人和中間階層、富人影響的差別。我們預(yù)期收入不平等對(duì)窮人的消費(fèi)有更大的抑制作用,對(duì)中間階層次之,即γ1<0,γ2>0,γ3>0,并且γ2<γ3。其他文獻(xiàn)中提到的收入差距的擴(kuò)大導(dǎo)致要進(jìn)入更高階層需要積累更多的財(cái)富,財(cái)富積累的邊際收益可能下降的情況,那么收入差距對(duì)中間收入的人群的抑制作用應(yīng)該是最明顯的,而窮人可能因?yàn)樾枰e累的財(cái)富過多而失去信心,估計(jì)的結(jié)果應(yīng)該是γ2<0,γ3>0。我們也應(yīng)用類似的模型來分析收入不平等對(duì)不同年齡群影響的差異。四、基本變量及其在整個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)制度的影響我們以中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的中國(guó)城鎮(zhèn)住戶調(diào)查1997—2006年9個(gè)省的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)做實(shí)證分析,同時(shí)用全國(guó)的數(shù)據(jù)做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。城鎮(zhèn)住戶調(diào)查覆蓋了中國(guó)所有省份,采用分層(地級(jí)以上城市、縣級(jí)市、縣)抽樣的方式獲得樣本。所有樣本每年輪換1/3,每三年全部樣本輪換一次。該調(diào)查采用讓調(diào)查戶每日記賬的方式收集數(shù)據(jù),可以獲得較為詳細(xì)的資料。數(shù)據(jù)中包括每個(gè)家庭成員的基本信息,如年齡、教育水平、職業(yè)等;每個(gè)成員的各項(xiàng)收入,即工資收入、財(cái)產(chǎn)收入和轉(zhuǎn)移支付收入,以及家庭的可支配收入。數(shù)據(jù)中還有詳細(xì)的家庭支出情況和住房情況,但沒有其他的資產(chǎn),如存款、有價(jià)證券等的存量。我們使用的數(shù)據(jù)包含了北京、遼寧、浙江、安徽、湖北、廣東、四川、陜西和甘肅等9省,分別來自于東、中、西三個(gè)地區(qū),具有很強(qiáng)的代表性。由于數(shù)據(jù)中沒有家庭成員個(gè)人的消費(fèi)支出的信息,我們的分析都以家庭為單位,我們假設(shè)家庭的消費(fèi)儲(chǔ)蓄決策基本由戶主決定,因此戶主的一些個(gè)人特征,包括年齡、教育程度等會(huì)對(duì)家庭的消費(fèi)決策有重要的影響。16在家庭成員過多時(shí),家庭決策的情況變得不明晰,因此我們?nèi)サ袅藰颖局屑彝コ蓡T個(gè)數(shù)大于10人的家庭,數(shù)量不到樣本總數(shù)的0.1%。同時(shí),我們選取了25—75歲的戶主作為研究對(duì)象,因?yàn)槟挲g過小或者過大的戶主無法找到足夠的同一地區(qū)內(nèi)年齡相近的樣本來得到可信的收入不平等指標(biāo)。另外,我們剔除了一些收入和消費(fèi)的異常值,包括可支配收入小于100元,可支配收入最高的10個(gè)家庭(年收入大約在50萬元以上),生活消費(fèi)大于收入的5倍,或者大于20萬元而且大于收入的2倍的家庭。在2002年,該調(diào)查的問卷進(jìn)行了調(diào)整,增加了更詳細(xì)的問題,每年的抽樣樣本也從21000戶左右增大到56000戶。這些調(diào)整可能導(dǎo)致2002—2006年的數(shù)據(jù)和1997—2001年的數(shù)據(jù)在統(tǒng)計(jì)口徑上有些不一致。我們的基礎(chǔ)模型以1997—2006的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),但是我們也用2002—2006年的數(shù)據(jù)做了同樣的分析,實(shí)證結(jié)果非常類似。