徐亞東，張應(yīng)良

收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響研究——基于收入差距的分類討論

徐亞東，張應(yīng)良

（西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶 北碚 400715）

將收入差距分為農(nóng)村內(nèi)部收入差距、城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距和城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距，使用CFPS2010—2018年面板數(shù)據(jù)研究三類收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，結(jié)果表明：三類收入差距的系數(shù)均顯著為負(fù)，2010—2018年分別降低農(nóng)村居民2.988%、-0.772%、3.006%的消費(fèi)，城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距的負(fù)向影響最大；農(nóng)村內(nèi)部收入差距和城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距的負(fù)向影響與戶主年齡之間是非線性關(guān)系，而城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距的負(fù)向影響與戶主年齡之間是斜率為負(fù)的擬線性關(guān)系，農(nóng)村內(nèi)部收入差距的負(fù)向影響在地區(qū)間的排序?yàn)槲鞑康貐^(qū)>東部地區(qū)>中部地區(qū)；而城鄉(xiāng)收入差距的負(fù)向影響排序相反；農(nóng)村內(nèi)部收入差距顯著降低其他類消費(fèi)、生存型消費(fèi)、福利型消費(fèi)和房貸型消費(fèi)，而城鄉(xiāng)收入差距主要抑制農(nóng)村居民其他類消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)，整體而言收入差距主要通過降低其他類消費(fèi)進(jìn)而負(fù)向影響總消費(fèi)。

收入差距；農(nóng)村居民；消費(fèi)水平；消費(fèi)結(jié)構(gòu)

一、問題的提出

在國外需求疲軟和國內(nèi)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新時(shí)代的背景下，擴(kuò)大內(nèi)需對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用越來越重要。擴(kuò)大內(nèi)需重點(diǎn)是讓農(nóng)村居民成為合理的消費(fèi)市場群體[1]。農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向相對(duì)較大，收入增加有助于拉動(dòng)消費(fèi)；其需求結(jié)構(gòu)將由物質(zhì)消費(fèi)為主轉(zhuǎn)變?yōu)槲镔|(zhì)消費(fèi)和精神消費(fèi)并重[2]，有利于擴(kuò)大內(nèi)需和消費(fèi)升級(jí)。然而，無論是時(shí)間維度的縱向比較，還是空間維度的橫向比較，中國最終消費(fèi)率水平一直較低[3,4]，被稱為“中國消費(fèi)之謎”。對(duì)此，學(xué)者們從不同維度給予解釋，其中一個(gè)重要的維度是收入差距[5-7]，并基于社會(huì)地位理論揭示收入差距影響居民消費(fèi)的微觀基礎(chǔ)[8-10]。由于從不同層面和角度刻畫的收入差距的指標(biāo)不同，那么，不同類的收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響是否相同？鑒于農(nóng)村居民消費(fèi)也有相應(yīng)的結(jié)構(gòu)[11-13]，不同收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響是否相同？上述問題有待進(jìn)一步通過實(shí)證加以分析。探究不同類收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)及其消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，有助于確定哪一類收入差距的影響更大，從而為出臺(tái)相關(guān)政策措施提供實(shí)證依據(jù)。

就收入差距對(duì)居民消費(fèi)的影響，學(xué)界進(jìn)行了廣泛研究。Khan A R等研究發(fā)現(xiàn)，在高收入國家和發(fā)展中國家，收入差距負(fù)向影響居民消費(fèi)[5]。Montiel P J、Persson T、Ed Hopkins等研究認(rèn)為，收入差距會(huì)造成社會(huì)緊張和政治不穩(wěn)定，影響經(jīng)濟(jì)增長率和儲(chǔ)蓄率，進(jìn)而對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生負(fù)向影響[14-18]。而關(guān)于農(nóng)村居民消費(fèi)的研究，有學(xué)者將收入差距分為農(nóng)村內(nèi)部收入差距和城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距[19,20]。劉靈芝和馬小輝研究表明，中國農(nóng)村居民消費(fèi)行為符合凱恩斯消費(fèi)理論，縮小收入差距有利于促進(jìn)居民總消費(fèi)[21]。魏君英和何蒲明實(shí)證研究表明，城鄉(xiāng)收入差距不僅降低農(nóng)村居民平均消費(fèi)傾向，還擴(kuò)大了城鄉(xiāng)消費(fèi)差距[22]。鄒紅和喻開志也得出相同的結(jié)論[23]。王湘紅和陳堅(jiān)研究也表明，收入差距顯著制約農(nóng)民工家庭的消費(fèi)，在低收入農(nóng)民工家庭尤為明顯[24]。劉雯分析了農(nóng)村內(nèi)部收入差距和城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)的影響，但是其關(guān)注的城鄉(xiāng)收入差距僅僅指城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距——城鄉(xiāng)居民收入之比，并沒有關(guān)注城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距[10]。中國城鄉(xiāng)收入差距相對(duì)值近期雖然有縮小趨勢，但是絕對(duì)值卻持續(xù)擴(kuò)大，現(xiàn)有研究對(duì)此沒有引起重視。

學(xué)界也探究了收入差距對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。Charles等基于微觀數(shù)據(jù)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，黑人比白人在可視化商品消費(fèi)上多支出約30%，同時(shí)在教育和醫(yī)療消費(fèi)上少支出約25%和8%[8]。Kaus基于南非調(diào)研也得出相同的結(jié)論[25]。杭斌和修磊的經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)收入差距顯著抑制中、低地位等級(jí)的家庭的消費(fèi)，且主要抑制了非地位性消費(fèi)[13]。紀(jì)園園和寧磊探討了收入差距對(duì)城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，發(fā)現(xiàn)收入差距對(duì)生存型、享受型和發(fā)展型消費(fèi)均具有顯著負(fù)向影響[12]；但遺憾的是作者并沒有討論模型的內(nèi)生性問題。

