劉后平+李源+張國(guó)麒??

摘要：將影響居民消費(fèi)差異的因素分為由家庭特征代表的“顯性因素”和由市場(chǎng)性因素及社會(huì)性因素代表的“隱性因素”，利用中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心（CHFS）2011年全國(guó)調(diào)查數(shù)據(jù)，通過(guò)分位數(shù)回歸模型測(cè)算各項(xiàng)影響因素在不同分位數(shù)水平下的城鄉(xiāng)邊際消費(fèi)傾向，并采用BlinderOaxaca方法和分位數(shù)分解對(duì)城鄉(xiāng)家庭消費(fèi)差異及趨勢(shì)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明：農(nóng)村家庭消費(fèi)對(duì)收入的彈性明顯高于城鎮(zhèn)家庭，分位數(shù)越高，收入對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用越??；顯性因素是城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的主要影響因素，且對(duì)不同消費(fèi)水平城鄉(xiāng)家庭的影響程度不同；城鄉(xiāng)消費(fèi)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(fèi)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(huì)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(fèi)二元化的重要原因和組成部分。

關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)二元化；隱性二元化；顯性二元化；城鄉(xiāng)消費(fèi)差異；家庭消費(fèi)；消費(fèi)層次；家庭特征；消費(fèi)偏好；消費(fèi)環(huán)境；分位數(shù)分解

中圖分類號(hào)：F014.5；D422.7文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：16748131（2015）05000111

一、引言

當(dāng)前，中國(guó)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的減弱，擴(kuò)大內(nèi)需成為穩(wěn)增長(zhǎng)、調(diào)結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵之舉。消費(fèi)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(huì)發(fā)展程度和人民生活水平的一個(gè)重要指標(biāo)。在長(zhǎng)期的城鄉(xiāng)分割狀態(tài)下，資金、信息、勞動(dòng)力的單向流動(dòng)，使得我國(guó)城鄉(xiāng)制度性的二元結(jié)構(gòu)逐漸演變?yōu)槭袌?chǎng)性的二元結(jié)構(gòu)。相比城鄉(xiāng)收入差距，城鄉(xiāng)消費(fèi)差距更能反映城鄉(xiāng)居民在福利水平方面的差距。從絕對(duì)量來(lái)看，城鄉(xiāng)居民的實(shí)際消費(fèi)額逐年增長(zhǎng)，1993年城鎮(zhèn)、農(nóng)村實(shí)際年人均消費(fèi)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(fèi)總量差距逐漸增大。從消費(fèi)在收入中所占比例來(lái)看，城鎮(zhèn)人均消費(fèi)率由1993年的0.82降為2012年的0.68，消費(fèi)率降低了17.07%；而農(nóng)村人均消費(fèi)率由1993年的0.84降為2012年的0.75，降幅僅為10.71%。從消費(fèi)結(jié)構(gòu)來(lái)看，1993年，城鎮(zhèn)年人均消費(fèi)中71.00%為衣食住、24.46%為醫(yī)療交通文教娛樂(lè)，農(nóng)村人均消費(fèi)中衣食住為67.54%、醫(yī)療交通文教娛樂(lè)為2983%；2012年，城鎮(zhèn)的消費(fèi)比例為衣食住5607%、醫(yī)療交通文教娛樂(lè)43.94%，而農(nóng)村的消費(fèi)比例為衣食住61.19%、醫(yī)療交通文教娛樂(lè)38.80%根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2013》數(shù)據(jù)計(jì)算整理。 ?？梢?jiàn)，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)不僅在總量上差異逐漸擴(kuò)大，并且消費(fèi)形態(tài)也產(chǎn)生了分化：農(nóng)村居民消費(fèi)仍然以基本生存、生產(chǎn)資料為主；城鎮(zhèn)居民消費(fèi)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(guò)程。這表明，我國(guó)城鄉(xiāng)消費(fèi)同樣存在二元化態(tài)勢(shì)。因此，深入研究城鄉(xiāng)消費(fèi)二元化的影響因素并測(cè)算其貢獻(xiàn)大小，對(duì)于破解城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、保證中國(guó)經(jīng)濟(jì)的健康可持續(xù)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。而現(xiàn)階段對(duì)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(dòng)者收入、消費(fèi)水平、養(yǎng)老保障差異等方面，但研究?jī)?nèi)容集中在宏觀層面，尤其缺乏從消費(fèi)的視角來(lái)解釋城鄉(xiāng)二元化的研究。