圖1反映了十年來城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)中顯示的家庭平均消費(fèi)傾向(APC)和省內(nèi)不平等指標(biāo)的變化。我們定義了兩種APC的計(jì)算方法,一種是剔除教育支出之后的消費(fèi)支出和可支配收入之比;第二種直接用總的家庭消費(fèi)支出除以可支配收入。在1997—2006年的十年中,第一種平均消費(fèi)傾向有較為明顯的下降,下降了7個(gè)百分點(diǎn);第二種定義下的APC下降幅度略低,從86.6%降到81.5%,這源于教育支出的逐年升高,不過兩種APC的變化趨勢(shì)非常相似。17而省內(nèi)不分年齡組的基尼系數(shù)則有明顯的上升,從0.23上升到0.29左右,與省內(nèi)分年齡組計(jì)算的基尼系數(shù)的變化趨勢(shì)非常一致。圖2反映了收入不平等程度和年齡的關(guān)系。我們發(fā)現(xiàn)以基尼系數(shù)衡量的收入差距與年齡的關(guān)系呈現(xiàn)倒U形,年齡50歲左右的人群其收入差距最高。Ratio90/10反映出來的情況類似。18圖3給出了各個(gè)省份平均的基尼系數(shù)的變化,而圖4給出了各個(gè)年齡組平均的基尼系數(shù)的變化?？梢钥吹交嵯禂?shù)隨時(shí)間的變化在各省及各年齡組之間還是有比較大的差別。這為我們的計(jì)量模型提供了基礎(chǔ)。表1給出了更為具體的基尼系數(shù)隨時(shí)間的變化。從標(biāo)準(zhǔn)差可以看到,各組的不平等指標(biāo)的差異比較大。不過平均值和中位數(shù)的差別不大。表2給出了回歸樣本的一些基本變量的描述性統(tǒng)計(jì)。附錄表A給出了9個(gè)省的樣本和全國(guó)樣本的對(duì)比,可以看到9個(gè)省的樣本的幾個(gè)重要變量的平均值及其變化趨勢(shì)都和全國(guó)的非常類似。五、ls估計(jì)結(jié)果以下是回歸結(jié)果,所有結(jié)果均為OLS估計(jì)結(jié)果,我們主要報(bào)告用基尼系數(shù)衡量收入不平等性的結(jié)果,其他衡量指標(biāo)的結(jié)果在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中討論。(一)保持社會(huì)地位，關(guān)注家庭消費(fèi)和儲(chǔ)蓄1.收入差距對(duì)家庭消費(fèi)傾向的影響表3報(bào)告了參照組內(nèi)的收入差距對(duì)家庭消費(fèi)的影響。所有回歸均控制了時(shí)間、省份及5個(gè)年齡組(35歲以下,35—45歲,45—55歲,55—65歲,65歲以上)的固定效應(yīng),以及各個(gè)省份、各個(gè)年齡組的消費(fèi)的線性時(shí)間趨勢(shì)。同時(shí)我們也控制了參照組中成員的平均收入以及戶主的年齡。第一列結(jié)果表明,即使控制了家庭的可支配收入水平,同一省份相近年齡的家庭內(nèi)以基尼系數(shù)衡量的收入不平等水平仍然對(duì)家庭的消費(fèi)有顯著的負(fù)向影響,具體而言,基尼系數(shù)增加0.1個(gè)點(diǎn),消費(fèi)將下降3.8%?？紤]到不同收入家庭消費(fèi)傾向的異質(zhì)性可能并不能完全由log(家庭收入)控制,我們根據(jù)家庭在參照組中的收入排序分為五個(gè)分位組,嘗試控制了這五個(gè)收入組的虛擬變量(第二列)以及收入組虛擬變量和收入的交互項(xiàng)(第三列),經(jīng)過這些調(diào)整后的結(jié)果仍然是穩(wěn)健的。在第四列,我們進(jìn)一步控制每一個(gè)參照組的線性趨勢(shì),即參照組的虛擬變量和年份的交互項(xiàng),不過收入差距對(duì)消費(fèi)的影響依然顯著,而且負(fù)向影響更加強(qiáng)烈。最后我們還嘗試了控制更細(xì)的年齡分組(分十組)、不同的年齡分組(30歲以下,30—40歲,40—50歲,50—60歲,60歲以上)或者控制更多的家庭特征變量(包括家庭人口數(shù)、戶主的教育水平,以及民族),結(jié)果非常穩(wěn)健。19表4報(bào)告了收入差距對(duì)平均消費(fèi)傾向(APC)的回歸結(jié)果。