收入差距有多種，除了有全國收入差距外，還有城鎮(zhèn)內(nèi)部收入差距、農(nóng)村內(nèi)部收入差距以及城鄉(xiāng)收入差距。與農(nóng)村居民相關(guān)的收入差距有農(nóng)村內(nèi)部收入差距、城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距和城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距三類，由此，本研究將收入差距分為上述三類。筆者擬利用CFPS2010—2018年微觀調(diào)研數(shù)據(jù)實(shí)證分析三類收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，采用雙向固定效應(yīng)、滯后效應(yīng)和面板工具變量法討論模型的內(nèi)生性問題，并基于戶主年齡和地域討論影響的異質(zhì)性。與已有研究相比，本研究的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，將收入差距分為三類，討論三類收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響是否相同，由于城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響研究闕如，可以從內(nèi)容上豐富現(xiàn)有研究；第二，采用雙向固定效應(yīng)、滯后效應(yīng)和面板工具變量法解決模型的遺漏變量問題和互為因果問題，并從城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距的角度考察其對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，為理解農(nóng)村居民消費(fèi)的影響因素提供新的解釋；第三，基于微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，將農(nóng)村居民消費(fèi)分為五類，進(jìn)一步討論三類收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，從而識(shí)別三類收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響差異。

二、研究設(shè)計(jì)

1．模型構(gòu)建

本研究利用CFPS2010—2018年數(shù)據(jù)實(shí)證分析三類收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，現(xiàn)構(gòu)建計(jì)量模型如下：

c=α0+1Inequal+2Income+αX++year+ε（1）

其中，c為農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)；Inequal為收入差距指標(biāo)；Income為農(nóng)村居民家庭人均可支配收入；X為控制變量，α是控制變量的系數(shù)；為省域固定效應(yīng)；為時(shí)間固定效應(yīng)；ε為殘差項(xiàng)。因?yàn)槭杖肱c消費(fèi)的數(shù)據(jù)較大，進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，構(gòu)建計(jì)量模型如下：

lnc=α0+1Inequal+2lnIncome+αX++year+ε（2）

其中，1是模型重點(diǎn)討論的系數(shù)，預(yù)期符號(hào)為負(fù)。

2．變量選取

控制變量的選取如下：

第一，地區(qū)層面的收入變量，即地區(qū)平均收入。相對(duì)收入假說指出，個(gè)體的消費(fèi)不僅受到自身的影響，還受到其他個(gè)體的影響[26,27]。紀(jì)園園等在分析收入差距對(duì)消費(fèi)的影響時(shí)，將相對(duì)收入假說納入分析框架，指出地區(qū)平均收入顯著影響居民消費(fèi)[12]。

第二，家庭層面的變量。（1）資產(chǎn)。依據(jù)生命周期理論，消費(fèi)者的全部收入最終只有兩個(gè)去處，要么被消費(fèi)，要么作為遺留財(cái)富。如果作為前者，那么資產(chǎn)會(huì)被自己消費(fèi)；如果作為后者，那么資產(chǎn)將會(huì)被其他人在未來消費(fèi)。所以，消費(fèi)者的資產(chǎn)價(jià)值變動(dòng)必定會(huì)影響居民消費(fèi)[28]。（2）存款總額。存款是影響家庭消費(fèi)的重要變量，根據(jù)預(yù)防性儲(chǔ)蓄假說，為了應(yīng)對(duì)未來的不確定性和風(fēng)險(xiǎn)，消費(fèi)者具有降低消費(fèi)、增加儲(chǔ)蓄的偏好。由此，當(dāng)存在一定的儲(chǔ)蓄時(shí)，居民的預(yù)防風(fēng)險(xiǎn)儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)將下降，會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)。（3）貸款總額。流動(dòng)性約束指出，居民消費(fèi)受到金融市場的影響。無論家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)的影響是負(fù)向影響[11]還是增加效應(yīng)[29]，都應(yīng)該作為控制變量將其納入模型。（4）家庭人口結(jié)構(gòu)。依據(jù)生命周期理論，理性代表人的決策目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)整個(gè)生命周期內(nèi)的消費(fèi)效用最大化以及平滑消費(fèi)，在工作期間會(huì)選擇儲(chǔ)蓄，年幼和年老期間則選擇消費(fèi)。（5）家庭人口規(guī)模。家庭人口規(guī)模是重要的控制變量，家庭人口越多，農(nóng)村家庭消費(fèi)壓力越大，有可能會(huì)降低農(nóng)村居民的消費(fèi)水平。

第三，戶主層面的變量。使用“財(cái)務(wù)回答人”為戶主變量。主要控制了四類變量，分別是戶主性別、戶主年齡以及戶主年齡平方、戶主婚姻和戶主受教育程度。

第四，省域?qū)用娴墓潭ㄐ?yīng)。各個(gè)省域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、消費(fèi)環(huán)境和習(xí)俗均不同，所以控制了省域變量。消費(fèi)和收入數(shù)據(jù)根據(jù)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整（以2010年為基期），數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量的描述統(tǒng)計(jì)