近年來(lái)，學(xué)術(shù)界將各種不能套用經(jīng)典理論解釋的消費(fèi)現(xiàn)實(shí)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(lái)生活風(fēng)險(xiǎn)，刺激消費(fèi)者根據(jù)現(xiàn)時(shí)及預(yù)期的流動(dòng)性約束產(chǎn)生預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為，從而進(jìn)行現(xiàn)時(shí)—未來(lái)的消費(fèi)—儲(chǔ)蓄規(guī)劃。不確定性假說(shuō)的興起大大拓寬了消費(fèi)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(fèi)行為隨收入的波動(dòng)而波動(dòng)。在考慮收入不確定性的基礎(chǔ)上，學(xué)者們將消費(fèi)者個(gè)體特征及偏好引入消費(fèi)函數(shù)，進(jìn)一步將不確定性引申到地域、制度、市場(chǎng)以及人自身等方面。

林文芳（2009）基于我國(guó)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(fèi)都呈現(xiàn)顯著的區(qū)域性偏好，農(nóng)村居民的儲(chǔ)蓄動(dòng)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(huì)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(cái)富（張大永 等，2012）都是城鄉(xiāng)二元消費(fèi)形成和不斷擴(kuò)大的原因。值得注意的是，我國(guó)特殊的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)國(guó)情決定了在分析城鄉(xiāng)消費(fèi)問(wèn)題時(shí)不能簡(jiǎn)單套用西方經(jīng)濟(jì)學(xué)理論。首先，我國(guó)是一個(gè)歷史悠久的農(nóng)業(yè)大國(guó)，農(nóng)民的消費(fèi)行為在很大程度上受傳統(tǒng)影響，形成了固有的消費(fèi)觀念和習(xí)慣；其次，當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)正處在轉(zhuǎn)型時(shí)期，消費(fèi)設(shè)施（水電路、公共交通和休閑娛樂(lè)設(shè)施等）的差距作用于農(nóng)民心理，造成農(nóng)民的消費(fèi)還停留在滿足溫飽的初級(jí)階段；再次，傳統(tǒng)習(xí)俗的封閉性和農(nóng)民消費(fèi)觀念惰性、消費(fèi)設(shè)施和公共消費(fèi)的不對(duì)稱（高覺(jué)民，2005）以及消費(fèi)習(xí)慣的差異（杭斌 等，2009；賈男 等，2011）也是城鄉(xiāng)消費(fèi)差異不斷擴(kuò)大的原因。

對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的研究不僅要求對(duì)造成此現(xiàn)象的各項(xiàng)因素做出判斷，還需要探明這些因素對(duì)消費(fèi)差異形成的貢獻(xiàn)大小。國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究成果中關(guān)于影響居民消費(fèi)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(cái)富等代表的家庭特征因素，屬于可直接觀測(cè)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(chǎng)性因素和以消費(fèi)發(fā)展階段、消費(fèi)環(huán)境、消費(fèi)觀念和習(xí)慣為代表的社會(huì)性因素，由于其內(nèi)涵較廣，間接作用于消費(fèi)，且通常無(wú)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(jiǎn)單描述通過(guò)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(duì)該類因素的實(shí)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(fèi)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(chǎng)性因素和社會(huì)性因素代表的“隱性因素”，采用中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心（China Household Finance and Survey，CHFS）2011年全國(guó)調(diào)查數(shù)據(jù)，以家庭為研究對(duì)象深入探討城鄉(xiāng)消費(fèi)的二元化及其影響因素，并對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差異進(jìn)行橫向和縱向分解，橫向分解主要說(shuō)明各影響因素對(duì)消費(fèi)差異的貢獻(xiàn)，縱向分解則展示了在不同消費(fèi)水平上消費(fèi)差異的變化趨勢(shì)。

