王少芬

（閩南師范大學(xué) 商學(xué)院，福建 漳州363000）

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)一直保持較高的增長速度，然而與這形成鮮明對比的是20 世紀(jì)90 年代開始的居民消費(fèi)率的持續(xù)下降。 內(nèi)需不足已經(jīng)成為制約我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的一個(gè)重要因素。 居民消費(fèi)支出的影響因素很多，國內(nèi)已有不少學(xué)者對此進(jìn)行探討。田青等利用1999—2006 年的面板數(shù)據(jù)分析我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響因素，結(jié)果表明：消費(fèi)習(xí)慣、收入是影響消費(fèi)的主要因素[1]。 毛中根，孫武福等認(rèn)為中國人口老齡化的提高顯著降低了城市居民的消費(fèi)支出[2]。 李翔，朱玉春等采用2005—2011 年陜西農(nóng)村住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，并用變參數(shù)面板數(shù)據(jù)模型分析了受教育程度對農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，結(jié)果表明：受教育程度與農(nóng)村居民消費(fèi)水平成反比，高學(xué)歷的農(nóng)村居民的消費(fèi)水平受到抑制[3]。 邱俊杰、李承政基于我國1991—2011 年省際面板數(shù)據(jù)對人口年齡結(jié)構(gòu)、性別結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行分析，結(jié)果認(rèn)為少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比與居民消費(fèi)率正相關(guān)，人口性別比系數(shù)為正，養(yǎng)老保險(xiǎn)對居民消費(fèi)率沒有顯著影響[4]。 范黎波、楊金海等考察我國社會的保障提升與居民消費(fèi)之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，與醫(yī)療保險(xiǎn)相比，養(yǎng)老保險(xiǎn)對居民消費(fèi)支出起到了更為明顯的促進(jìn)作用[5]。石明明、江舟等基于中國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)研究老齡化對我國家庭消費(fèi)支出的影響，認(rèn)為老齡化將使家庭消費(fèi)支出顯著下降[6]。

現(xiàn)有的相關(guān)研究大多是基于年度的宏觀數(shù)據(jù)，分析人均可支配收入、少兒撫養(yǎng)系數(shù)、老年撫養(yǎng)系數(shù)等人口年齡結(jié)構(gòu)變動、教育水平等因素對居民消費(fèi)均值的影響，方法上較多使用協(xié)整理論和誤差修正模型。而現(xiàn)實(shí)當(dāng)中，居民消費(fèi)的分布并不是對稱的，而是有偏的，此時(shí)仍然采用傳統(tǒng)的均值回歸分析可能會得到錯(cuò)誤的估計(jì)結(jié)果。 另外，采用宏觀數(shù)據(jù)比較難以考察到消費(fèi)者在消費(fèi)行為上不同方面的特征，如果使用的是通過對個(gè)人調(diào)查得到的微觀數(shù)據(jù)，則能更具體更直接地反映出這種異質(zhì)性。 因此本文將采用分位數(shù)回歸方法，運(yùn)用微觀的調(diào)查數(shù)據(jù)，定量地分析收入、年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、18 周歲以下未成年子女個(gè)數(shù)、戶口登記狀況、身體健康狀況、是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)、是否參加社會保險(xiǎn)等因素對不同家庭消費(fèi)支出水平的影響。

一、分位數(shù)回歸分析方法介紹

一個(gè)指標(biāo)而已。 傳統(tǒng)的條件均值回歸分析，容易受到極端值的影響，如果能夠估計(jì)條件分布的重要條件分位數(shù)，如1/4 分位數(shù)、中位數(shù)、3/4 分位數(shù)，則可以對得到全面的認(rèn)識，所以提出分位數(shù)回歸。 最早是

由肯克(Koenker)和巴塞特(Bassett)提出的分位數(shù)回歸分析基本思想，它是對普通最小二乘估計(jì)(OLS)的一種擴(kuò)展[7]。

分位數(shù)回歸采用殘差加權(quán)平方和作為最小化的目標(biāo)函數(shù)來估計(jì)參數(shù)，它不需要對模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)作任何分布的假設(shè)，不容易受到極端值的影響，整個(gè)模型具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性，同時(shí)分位數(shù)回歸還提供了關(guān)于條件分布的全面信息。