3．?dāng)?shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）主持的中國家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查（Chinese Family Panel Studies, CFPS）項(xiàng)目，該項(xiàng)目系統(tǒng)、全面地收集了含個(gè)體、家庭和社區(qū)的多層次嵌套數(shù)據(jù)。本研究采用的是中國家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查公布的2010—2018年數(shù)據(jù)。首先，確定戶主層面的數(shù)據(jù)，并與家庭層面的數(shù)據(jù)合并。其次，保留戶主年齡區(qū)間為[16，80]的樣本，同時(shí)，為避免極端值的影響，對(duì)剩余樣本就家庭人均收入進(jìn)行上下1.0%的極端值處理。再次，分別操作各年份的數(shù)據(jù)后，依據(jù)“家庭編碼”依次進(jìn)行橫向合并，得出9 686份數(shù)據(jù)。最終，經(jīng)過數(shù)據(jù)清洗，確定每年農(nóng)村居民5 939份數(shù)據(jù)，共計(jì)29 695份數(shù)據(jù)。

三、實(shí)證研究及其結(jié)果分析

1．核心變量分析

基尼系數(shù)的回歸系數(shù)為-1.856，結(jié)果表明基尼系數(shù)下降0.100，農(nóng)村居民消費(fèi)水平平均提高18.560%。城鄉(xiāng)居民可支配收入之比的回歸系數(shù)為-0.025，城鄉(xiāng)居民可支配收入之比下降0.100，農(nóng)村居民消費(fèi)水平平均提高0.250%。城鄉(xiāng)居民可支配收入之差的對(duì)數(shù)的回歸系數(shù)為-0.031，城鄉(xiāng)居民可支配收入之差下降1%，農(nóng)村居民消費(fèi)水平平均提高0.031%。基于國家統(tǒng)計(jì)局公布的相關(guān)數(shù)據(jù)，計(jì)算了農(nóng)村內(nèi)部基尼系數(shù)、城鄉(xiāng)收入比和城鄉(xiāng)收入差，從而估計(jì)三類收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的負(fù)向影響。農(nóng)村內(nèi)部基尼系數(shù)由2010年的0.350，增加到2018年的0.366，增加了0.016；結(jié)合本研究的估計(jì)結(jié)果，2010—2018年，農(nóng)村內(nèi)部收入差距降低了農(nóng)村居民2.988%的消費(fèi)。城鄉(xiāng)收入比由2010年的2.994，下降到2018年的2.685，下降了0.309；結(jié)合本研究的估計(jì)結(jié)果，2010—2018年，城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距增加了農(nóng)村居民0.772%的消費(fèi)。城鄉(xiāng)收入差由2010年的12506.700，增加到2018年的24633.800，增加了96.965%；結(jié)合估計(jì)結(jié)果，2010—2018年，城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距降低了農(nóng)村居民3.006%的消費(fèi)。依據(jù)估計(jì)的負(fù)向影響（表3），城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響更大，甚至高于農(nóng)村內(nèi)部收入差距。所以，在分析收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響時(shí)，需要著重關(guān)注城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距的影響。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：***、**、*表示在1%、5%、10%的水平上顯著,括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤。下同。

表3 三類收入差距負(fù)向影響的估計(jì)結(jié)果

2．控制變量分析

控制變量的回歸結(jié)果與理論推論符合。本研究選擇模型（1）加以說明。家庭人均收入對(duì)數(shù)變量的回歸系數(shù)為0.203，表明家庭人均收入顯著提高農(nóng)村居民人均消費(fèi)。地區(qū)平均收入對(duì)數(shù)變量的回歸系數(shù)為0.588。這一結(jié)果符合相對(duì)收入假說，農(nóng)村居民消費(fèi)除了受到家庭收入的影響，同時(shí)還受到地區(qū)平均收入的影響。資產(chǎn)變量的回歸系數(shù)為0.081。擁有其他房產(chǎn)的農(nóng)村居民比沒有其他房產(chǎn)的農(nóng)村居民的消費(fèi)高0.081%，即資產(chǎn)顯著提高農(nóng)村居民人均消費(fèi)。存款總額對(duì)數(shù)變量的經(jīng)驗(yàn)回歸系數(shù)為0.012，在1%水平顯著。存款總額提高10%，農(nóng)村居民人均消費(fèi)提高0.120%，即存款總額顯著提高農(nóng)村居民人均消費(fèi)。貸款總額對(duì)數(shù)變量的經(jīng)驗(yàn)回歸系數(shù)為0.015，在1%水平顯著。貸款總額提高10%，農(nóng)村居民人均消費(fèi)提高0.150%，即貸款總額顯著提高農(nóng)村居民人均消費(fèi)。這與周利等[29]的研究結(jié)論大致相同。資產(chǎn)、存款總額和貸款總額對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的促進(jìn)作用均較小，可能原因是居民的資產(chǎn)、債權(quán)和債務(wù)額度均較低。家庭撫養(yǎng)比分為老年撫養(yǎng)比和少年撫養(yǎng)比。家庭撫養(yǎng)比兩類變量的回歸系數(shù)均為負(fù)，符合生命周期理論和預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論：為了撫養(yǎng)小孩和贍養(yǎng)老人不得不降低當(dāng)期消費(fèi)。但是，老年撫養(yǎng)比變量的經(jīng)驗(yàn)回歸系數(shù)為-0.033，統(tǒng)計(jì)結(jié)果并不顯著；少年撫養(yǎng)比變量的經(jīng)驗(yàn)回歸系數(shù)為-0.328，在1%水平顯著。前者統(tǒng)計(jì)上不顯著與后者統(tǒng)計(jì)上顯著，可能原因是農(nóng)村家庭存在顯著的“重小輕老”的現(xiàn)象，即相對(duì)于家庭其他成員，老年人的消費(fèi)需求排在最后。同時(shí)，少年撫養(yǎng)比變量回歸系數(shù)值是老年撫養(yǎng)比變量的近10倍；少年撫養(yǎng)比增加10%，農(nóng)村居民人均消費(fèi)降低3.280%，即少年撫養(yǎng)比顯著降低農(nóng)村居民人均消費(fèi)。家庭規(guī)模變量的經(jīng)驗(yàn)回歸系數(shù)為-0.092，在1%水平顯著。家庭規(guī)模越大，農(nóng)村家庭消費(fèi)壓力越大，將降低農(nóng)村居民的消費(fèi)水平；同時(shí)，部分消費(fèi)也存在規(guī)模效應(yīng)，從而家庭規(guī)模降低農(nóng)村居民人均消費(fèi)。戶主相關(guān)變量的解釋較為容易，在此不再贅述。