二、研究方法

1.分位數(shù)回歸

為了考察在不同的消費(fèi)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(duì)其消費(fèi)產(chǎn)生的影響

其中，ln yurban-rural表示反事實(shí)的消費(fèi)條件分布，其經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋為對(duì)農(nóng)村樣本賦予城鎮(zhèn)樣本的消費(fèi)結(jié)構(gòu)時(shí)農(nóng)村樣本的消費(fèi)分布。③表示在控制個(gè)體特征后由估計(jì)系數(shù)導(dǎo)致的消費(fèi)差異，即由不可觀測(cè)因素（隱性因素）導(dǎo)致的系數(shù)差異；④表示在估計(jì)系數(shù)相同的條件下，由家庭特征等可觀測(cè)因素（顯性因素）導(dǎo)致的特征差異。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源、處理及變量說(shuō)明

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于CHFS2011年全國(guó)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(wèn)，嚴(yán)控?cái)?shù)據(jù)質(zhì)量，取得的數(shù)據(jù)完善、精確；樣本涵蓋全國(guó)25個(gè)省區(qū)、80個(gè)縣、320個(gè)社區(qū)，共計(jì)8 438個(gè)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(duì)剩余的6 658個(gè)有效樣本進(jìn)行分析。其中，農(nóng)村樣本2 758個(gè)，城鎮(zhèn)樣本3 900個(gè)。數(shù)據(jù)處理采用Stata 12.0。

在變量選取上，避開(kāi)使用戶主特征信息，選取代表整個(gè)家庭特征的變量，以減少在數(shù)據(jù)原始采集過(guò)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(duì)數(shù)家庭人均消費(fèi)作為被解釋變量，將對(duì)數(shù)家庭人均收入、對(duì)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(dòng)力平均年齡、勞動(dòng)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(yíng)、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(jiàn)表1）。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

1.分位數(shù)回歸結(jié)果

為了便于將多個(gè)估計(jì)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(fèi)分布情況的分位數(shù)回歸結(jié)果。該回歸以消費(fèi)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(gè)消費(fèi)水平下的邊際消費(fèi)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(duì)家庭的消費(fèi)有著顯著的影響。

（1）人均收入、人均凈資產(chǎn)、家庭養(yǎng)老保障覆蓋率、勞動(dòng)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(yíng)的系數(shù)估計(jì)結(jié)果為正，表明其對(duì)家庭人均消費(fèi)有正向促進(jìn)作用；勞動(dòng)力平均年齡、家庭規(guī)模的系數(shù)估計(jì)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(jì)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(jì)系數(shù)為正，意味著所處地區(qū)對(duì)低層次農(nóng)村家庭消費(fèi)具有一定抑制作用。

（2）對(duì)數(shù)家庭人均收入的系數(shù)可以被認(rèn)為是消費(fèi)對(duì)于收入的彈性。整體看來(lái)，消費(fèi)彈性是隨著分位數(shù)的增大而減小的，印證了邊際消費(fèi)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(jì)系數(shù)小于城鎮(zhèn)樣本的估計(jì)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(shuō)明總體上農(nóng)村家庭邊際消費(fèi)傾向要高于城鎮(zhèn)家庭，這是因?yàn)楝F(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(fèi)還存在缺口。至于低消費(fèi)水平上城鎮(zhèn)家庭的邊際消費(fèi)傾向大于農(nóng)村家庭，則可能是身處城鎮(zhèn)消費(fèi)環(huán)境的居民由于示范效應(yīng)而產(chǎn)生的消費(fèi)需求較大。對(duì)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(jì)系數(shù)均大于城鎮(zhèn)樣本，說(shuō)明財(cái)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(cái)富對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)的促進(jìn)作用大于其對(duì)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(shuō)明養(yǎng)老保障對(duì)中低層次消費(fèi)水平家庭具有顯著的促進(jìn)作用，對(duì)高層次消費(fèi)水平家庭作用不明顯。這是因?yàn)轲B(yǎng)老保障解決了中低消費(fèi)水平家庭的后顧之憂，而高層次消費(fèi)家庭本身在社會(huì)中就有較高的生存能力，其消費(fèi)受到來(lái)自養(yǎng)老保障的影響相應(yīng)也較低。