與我們預(yù)期的一樣,收入差距對(duì)APC有顯著負(fù)向的影響。在基礎(chǔ)模型中(第一列),基尼系數(shù)增加0.1,APC減少約2.7個(gè)百分點(diǎn),并且這個(gè)結(jié)果在不同的模型設(shè)定下都很穩(wěn)健。由此我們驗(yàn)證了本文的第一個(gè)假說,收入差距顯著地抑制了家庭的消費(fèi),刺激了儲(chǔ)蓄,進(jìn)而提高了儲(chǔ)蓄率。2.收入差距對(duì)家庭和家庭消費(fèi)的影響在這一部分,我們討論不同特征的人群受收入不平等的影響是否會(huì)有所不同。首先來驗(yàn)證第二個(gè)假說,即窮人的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄受收入差距的影響是否會(huì)更強(qiáng)。我們將每個(gè)參照組內(nèi)的家庭按人均收入從低到高分為3個(gè)組,分別定義為窮人、中等收入的人群和富人。表5的第一列顯示,正如我們所預(yù)期的,收入組的虛擬變量和基尼系數(shù)的交互項(xiàng)顯著為負(fù),具體而言,基尼系數(shù)上升0.1,窮人的消費(fèi)會(huì)比中等收入的人和富人分別多減少2.0和2.7個(gè)百分點(diǎn)。后三列對(duì)三個(gè)收入組的樣本分別回歸,我們發(fā)現(xiàn)以基尼系數(shù)衡量的收入不平等對(duì)窮人的消費(fèi)有顯著的抑制作用,對(duì)中等收入組的抑制稍弱,對(duì)富人的消費(fèi)的負(fù)向影響是最弱的,只在10%的水平下顯著。以往的文獻(xiàn)中通常都提到,收入差距的擴(kuò)大也通常帶來社會(huì)群體之間的財(cái)富差距擴(kuò)大,因此要進(jìn)入更高階層需要積累更多的財(cái)富。少量的財(cái)富增加可能無法提高社會(huì)地位,進(jìn)而財(cái)富積累的邊際收益可能下降,人們可能因此減少儲(chǔ)蓄。如果是這種情況,那么收入差距對(duì)中間收入的人群的抑制作用應(yīng)該是最明顯的,而窮人可能因?yàn)樾枰e累的財(cái)富過多而失去信心。但是我們的回歸結(jié)果顯示,收入差距上升時(shí),最窮的一組人表現(xiàn)出來的消費(fèi)的抑制遠(yuǎn)高于中間階層和富裕的階層。這有兩種解釋,一是我們樣本中的窮人還不是中國(guó)最窮的階層,因?yàn)槲覀兊臉颖緵]有包含農(nóng)村以及城市中的流動(dòng)人口;二是雖然窮人可能沒有希望成為社會(huì)的上層,但是他們依然通過儲(chǔ)蓄來改善社會(huì)地位,比如脫離貧困階層,進(jìn)入中產(chǎn)階級(jí),因此他們通過財(cái)富積累來提高社會(huì)地位的動(dòng)機(jī)可能并不比中產(chǎn)階級(jí)弱。表6報(bào)告的結(jié)果試圖驗(yàn)證第三個(gè)假說中提到的收入差距對(duì)消費(fèi)的影響和戶主年齡的關(guān)系。我們定義年輕家庭為戶主年齡低于55歲的家庭。第一列的結(jié)果顯示年輕家庭受到收入差距的影響更為強(qiáng)烈。表中的第二、三列進(jìn)一步采用分樣本回歸的方式考察。收入不平等對(duì)年輕家庭消費(fèi)的影響的確比對(duì)老年家庭的影響要強(qiáng)一些。最后一列考察收入差距對(duì)5個(gè)不同年齡組(35歲以下,35—45歲,45—55歲,55—65歲,65歲以上)的影響,以最年輕的“戶主在35歲以下”的一組為基準(zhǔn)。我們發(fā)現(xiàn)戶主在65歲以下的家庭中,戶主年齡和收入差距對(duì)消費(fèi)的影響之間并沒有顯著的相關(guān)關(guān)系,但是戶主在65歲以上的家庭其消費(fèi)對(duì)收入差距的反應(yīng)明顯比其他家庭要弱很多。因此,總的來說,我們的回歸支持了第三個(gè)假說,收入差距對(duì)老年人的消費(fèi)的影響比對(duì)年輕人的影響要弱,但是收入差距的影響在戶主足夠老(65歲以上)的時(shí)候才會(huì)顯著下降。(二)家庭的教育投資情況除了減少消費(fèi)之外,家庭還有其他的途徑來提升社會(huì)地位。