四、內(nèi)生性討論與穩(wěn)健性分析

1．內(nèi)生性討論

內(nèi)生性討論主要涉及了兩個(gè)方面的問題，一個(gè)是遺漏變量問題，通過雙向固定效應(yīng)模型加以解決；另一個(gè)是互為因果關(guān)系問題，通過使用解釋變量的滯后一期和工具變量加以解決。

（1）內(nèi)生性討論一：雙向固定效應(yīng)模型。雖然控制了農(nóng)村居民的個(gè)體特征和家庭特征變量，以及省域?qū)用娴奶摂M變量，但是還可能存在遺漏變量問題。當(dāng)某變量既影響收入差距又影響農(nóng)村居民消費(fèi)時(shí)，將導(dǎo)致模型的估計(jì)結(jié)果有偏。本研究使用的是CFPS共5期調(diào)研數(shù)據(jù)和平衡面板數(shù)據(jù)，能夠有效解決遺漏變量問題。通過個(gè)體固定效應(yīng)解決“不隨時(shí)間而變但隨個(gè)體而變”的遺漏變量問題，通過時(shí)間固定效應(yīng)解決“不隨個(gè)體而變但隨時(shí)間而變”的遺漏變量問題。由此，為緩解遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，進(jìn)一步使用雙向固定效應(yīng)模型對(duì)回歸結(jié)果加以驗(yàn)證。表4的回歸結(jié)果表明三類收入差距均顯著降低農(nóng)村居民消費(fèi)，與上文得出的實(shí)證結(jié)果相同。

表4 內(nèi)生性討論一：雙向固定效應(yīng)模型

注：篇幅所限，控制變量的回歸結(jié)果未匯報(bào)，歡迎感興趣的讀者向作者索取。下同。

（2）內(nèi)生性討論二：滯后效應(yīng)。收入差距與農(nóng)村居民消費(fèi)之間可能存在互為因果關(guān)系，因?yàn)檗r(nóng)村居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)將影響農(nóng)村居民家庭的未來收入，從而間接影響收入差距。筆者使用滯后一期的收入差距作為解釋變量，與當(dāng)期的農(nóng)村居民消費(fèi)進(jìn)行回歸，以解決互為因果問題。第一行是農(nóng)村內(nèi)部收入差距滯后一期的回歸結(jié)果。模型（1）至模型（4）分別是2012—2018年的回歸結(jié)果，其中2012年、2014年、2016年的農(nóng)村內(nèi)部收入差距顯著降低農(nóng)村居民消費(fèi)；而2018年的回歸系數(shù)值為0.107，且在10%水平顯著。可能原因是2018年的數(shù)據(jù)中存在較多的非農(nóng)村居民。在2018年調(diào)研之前，該部分居民已經(jīng)由農(nóng)村居民轉(zhuǎn)變?yōu)槌擎?zhèn)居民。為了保證樣本量和面板數(shù)據(jù)的平衡，筆者將該部分城鎮(zhèn)居民認(rèn)定為農(nóng)村居民。在面板回歸中，該部分?jǐn)?shù)據(jù)占少數(shù)，并不影響回歸結(jié)果；而在單獨(dú)的2018年的數(shù)據(jù)中，該部分可能影響到回歸系數(shù)值。由此，筆者進(jìn)行模型（5）的回歸，將2018年屬于城鎮(zhèn)居民的部分剔除。農(nóng)村內(nèi)部收入差距的回歸系數(shù)值為-0.371，且在1%水平顯著，這一結(jié)論更符合實(shí)際。表5的回歸結(jié)果表明，緩解了農(nóng)村內(nèi)部收入差距與農(nóng)村居民消費(fèi)之間存在的互為因果關(guān)系后，農(nóng)村內(nèi)部收入差距降低農(nóng)村居民消費(fèi)。第二、三行分別是城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距和城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距滯后一期的回歸結(jié)果。模型（5）的回歸系數(shù)絕對(duì)值均高于模型（4），即剔除2018年城鎮(zhèn)居民數(shù)據(jù)后，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的負(fù)向影響更大。從估計(jì)結(jié)果來看，城鄉(xiāng)收入差距降低農(nóng)村居民消費(fèi)。綜上所述，討論并緩解互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題后，三類收入差距均降低農(nóng)村居民消費(fèi)，回歸結(jié)果比較穩(wěn)健。