（4）總體看來(lái)，勞動(dòng)力平均受教育年限的估計(jì)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(jì)系數(shù)略微呈現(xiàn)翹尾特征，但整體差異較小，說(shuō)明教育回報(bào)率隨消費(fèi)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(jì)系數(shù)高于城鎮(zhèn)樣本，說(shuō)明在中低消費(fèi)水平家庭中，農(nóng)村家庭的教育回報(bào)率更高，即教育對(duì)農(nóng)村家庭的消費(fèi)促進(jìn)作用大于城鎮(zhèn)家庭，這可能是因?yàn)槭芙逃潭雀叩霓r(nóng)村家庭相對(duì)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(huì)更多，更貼近城鎮(zhèn)生活，與城鎮(zhèn)消費(fèi)習(xí)慣趨同。

（5）勞動(dòng)力平均年齡和家庭規(guī)模的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)。這是由于家庭中勞動(dòng)力年齡越大，消費(fèi)觀念越保守，且勞動(dòng)能力下降導(dǎo)致其未來(lái)獲得收入的預(yù)期降低，從而使其消費(fèi)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(fèi)相對(duì)較低。是否有車的估計(jì)系數(shù)為正，說(shuō)明汽車對(duì)消費(fèi)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(fèi)的增加。家庭從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的估計(jì)系數(shù)為正，表明工商業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)對(duì)消費(fèi)有促進(jìn)作用。東、中部地區(qū)虛擬變量在各個(gè)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(fèi)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.BlinderOaxaca分解結(jié)果

表3分別列示了采用BlinderOaxaca方法對(duì)各個(gè)變量所引起差異的分解，城鎮(zhèn)和農(nóng)村對(duì)數(shù)人均消費(fèi)的總差異為1.098，表示城鎮(zhèn)家庭人均消費(fèi)比農(nóng)村家庭人均消費(fèi)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(huì)性因素和市場(chǎng)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(fèi)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(dòng)者平均年齡、勞動(dòng)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(wú)法觀測(cè)的因素所導(dǎo)致，這部分差異反映了我國(guó)現(xiàn)階段城鎮(zhèn)與農(nóng)村在發(fā)展階段、消費(fèi)環(huán)境、觀念和習(xí)慣上的差異，是一種“隱性二元化”。

就各變量的分解項(xiàng)來(lái)看，代表家庭特征的凈資產(chǎn)、勞動(dòng)力平均受教育年限和家庭規(guī)模是城鄉(xiāng)消費(fèi)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(fèi)仍然存在相當(dāng)大的差異，農(nóng)村居民消費(fèi)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(fèi)對(duì)凈資產(chǎn)的彈性更大。就勞動(dòng)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(bào)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(fèi)層次農(nóng)村家庭的教育回報(bào)率高于同層次城鎮(zhèn)家庭，兩者相互抵消，因此勞動(dòng)力平均受教育年限對(duì)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(fèi)上取得的規(guī)模優(yōu)勢(shì)，但系數(shù)差異為-27.60%，這可能是因?yàn)檗r(nóng)村家庭規(guī)模擴(kuò)大有利于改變其消費(fèi)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(fèi)傾向高于城市的結(jié)論。從地區(qū)差異來(lái)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(shuō)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(dòng)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(yíng)也對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)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(fèi)差異要小得多。