投資人力資本就是提升社會(huì)地位的重要手段之一。教育水平是一個(gè)被廣泛認(rèn)同的衡量社會(huì)地位的指標(biāo),而更高的教育水平往往意味著更高的收入和財(cái)富。因此,在考慮追求社會(huì)地位的行為時(shí),教育可以被看成一種投資,而不是消費(fèi)。因此,在前文估計(jì)消費(fèi)受到的影響時(shí),從家庭消費(fèi)中剔除了教育支出。同時(shí)追求社會(huì)地位的動(dòng)機(jī)意味著:收入差距的擴(kuò)大對(duì)家庭的教育支出有正向的影響。表7報(bào)告了收入不平等對(duì)教育投資的影響。因?yàn)榻逃С雠c家庭人口結(jié)構(gòu)有很大的關(guān)系,比如如果家里沒有30歲以下的子女,教育支出的必要性就很弱,因此我們只考慮那些有30歲以下子女的家庭。20回歸結(jié)果表明,相似群體內(nèi)的收入不平等對(duì)家庭的教育投資有非常顯著的刺激影響。基尼系數(shù)上升0.1,家庭的教育支出會(huì)上升約50%。表7第二到第五列報(bào)告了不同收入組的教育投資的情況。和生活消費(fèi)完全不同,我們并沒有發(fā)現(xiàn)窮人和富人有顯著的差異。在分組回歸中我們發(fā)現(xiàn),在收入差距擴(kuò)大時(shí),富裕家庭對(duì)子女的教育投資比低收入家庭和中等收入家庭的教育投資增加的還要多。這一結(jié)果并不難理解:與財(cái)富相比,人力資本相對(duì)地難以遺傳給下一代,為了保證將來子女有比較高的社會(huì)地位,富人和窮人一樣也需要對(duì)其進(jìn)行大量教育投資六、穩(wěn)定性試驗(yàn)(一)收入差距對(duì)基本生存消費(fèi)的影響我們的假說認(rèn)為收入不平等的擴(kuò)大會(huì)因?yàn)樯鐣?huì)地位尋求動(dòng)機(jī)的增強(qiáng)而抑制家庭的消費(fèi),但是家庭不可能會(huì)減少基本生存所必需的消費(fèi)。如果應(yīng)用前面的計(jì)量模型發(fā)現(xiàn)收入不平等對(duì)基本生存需要的消費(fèi)有顯著的影響,那么我們的計(jì)量模型就值得懷疑。我們用食品中的糧食支出(糧油類)來衡量基本生存所需的消費(fèi)。表8的第一列顯示,控制收入后,收入差距對(duì)這種基本生存消費(fèi)沒有顯著影響。但是當(dāng)我們將一些彈性更大的食品支出包含在內(nèi),比如糕點(diǎn)、水產(chǎn)、飲料以及在外就餐支出等,收入差距再一次顯示出抑制消費(fèi)的影響(第二列)。(二)收入差距對(duì)預(yù)防性儲(chǔ)蓄的影響我們驗(yàn)證了收入差距的上升會(huì)導(dǎo)致家庭減少消費(fèi)、增加儲(chǔ)蓄,但是除了追求社會(huì)地位的動(dòng)機(jī)之外,對(duì)于這個(gè)現(xiàn)象還可能有其他的解釋。其中一個(gè)解釋是關(guān)于中國(guó)的房地產(chǎn)市場(chǎng)。收入差距可能與當(dāng)?shù)氐姆康禺a(chǎn)價(jià)格相關(guān),同時(shí),房?jī)r(jià)上升也會(huì)導(dǎo)致家庭抑制消費(fèi),刺激為了購(gòu)買住房而進(jìn)行的儲(chǔ)蓄。不過,我們沒有在數(shù)據(jù)中發(fā)現(xiàn)各省的房?jī)r(jià)與省內(nèi)收入不平等之間有顯著相關(guān)性。21并且表8的第三列顯示,當(dāng)我們?cè)诨A(chǔ)的回歸中加入省內(nèi)房?jī)r(jià)指數(shù)這個(gè)變量時(shí),基尼系數(shù)的估計(jì)系數(shù)基本上沒有受到影響,而且房?jī)r(jià)指數(shù)對(duì)消費(fèi)的影響并不顯著。我們還嘗試了不同的模型設(shè)定,結(jié)果都非常穩(wěn)健。這個(gè)結(jié)果說明,省級(jí)的房?jī)r(jià)指數(shù)變化不能夠解釋收入不平等對(duì)家庭消費(fèi)的負(fù)向影響。