表5 內(nèi)生性討論二：滯后效應(yīng)

（3）內(nèi)生性討論三：工具變量法。為了進(jìn)一步解決互為因果問題，借鑒尹志超等[30]的研究，本研究使用縣域?qū)用娴纳倌険狃B(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比作為收入差距的工具變量，進(jìn)行面板工具變量法和廣義矩陣估計(jì)方法進(jìn)行估計(jì)?，F(xiàn)有理論研究表明，少年撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比與地區(qū)收入差距呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[31]；同時(shí)縣域?qū)用娴娜丝诮Y(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響是相對(duì)外生的，即少年撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比滿足工具變量的相關(guān)性和外生性。具體而言，農(nóng)村內(nèi)部收入差距使用縣域?qū)用孓r(nóng)村內(nèi)部的少年撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比；城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距使用縣域?qū)用娉青l(xiāng)少年撫養(yǎng)比的比值和老年撫養(yǎng)比的比值；城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距使用縣域?qū)用娉青l(xiāng)少年撫養(yǎng)比的差值和老年撫養(yǎng)比的差值。不可識(shí)別檢驗(yàn)顯示，Anderson canon. corr. LM統(tǒng)計(jì)量的值為0.000，故拒絕不可識(shí)別的原假設(shè)；同時(shí)，一階段估計(jì)結(jié)果顯示縣域?qū)用胬夏険狃B(yǎng)比和縣域?qū)用嫔倌険狃B(yǎng)比對(duì)三類收入差距均有顯著負(fù)向影響。前兩個(gè)的過度識(shí)別檢驗(yàn)顯示，Sargan統(tǒng)計(jì)量的值分別為0.638和0.250，不拒絕工具變量為外生變量的原假設(shè)；而模型（3）雖然沒有通過檢驗(yàn)，但是理論上縣域?qū)用娉青l(xiāng)老年撫養(yǎng)比之差和少年撫養(yǎng)比之差對(duì)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)沒有影響，所以可以使用該變量為工具變量。工具變量估計(jì)結(jié)果顯示（表6），三類收入差距均降低了農(nóng)村居民的家庭消費(fèi)，證實(shí)了本研究估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6 內(nèi)生性討論三：工具變量法

2．穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表7是穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果，穩(wěn)健性檢驗(yàn)一：省域?qū)用媸杖氩罹嗵娲h域?qū)用媸杖氩罹唷Ｔ诖藱z驗(yàn)中，使用省域?qū)用娴氖杖氩罹嘧兞刻娲丝h域?qū)用娴氖杖氩罹嘧兞?，同時(shí)使用省域?qū)用娴娜司杖胱兞刻娲h域?qū)用娴娜司杖胱兞俊Ｈ愂杖氩罹嗟幕貧w系數(shù)值均顯著為負(fù)；且絕對(duì)值均大于縣域?qū)用娴幕貧w系數(shù)值，即相對(duì)于縣域?qū)用媸杖氩罹嗟臄D出效應(yīng)，省域?qū)用媸杖氩罹鄬?duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的擠出效應(yīng)更大。穩(wěn)健性檢驗(yàn)二：家庭總消費(fèi)替代家庭人均消費(fèi)。在此檢驗(yàn)中，使用家庭總消費(fèi)替代家庭人均消費(fèi)的回歸結(jié)果，其他變量不變，結(jié)果表明三類收入差距的回歸系數(shù)值均顯著為負(fù)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)三：地區(qū)人均消費(fèi)替代地區(qū)人均收入。在此檢驗(yàn)中，地區(qū)人均消費(fèi)對(duì)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的影響可能更為直接，所以使用縣域人均消費(fèi)對(duì)數(shù)替代縣域人均收入對(duì)數(shù)的回歸結(jié)果，表明三類收入差距的回歸系數(shù)值均顯著為負(fù)。模型（1）至模型（3）的回歸結(jié)果表明，三類收入差距顯著降低農(nóng)村居民的消費(fèi)，證實(shí)了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

五、異質(zhì)性分析與進(jìn)一步討論

1．異質(zhì)性分析

（1）異質(zhì)性分析一：戶主年齡異質(zhì)性。生命周期影響居民的消費(fèi)決策。用戶主年齡衡量該家庭的生命周期階段并進(jìn)行異質(zhì)性分析。戶主年齡的區(qū)間為[16，80]，低于16歲或者高于80歲的樣本在數(shù)據(jù)處理時(shí)被剔除。借鑒徐亞東[32]的研究，將年齡區(qū)間分為三個(gè)年齡階段和兩個(gè)年齡階段進(jìn)行。以20年左右為一個(gè)年齡階段，三個(gè)年齡階段分別是[16，35]、(35，55]和(55，80]。平均而言，農(nóng)村居民的最遲生育行為大致為35歲左右，將戶主年齡為[16，35]設(shè)定為家庭人口增長階段；55歲之后，家庭的老人相繼去世，將戶主年齡為(55，80]設(shè)定為家庭人口衰敗階段；將中間部分即戶主年齡為(35，55]設(shè)定為家庭人口平衡階段。增長階段、平衡階段和衰敗階段分別對(duì)應(yīng)模型（1）至模型（3）。另外，兩個(gè)年齡階段是按照年齡對(duì)半分的（32=（80-16）/2），對(duì)應(yīng)模型（4）和模型（5）。三類收入差距的回歸結(jié)果見表8。第一、二行討論的是農(nóng)村內(nèi)部收入差距和城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距的影響。三個(gè)年齡階段的回歸結(jié)果表明，無論該家庭處于生命周期的哪一階段，兩類收入差距均顯著降低農(nóng)村居民消費(fèi)。但是，可以發(fā)現(xiàn)，兩類收入差距對(duì)家庭處于人口衰敗階段的消費(fèi)負(fù)向影響最大，其次是人口增長階段，最后是人口平衡階段。兩個(gè)年齡階段的回歸結(jié)果表明，兩類收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的負(fù)向影響在戶主年齡大的家庭更大。第三行討論的是城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距的影響。三個(gè)階段回歸結(jié)果表明，城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距對(duì)家庭處于人口增長階段的消費(fèi)負(fù)向影響最大，其次是人口平衡階段，最后是人口衰敗階段。農(nóng)村內(nèi)部收入差距和城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的負(fù)向影響與戶主年齡之間是非線性關(guān)系；而城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的負(fù)向影響與戶主年齡之間是斜率為負(fù)的擬線性關(guān)系。兩個(gè)年齡階段回歸結(jié)果表明，城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的負(fù)向影響在戶主年齡較大的家庭中更小，與農(nóng)村內(nèi)部收入差距和城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距正好相反。