二、指標(biāo)說明及對應(yīng)樣本數(shù)據(jù)的選取

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于2015 年中國綜合社會調(diào)查（CGSS 2015），中國綜合社會調(diào)查是中國第一個(gè)全國性、綜合性、連續(xù)性的大型社會調(diào)查項(xiàng)目，包含了個(gè)人、家庭、社區(qū)等多個(gè)層面的信息，代表性比較強(qiáng)，而且內(nèi)容豐富、樣本量大，為本文的研究提供了可靠的數(shù)據(jù)材料。 基于本文的研究目的，將研究的對象即被解釋變量定義為家庭支出，在問卷中所對應(yīng)的問題是“去年您全家的家庭消費(fèi)支出情況家庭總支出”；而影響家庭消費(fèi)支出的因素，即為解釋變量，主要包括家庭收入、性別、年齡、受教育程度、戶口登記狀態(tài)、婚姻狀況、18 周歲以下未成年子女個(gè)數(shù)、是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)、是否參加社會保險(xiǎn)。在變量的處理上，將家庭消費(fèi)支出和家庭收入進(jìn)行對數(shù)處理。 性別中男性=1、女性=0，年齡和18 周歲以下未成年子女個(gè)數(shù)均為連續(xù)型變量。 在CGSS 數(shù)據(jù)庫中，受教育程度分為文盲、私塾、小學(xué)、初中、高中、技校、中專、大專、本科、研究生十大類，按照中國的教育體制，本文將對應(yīng)的教育年限記為0、10、6、9、12、12、12、15、16、19 年。 戶口登記狀態(tài)、婚姻狀況、是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)、是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)均為二分類邏輯變量，分別用“0，1”表示。 最后，通過對各變量的數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選、剔除缺失數(shù)據(jù)和無效值后，有效樣本量為1913 個(gè)。 具體各變量的符號、賦值和描述統(tǒng)計(jì)性質(zhì)如下表1 所示。

從描述統(tǒng)計(jì)量中的均值來看，樣本中男性人數(shù)和女性人數(shù)所占比例相差不大；年齡均值為57.4，區(qū)間為23—97 歲，說明被調(diào)查者中以中年人居多；受教育程度均值為8.49，說明樣本的平均教育程度不高，平均為初中水平；婚姻狀況中已婚的占88%，與年齡項(xiàng)相對應(yīng)，即樣本個(gè)體大都為有家庭的人；子女個(gè)數(shù)平均值為0.43，即樣本中18 周歲以下未成年子女個(gè)數(shù)為0 的家庭有1301 個(gè)，究其原因可能是：一方面子女已經(jīng)成年，另一方面是現(xiàn)在大城市生活壓力大，很多家庭都不愿意生小孩；戶口登記狀況顯示樣本中有39%為非農(nóng)村戶口；身體健康狀況均值為3.53，說明樣本對象整體還是比較健康的；樣本當(dāng)中參加醫(yī)療保險(xiǎn)的占93%，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的占76%。

表1 各變量的賦值和描述性統(tǒng)計(jì)

變量 變量符號 均值 賦值性別 sex 0.49 男性=1，女性=0年齡 age 57.4 被調(diào)查者實(shí)際年齡/歲文盲=0，小學(xué)=6，私塾=10，初中=9，高中、中專和技校=12，大專=15，本科=16，研究生及以上=19婚姻狀況 mari 0.88 未婚=0，已婚=1子女個(gè)數(shù) chil 0.43 被調(diào)查者實(shí)際18 周歲以下未成年子女個(gè)數(shù)戶口登記狀況 hk 0.39 農(nóng)業(yè)戶口=0，非農(nóng)戶口=1身體健康狀況 heal 3.53 很不健康=1，比較不健康=2，一般=3，比較健康=4，很健康=5是否參加醫(yī)療保險(xiǎn) yb 0.93 參加=1，沒參加=0是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn) lb 0.76 參加=1，沒參加=0受教育程度 edu 8.49

三、分位數(shù)回歸結(jié)果分析

本文以家庭總支出的對數(shù)為因變量，選取家庭總收入對數(shù)、性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、18 周歲以下未成年子女個(gè)數(shù)、戶口登記狀態(tài)、身體健康狀況、是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)、是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)等10 個(gè)因素為自變量，來探究影響家庭消費(fèi)支出的主要因素。 通過分析因變量家庭總支出的密度分布圖，以及計(jì)算得出家庭總支出的偏度為-0.411，發(fā)現(xiàn)家庭總支出數(shù)據(jù)確實(shí)存在左偏態(tài)的非對稱分布，使用常規(guī)的估計(jì)和推斷都容易產(chǎn)生較大的偏差，適合進(jìn)行分位數(shù)回歸。因此構(gòu)造分位數(shù)回歸模型，并運(yùn)用stata 13.0 軟件進(jìn)行分位數(shù)回歸分析。 在做分位數(shù)回歸之前，先建立因變量與所有自變量的多元線性回歸模型，并用普通最小二乘法進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果中顯示婚姻狀況與是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)這兩個(gè)因素對家庭消費(fèi)支出的影響不顯著，因此先給予剔除。之后，本文選取了四個(gè)分位數(shù)點(diǎn)，分別是0.2、0.5、0.75、0.9，分析剩余8 個(gè)因素對家庭總支出的影響關(guān)系，并與普通最小二乘回歸結(jié)果進(jìn)行對比，數(shù)據(jù)分析結(jié)果如下表2 所示。