同樣的,我們發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)的變化也不能解釋收入差距對(duì)教育支出的影響。WeiandZhang(2009)指出,中國(guó)的性別比例失衡引起的婚姻市場(chǎng)上的激烈競(jìng)爭(zhēng)是導(dǎo)致儲(chǔ)蓄率上升的一個(gè)重要原因。他們的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)在1990—2007年間中國(guó)7—21歲人口性別比例的上升能解釋50%的儲(chǔ)蓄率的上升。如果收入差距與性別比例相關(guān),那么我們需要在回歸中控制性別比例,否則對(duì)收入差距的估計(jì)就是有偏的。在表8的第四列,我們?cè)诨A(chǔ)模型中控制了WeiandZhang(2009)文中使用的性別比例指標(biāo),但是基尼系數(shù)對(duì)消費(fèi)的影響仍然是穩(wěn)健的。在這個(gè)結(jié)果中,性別比例對(duì)消費(fèi)確實(shí)有負(fù)向的影響,但是并不顯著。另外一個(gè)可能的解釋來源于收入差距與收入變動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系。我們計(jì)算的參照組內(nèi)的收入差距的指標(biāo)也可能體現(xiàn)了該參照組中收入的不穩(wěn)定性,而收入不穩(wěn)定性的上升會(huì)導(dǎo)致更高的預(yù)防性儲(chǔ)蓄,因此收入差距對(duì)消費(fèi)的負(fù)向作用很可能并非來源于提供社會(huì)地位的動(dòng)機(jī)。這個(gè)途徑只會(huì)在收入差距的擴(kuò)大意味著收入下降的風(fēng)險(xiǎn)上升時(shí)才可能導(dǎo)致消費(fèi)的減少。我們利用城鎮(zhèn)住戶調(diào)查是一個(gè)輪換的面板數(shù)據(jù)這個(gè)特征,計(jì)算了在2002年以后家庭的收入下降的可能性以及家庭收入下降的平均幅度。22我們發(fā)現(xiàn)在17000戶組成的2年以上的面板數(shù)據(jù)中,各省家庭人均收入下降90%以上的比例的確和各省的收入差距之間有顯著正相關(guān)關(guān)系,但是只有不到30%的家庭的人均收入低于前一年的收入,只有不到15%的家庭其人均收入低于前一年的90%。更重要的是,在我們的基本模型里面加入各省收入下降的比例,以及家庭收入下降的幅度這兩個(gè)指標(biāo)后,收入不平等的系數(shù)并沒有太大變化。23同時(shí)收入風(fēng)險(xiǎn)的影響并不顯著(表8的第五列),而預(yù)期的收入下降的幅度確實(shí)對(duì)消費(fèi)有一定的負(fù)向作用。24我們的回歸結(jié)果說明收入差距和消費(fèi)之間的負(fù)向關(guān)系并不是來源于收入不穩(wěn)定對(duì)消費(fèi)的影響。此外,收入不平等的擴(kuò)大可能對(duì)窮人的健康有負(fù)面影響,從而增加這部分家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄。如果收入差距對(duì)消費(fèi)的作用是通過這種機(jī)制進(jìn)行的,回歸中收入差距的估計(jì)系數(shù)應(yīng)該同時(shí)包含了社會(huì)保障體系的影響。如果當(dāng)?shù)厣鐣?huì)保障體系較為完善,收入差距不會(huì)導(dǎo)致預(yù)防性儲(chǔ)蓄較大的上升。因此在第七列我們加入了區(qū)縣一級(jí)養(yǎng)老金覆蓋率,作為衡量當(dāng)?shù)厣鐣?huì)保障體系是否完善的指標(biāo)。25我們發(fā)現(xiàn),雖然完善的社保體系確實(shí)能夠增加消費(fèi),但是基尼系數(shù)的影響并沒有減弱。另外我們也嘗試了控制一些和社會(huì)保障體系的慷慨程度相關(guān)的指標(biāo),包括控制現(xiàn)在退休的人平均的退休金和現(xiàn)在工作的人平均的繳費(fèi)額的比例,基尼的系數(shù)變化也很小。最后,在第八列我們把所有需要檢驗(yàn)的變量