表8 異質(zhì)性分析一：戶主年齡異質(zhì)性

（2）異質(zhì)性分析二：地域異質(zhì)性。中國各省域因地理區(qū)位和經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不同，農(nóng)村居民的收入及消費(fèi)各不相同；而依托地理位置和各省經(jīng)濟(jì)劃分的東部、中部、西部三大經(jīng)濟(jì)地區(qū)①，因資源稟賦與自然條件的不同，農(nóng)村居民的收入及消費(fèi)也會(huì)呈現(xiàn)相應(yīng)的地域特色。因此，探究收入差距對(duì)居民消費(fèi)影響的地域異質(zhì)性是必要的。按照中國大陸31個(gè)?。▍^(qū)、市）進(jìn)行地域異質(zhì)性討論過于繁瑣，而按照東部、中部、西部三大經(jīng)濟(jì)地域進(jìn)行地域異質(zhì)性討論較為合適。第一、二、三行分別是三類收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的地域異質(zhì)性結(jié)果（表9）。第一行的回歸結(jié)果表明，農(nóng)村內(nèi)部收入差距的消費(fèi)負(fù)向影響在西部地區(qū)最大，其次是東部地區(qū)，最小是中部地區(qū)（負(fù)向影響排序：西部>東部>中部）；第二行的回歸結(jié)果表明，城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距的消費(fèi)負(fù)向影響在中部地區(qū)最大，其次是東部地區(qū)，西部地區(qū)的回歸系數(shù)不顯著為負(fù)（負(fù)向影響排序：中部>東部>西部）；第三行的回歸結(jié)果表明，城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距的消費(fèi)負(fù)向影響在中部地區(qū)最大，其次是東部地區(qū)，最小是西部地區(qū)（負(fù)向影響排序：中部>東部>西部）。同時(shí)，城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距的回歸系數(shù)在西部地區(qū)不顯著為負(fù)。表明在西部地區(qū)，僅僅縮小城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距并不能促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)增加，還需進(jìn)一步縮小城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距。

表9 異質(zhì)性分析二：地域異質(zhì)性

2．進(jìn)一步分析

CFPS數(shù)據(jù)庫中給出了農(nóng)村居民的11類消費(fèi)支出，包括食品支出、衣著支出、居住支出、交通通信支出、家庭設(shè)備及日用品支出、醫(yī)療保健支出、文教娛樂支出、轉(zhuǎn)移性支出、福利性支出、其他消費(fèi)支出以及建房購房房貸支出。衣食住行為農(nóng)村居民生產(chǎn)生活的基本消費(fèi)支出，由此，將食品支出、衣著支出、居住支出和交通通信支出加總，稱之為“生存型消費(fèi)”；將轉(zhuǎn)移性支出和福利性支出加總，稱之為“福利型消費(fèi)”；將其他消費(fèi)支出稱之為“其他類消費(fèi)”；將建房購房房貸支出稱之為“房貸型消費(fèi)”；最終，將家庭設(shè)備及日用品支出、醫(yī)療保健支出和文教娛樂支出加總，稱之為“發(fā)展型消費(fèi)”。下面進(jìn)一步討論收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，回歸結(jié)果見表10。結(jié)果表明，農(nóng)村內(nèi)部收入差距和城鄉(xiāng)收入差距（城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距和城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距）對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響不同。農(nóng)村內(nèi)部收入差距顯著降低其他類消費(fèi)、生存型消費(fèi)、福利型消費(fèi)和房貸型消費(fèi)，且負(fù)向影響依次降低；具體結(jié)果表明基尼系數(shù)下降0.1，四類消費(fèi)水平分別提高16.346%、9.364%、6.700%和17.821%。城鄉(xiāng)收入差距主要通過抑制農(nóng)村居民其他類消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)來降低總消費(fèi)。三類收入差距均負(fù)向影響農(nóng)村居民其他類消費(fèi)，且系數(shù)值大于其他消費(fèi)類型?？赡茉蚴巧嫘拖M(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)、福利型消費(fèi)和房貸型消費(fèi)具有一定的消費(fèi)剛性，三類收入差距雖然會(huì)影響這部分消費(fèi)，但是影響有限；而農(nóng)村居民其他類消費(fèi)不具備消費(fèi)剛性，收入彈性較大，從而導(dǎo)致三類收入差距對(duì)其他類消費(fèi)的負(fù)向影響較大。