表2 多元線性分位數(shù)回歸模型系數(shù)估計(jì)及檢驗(yàn)

從實(shí)證結(jié)果可以看出，在10%的顯著性水平下，普通最小二乘法回歸結(jié)果顯示8 個(gè)解釋變量對被解釋變量的影響都是顯著的；在5%的顯著性水平下，在0.25、0.5 和0.75 分位點(diǎn)下，除了是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)外，其余的7 個(gè)解釋變量對被解釋變量的影響是顯著的；而在0.9 分位點(diǎn)處，顯著的解釋變量只有家庭收入對數(shù)、年齡、受教育程度以及身體健康狀況4 個(gè)解釋變量。

圖1 分位數(shù)回歸結(jié)果

觀察回歸結(jié)果中各影響因素系數(shù)的變化， 可以看出：（1） 家庭收入是影響家庭消費(fèi)支出的最主要因素，它在四個(gè)分位點(diǎn)上的系數(shù)都是顯著的，但是隨著家庭消費(fèi)支出的增長，家庭收入的影響在條件分布的不同位置也是有區(qū)別的，從圖1 可以看出，家庭收入的系數(shù)變動呈“倒U 型”，在0.25 分位點(diǎn)處的系數(shù)值為0.555，在0.5 分位點(diǎn)處為0.558，0.9 分位點(diǎn)處為0.458，在中低等家庭消費(fèi)支出水平處，家庭收入的彈性更大。 隨著家庭消費(fèi)支出水平的提高，家庭收入影響有所減弱，所以社會保障制度應(yīng)該針對不同的支出程度給予對應(yīng)的支出保障。 （2）年齡和身體健康狀況的系數(shù)估計(jì)值都為負(fù)數(shù)，在四個(gè)分位點(diǎn)上都比較顯著，說明年齡越大，家庭消費(fèi)支出變低了，老齡化使家庭消費(fèi)支出下降。 主要是老年人的社會活動減少了，教育未成年子女的費(fèi)用支出不需要了，所以對總的家庭消費(fèi)支出的影響為負(fù)數(shù)。 身體健康狀況方面，對于身體健康狀況指標(biāo)，它是越健康指標(biāo)值越大，它是個(gè)逆向指標(biāo)，因此它與家庭消費(fèi)支出的關(guān)系為負(fù)相關(guān)，身體健康狀況越好，那么所需要的醫(yī)療消費(fèi)就越少，在家庭消費(fèi)支出中所占的比重就小。且該指標(biāo)在0.75 分位點(diǎn)處的絕對影響是最大的。 （3）受教育程度對家庭消費(fèi)支出的影響為正，且在低分位上的影響系數(shù)高于對家庭消費(fèi)支出的平均系數(shù)，人口受教育程度對低等家庭消費(fèi)支出的影響高于對中、高等家庭消費(fèi)支出水平的影響，說明低等家庭消費(fèi)支出水平受人口受教育程度的影響更加敏感和有彈性。 當(dāng)今社會教育的重要性不言而喻，即使是不富有的家庭也會舍得在教育上投資。 家庭收入低的家庭更加懂得教育對于改變家庭命運(yùn)的重要性，更加注重教育。 （4）18 周歲以下未成年子女個(gè)數(shù)對家庭消費(fèi)支出的影響也是正向的，而且未成年子女個(gè)數(shù)在0.25 分位點(diǎn)處對家庭消費(fèi)支出的影響顯著地高于其它分位點(diǎn)。這說明未成年子女個(gè)數(shù)越多，對于低支出家庭的影響是越大的。 現(xiàn)代社會養(yǎng)育小孩的成本較高，占家庭消費(fèi)支出的很大一部分，這也是在大城市中很多家庭不想也不敢輕易生小孩或者是生二胎的主要原因。 所以國家應(yīng)該多出臺一些有利于婦女和幼兒的政策，以鼓勵(lì)生育，延緩人口老齡化。 （5）婚姻狀態(tài)的參數(shù)估計(jì)不顯著，即婚姻狀態(tài)對家庭消費(fèi)支出并無顯著影響，這可能是由于現(xiàn)代人們婚姻觀念的改變，社會壓力的增大，更多的人群偏向晚婚晚育，甚至不少不婚者或不想生育者，離婚現(xiàn)象也是十分普遍，因此，已婚者、未婚者之間的家庭消費(fèi)支出差異變得不是很明顯。 （5）性別對家庭消費(fèi)支出的影響也不顯著，可能是因?yàn)楝F(xiàn)代社會男婦平等的思想越來越深入人心，男女不平等的差異在變小，而且很多女性都能實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)獨(dú)立，特別是在城市，一般都是男女雙方共同養(yǎng)家，因此在家庭消費(fèi)支出上性別的影響不顯著。 （6）戶口狀態(tài)對家庭消費(fèi)支出的影響在各分位點(diǎn)上都是顯著正相關(guān)的，但差異也比較大，在0.25 分位點(diǎn)上為系數(shù)為0.109，隨著分位點(diǎn)的上升，系數(shù)值減少，在0.9 分位點(diǎn)上為0.02。 可見非農(nóng)業(yè)戶口對于低分位點(diǎn)處家庭消費(fèi)支出的影響顯著大于高分位點(diǎn)。 （7）在0.25、0.5、0.75、0.9 這些分位點(diǎn)水平下，是否有參加醫(yī)療保險(xiǎn)和是否有參加養(yǎng)老保險(xiǎn)都對家庭消費(fèi)支出的影響不顯著，但是在普通最小二乘估計(jì)下，在1%的顯著性水平下，是否購買養(yǎng)老保險(xiǎn)對家庭消費(fèi)支出具有負(fù)向影響，即購買養(yǎng)老保險(xiǎn)可以減少家庭消費(fèi)支出，減輕家庭負(fù)擔(dān)。 在前面也已經(jīng)分析過，樣本中93%的人有購買醫(yī)療保險(xiǎn)，76%的人有購買養(yǎng)老保險(xiǎn)，說明我們國家的醫(yī)療保險(xiǎn)制度以及養(yǎng)老保險(xiǎn)制度正在逐步完善，雖然現(xiàn)在看來它們對家庭消費(fèi)支出影響還不是很明顯。