3.分位數(shù)分解結(jié)果

通過(guò)以上對(duì)城鄉(xiāng)家庭消費(fèi)的二元分解，得到了在條件均值下因各個(gè)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(lái)，為了得到在每個(gè)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(duì)農(nóng)村樣本賦予城鎮(zhèn)樣本的特征觀測(cè)值后，分離出由估計(jì)系數(shù)和家庭特征分別形成的城鄉(xiāng)消費(fèi)差異。為了細(xì)致描述不同消費(fèi)水平的差異分解情況，表4給出了從0.05到0.95共19個(gè)分位數(shù)下城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的分解結(jié)果，其變化趨勢(shì)如圖1所示。

（1）模型預(yù)測(cè)總差異與原始總差異接近，差異下降的趨勢(shì)表明不同消費(fèi)水平的城鄉(xiāng)消費(fèi)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(cè)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(shì)，尤其在0.65分位數(shù)過(guò)后，差異下降迅速（如圖1）；在0.95分位數(shù)下，預(yù)測(cè)總差異下降至132.78%（原始總差異為13867%）。從總差異的下降態(tài)勢(shì)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(fèi)受到二元化的影響更大。其原因可能是：當(dāng)消費(fèi)水平處于低層次時(shí)，對(duì)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(fèi)的能力較差。然而總差異的減小程度不大，說(shuō)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(fèi)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(zhǎng)期以來(lái)農(nóng)村封閉的消費(fèi)環(huán)境、消費(fèi)習(xí)慣和相對(duì)落后的消費(fèi)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(fèi)差異的主要影響因素，且對(duì)不同消費(fèi)水平城鄉(xiāng)家庭的影響程度不同。在農(nóng)村樣本估計(jì)系數(shù)相同條件下對(duì)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(shí)占比77.9%；在0.5分位數(shù)時(shí)占比為84.3%；在0.95分位數(shù)時(shí)占比為91.7%。這說(shuō)明在控制了各特征因素對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)的彈性后，城鎮(zhèn)樣本凸顯的家庭特征優(yōu)勢(shì)是引發(fā)消費(fèi)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(shì)，這說(shuō)明處于分布中段消費(fèi)水平的農(nóng)村家庭，受到來(lái)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(lái)自顯性二元化的影響較低。換言之，處于中等消費(fèi)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(shì)；而處于消費(fèi)水平兩端的城鄉(xiāng)家庭，由家庭特征引發(fā)的消費(fèi)差異相對(duì)較小，這可能是由于中等消費(fèi)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(fèi)差異變化的主要原因。預(yù)測(cè)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(fèi)發(fā)展階段、消費(fèi)環(huán)境、消費(fèi)習(xí)慣和觀念的不同而導(dǎo)致的不同的估計(jì)系數(shù)所造成的，即隱性因素對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的限制。消費(fèi)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(cè)總差異的22.07%；消費(fèi)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(shì)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(fèi)環(huán)境的改善和消費(fèi)階段的發(fā)展，高層次消費(fèi)的農(nóng)村居民在消費(fèi)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(fèi)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(fèi)發(fā)展階段、消費(fèi)環(huán)境、消費(fèi)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(fèi)將增長(zhǎng)16.7%，即隱性因素對(duì)農(nóng)村家庭的平均消費(fèi)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(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)家庭的消費(fèi)差異進(jìn)行估計(jì)；同時(shí)，利用BlinderOaxaca和分位數(shù)分解對(duì)消費(fèi)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(fèi)對(duì)收入的彈性明顯高于城鎮(zhèn)家庭，分位數(shù)越高，收入對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用越小。相比城鎮(zhèn)家庭，農(nóng)村家庭中消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)更加顯著。養(yǎng)老保障對(duì)中低消費(fèi)層次城鄉(xiāng)家庭的消費(fèi)具有顯著的正向作用，且養(yǎng)老保障覆蓋率越高，對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)正向作用越明顯。中低消費(fèi)層次農(nóng)村家庭的教育回報(bào)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(dòng)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(fèi)差異。