表10 進(jìn)一步分析

六、結(jié)論與政策建議

本研究使用CFPS2010—2018年面板數(shù)據(jù)，分析三類收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，結(jié)果表明：第一，基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，三類收入差距的系數(shù)均顯著為負(fù)，在2010—2018年，分別降低農(nóng)村居民2.988%、-0.772%、3.006%的消費(fèi)，城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距的負(fù)向影響最大?？紤]遺漏變量問題和互為因果問題后，模型的回歸結(jié)果不變，且通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第二，戶主年齡異質(zhì)性分析結(jié)果表明，農(nóng)村內(nèi)部收入差距和城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距對(duì)家庭處于人口衰敗階段的消費(fèi)負(fù)向影響最大，其次是人口增長階段，最后是人口平衡階段；而城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距的影響則不同，對(duì)家庭處于人口增長階段的消費(fèi)負(fù)向影響最大，其次是人口平衡階段，最后是人口衰敗階段。地域異質(zhì)性分析結(jié)果表明：農(nóng)村內(nèi)部收入差距的消費(fèi)負(fù)向影響在西部地區(qū)最大，其次是東部地區(qū)，最小是中部地區(qū)；而城鄉(xiāng)收入差距則不同，負(fù)向影響在中部地區(qū)最大，其次是東部地區(qū)，最后是西部地區(qū)。第三，進(jìn)一步分析結(jié)果表明，農(nóng)村內(nèi)部收入差距和城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響不同。農(nóng)村內(nèi)部收入差距顯著降低其他類消費(fèi)、生存型消費(fèi)、福利型消費(fèi)和房貸型消費(fèi)，且負(fù)向影響依次降低。農(nóng)村內(nèi)部收入差距對(duì)發(fā)展型消費(fèi)沒有顯著負(fù)向影響。城鄉(xiāng)收入差距主要通過抑制農(nóng)村居民其他類消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)來降低總消費(fèi)。三類收入差距均負(fù)向影響農(nóng)村居民其他類消費(fèi)，且系數(shù)值大于其他消費(fèi)類型，表明收入差距主要通過降低其他類消費(fèi)，進(jìn)而降低總消費(fèi)。

本研究具有如下政策建議：其一，總體上縮小收入差距，提高農(nóng)村居民消費(fèi)水平。除了縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距和城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距外，還要進(jìn)一步縮小城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距。通過推進(jìn)國民收入分配制度改革，提高勞動(dòng)報(bào)酬在國民收入中的份額，并發(fā)揮好收入再分配機(jī)制，增加農(nóng)村居民收入，增強(qiáng)農(nóng)村居民消費(fèi)能力；通過加大精準(zhǔn)扶貧力度，增加低收入者的就業(yè)機(jī)會(huì)，提高其收入水平和消費(fèi)水平。其二，針對(duì)處于不同生命周期的農(nóng)村家庭，政府要把握不同的公共政策導(dǎo)向。對(duì)于處于人口衰敗階段的農(nóng)村居民家庭而言，縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距和城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距最有利于提高該部分農(nóng)村家庭的消費(fèi)水平；而對(duì)于處于人口增長階段的農(nóng)村居民家庭而言，縮小城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距最有利于提高該部分農(nóng)村家庭的消費(fèi)水平。其三，絕對(duì)收入差距對(duì)處于人口增長階段的家庭影響最大，且城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距擴(kuò)大是一個(gè)中長期的趨勢，這非常不利于年輕家庭的發(fā)展；通過建立政府培訓(xùn)機(jī)構(gòu)、社會(huì)培育機(jī)構(gòu)、市場咨詢平臺(tái)，以網(wǎng)上學(xué)習(xí)、講座交流等形式，構(gòu)建學(xué)歷教育、技能培訓(xùn)、實(shí)踐鍛煉等多維并舉的人力資源開發(fā)機(jī)制，提升年輕家庭的人力資本水平，提高其增收能力和消費(fèi)欲望。其四，在不同地區(qū)，政府的公共政策導(dǎo)向也應(yīng)有所不同。相對(duì)而言，在西部地區(qū)降低農(nóng)村內(nèi)部收入差距的消費(fèi)擠入效果最好，且僅僅縮小城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距并不能促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)增加，還需進(jìn)一步縮小城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距；而中部地區(qū)，降低城鄉(xiāng)收入差距的消費(fèi)擠入效果最好。其五，優(yōu)化農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，優(yōu)化市場商品和服務(wù)的供給結(jié)構(gòu)，提高發(fā)展型和福利型商品的質(zhì)量，擴(kuò)展消費(fèi)選擇，優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

① 西部地區(qū)包括的省級(jí)行政區(qū)共12個(gè)，分別是四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古等；中部地區(qū)有8個(gè)省級(jí)行政區(qū)，分別是山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等；東部地區(qū)包括的11個(gè)，分別是北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南。

[1] 朱信凱，駱晨．消費(fèi)函數(shù)的理論邏輯與中國化：一個(gè)文獻(xiàn)綜述[J]．經(jīng)濟(jì)研究，2011，46(1)：140-153．

[2] 張應(yīng)良，徐亞東．激發(fā)鄉(xiāng)村振興的內(nèi)生動(dòng)力[N]．重慶日?qǐng)?bào)，2018-12-20(22)．