四、結(jié)論及建議

本文基于2015 年中國綜合社會調(diào)查（CGSS2015）的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用分位數(shù)回歸方法分析家庭消費(fèi)支出的主要影響因素。 實(shí)證結(jié)果表明，不同的影響因素在不同的分位點(diǎn)上對家庭消費(fèi)支出的影響強(qiáng)弱及作用方式是不同的。 其中家庭收入、年齡、受教育程度、18 周歲以下未成年子女個(gè)數(shù)、戶口登記狀況、身體健康狀況這幾個(gè)因素都對于家庭消費(fèi)支出有顯著影響。 家庭收入對家庭消費(fèi)支出的影響呈“倒U 型”；年齡和身體健康狀況是負(fù)向影響，其余的因素為正向影響，且在不同的分位數(shù)下，影響程度存在差異；受教育程度和戶口登記狀況的影響作用是隨著分位點(diǎn)的升高而降低；18 周歲以下未成年子女的個(gè)數(shù)以及戶口登記狀況在低分位點(diǎn)處的影響最大；而婚姻狀況、是否購買醫(yī)療保險(xiǎn)、是否購買養(yǎng)老保險(xiǎn)對家庭消費(fèi)支出的影響不顯著。

根據(jù)上述主要結(jié)論，提出以下幾點(diǎn)建議：一、人口年齡因素對家庭消費(fèi)支出的沖擊主要體現(xiàn)在低分位家庭。 因此，在制定和推進(jìn)促進(jìn)消費(fèi)等政策的過程中，應(yīng)當(dāng)適當(dāng)考慮老齡化在不同分位點(diǎn)上對家庭消費(fèi)支出沖擊的異質(zhì)性；二、不斷完善醫(yī)療保險(xiǎn)和養(yǎng)老保險(xiǎn)等社會保障體系，以增強(qiáng)居民特別是老年人的消費(fèi)信心，這樣老年家庭才敢消費(fèi)、愿意消費(fèi)；三、兒童是未來的希望，也是家庭消費(fèi)支出的重頭，國家應(yīng)當(dāng)根據(jù)當(dāng)前社會居民的人口結(jié)構(gòu)特征及時(shí)調(diào)整人口政策。 同時(shí)也可以嘗試在一些經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)的地區(qū)全面放開計(jì)劃生育政策，或者是鼓勵(lì)高學(xué)歷人群多生，從而優(yōu)化人口結(jié)構(gòu)，通過調(diào)整增加少兒人口數(shù)來拉動居民消費(fèi)。 另外國家更應(yīng)注重兒童的發(fā)展，市場上可推進(jìn)一些有特色的兒童營養(yǎng)計(jì)劃和教育計(jì)劃等，來提高我國家庭的消費(fèi)支出。 對于老年人，可以通過大力開發(fā)老年人消費(fèi)產(chǎn)業(yè)，推進(jìn)老齡產(chǎn)業(yè)與養(yǎng)老事業(yè)的發(fā)展，更好滿足老齡人口美好生活的需要。