[3] Kuijs L．Investment and Saving in China[J]．Policy Research Working Paper，2005，No．3633．

[4] 陳斌開，陳琳，譚安邦．理解中國消費(fèi)不足：基于文獻(xiàn)的評(píng)述[J]．世界經(jīng)濟(jì)，2014，37(7)：3-22．

[5] Khan A R，Griffin K，Riskun C．Chapter 5．Income Distribution in Urban China During the Period of Economic Reform and Globalization[J]．Chinese Economy，2000，33(4)：28-35．

[6] 陳斌開，陸銘，鐘寧樺．戶籍制約下的居民消費(fèi)[J]．經(jīng)濟(jì)研究，2010，45(S1)：62-71．

[7] 徐亞東，張應(yīng)良，蘇鐘萍．城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)化與中國居民消費(fèi)[J]．統(tǒng)計(jì)與決策，2021，37(3)：102-106．

[8] Charles K K，Hurst E，Roussanov N. Conspicuous Consumption and Race[J]．Quarterly Journal of Economics，2009，124(2)：425-467．

[9] 金燁，李宏彬，吳斌珍．收入差距與社會(huì)地位尋求：一個(gè)高儲(chǔ)蓄率的原因[J]．經(jīng)濟(jì)學(xué)：季刊，2011，10(3)：887-912．

[10] 劉雯．收入差距、社會(huì)資本與農(nóng)戶消費(fèi)[J]．中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2018(6)：84-100．

[11] 李江一．“房奴效應(yīng)”導(dǎo)致居民消費(fèi)低迷了嗎?[J]．經(jīng)濟(jì)學(xué)：季刊，2018，17(1)：405-430．

[12] 紀(jì)園園，寧磊．相對(duì)收入假說下的收入差距對(duì)消費(fèi)影響的研究[J]．?dāng)?shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2018，35(4)：97-114．

[13] 杭斌，修磊．收入差距、信貸約束與家庭消費(fèi)[J]．統(tǒng)計(jì)研究，2016，33(8)：73-79．

[14] Montiel P J，Alesina A，Perotti R，et al．The World Bank economic review 8(3)[R]．Washington：World Bank ，1994．

[15] Persson T，Tabellini G．Representative Democracy and Capital Taxation[J]．Journal of Public Economics，1994，55(1)：53-70．

[16] Ed Hopkins．Inequality and growth in the presence of competition for status[J]．Economics Letters，2006，93(2)：291-296．

[17] Rajan R G．Rebalancing the Global Economy[J]．New Perspectives Quarterly，2010，27(4)：7-9．

[18] Frank R H，Levine A S，Dijk O．Expenditure Cascades[J]. Review of Behavioral Economics，2014，1(1-2)：55-73．

[19] 李軍．收入差距對(duì)消費(fèi)需求影響的定量分析[J]．?dāng)?shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2003(9)：5-11．

[20] 張應(yīng)良，徐亞東．金融發(fā)展、勞動(dòng)收入分配與城鄉(xiāng)收入差距——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]．改革，2020，(11)：135-146．

[21] 劉靈芝，馬小輝．農(nóng)村居民收入分配結(jié)構(gòu)對(duì)總消費(fèi)的影響分析[J]．中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2010(11)：26-31+62．

[22] 魏君英，何蒲明．城鄉(xiāng)居民收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的實(shí)證研究[J]．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2011(3)：84-88．

[23] 鄒紅，喻開志．勞動(dòng)收入份額、城鄉(xiāng)收入差距與中國居民消費(fèi)[J]．經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2011(3)：45-55．

[24] 王湘紅，陳堅(jiān)．社會(huì)比較和相對(duì)收入對(duì)農(nóng)民工家庭消費(fèi)的影響——基于RUMi數(shù)據(jù)的分析[J]．金融研究，2016(12)：48-62．

[25] Kaus W．Conspicuous Consumption and “Race”：Evidence from South Africa[J]．Journal of Development Economics，2013，100(1)：63-73．

[26] DuesenberRy J S．Income-consumption Relation and Their Implications[C]//METZLER L.Income，Employment and Public Policy.New York:W.W. Norton & Company, Inc, 1948．

[27] DuesenberRy J S．Income，saving and the Theory of Consumption Behavior[M]．Cambridge：Harvard Lniversity Press,1949．

[28] Bhatt V，KISHOR N K．Has Wealth Effect Changed Over Time? Evidence from Four Industrial Countries[M]. New York：Springer New York, 2014.．

[29] 周利，王聰．家庭債務(wù)與居民消費(fèi)——來自家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的證據(jù)[J]．軟科學(xué)，2018，32(3)：33-37．

[30] 尹志超，劉泰星，王曉全．農(nóng)村收入差距抑制了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)嗎？——基于流動(dòng)性約束與人力資本投資視角的實(shí)證分析[J]．中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2020(5)：76-95．

[31] Higgins M，Willamson J G．Explaining Inequality the World Round：Cohort Size，Kuznets Curves，and Openness[J]．Journal of Southeast Asian Studies，2002，40(3)：268-302．

[32] 徐亞東．儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)視角下收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響研究[D]．重慶：西南大學(xué)，2020．

Influence of income gap on rural residents' consumption:Based on the classification of income gap

XU Yadong，ZHANG Yingliang

(College of Economics and Management, Southwest University, Beibei 400715, China)

The income gap is divided into rural internal income gap, urban-rural relative income gap and urban-rural absolute income gap. Findings of using the panel data of CFPS from 2010 to 2018 to study the impact of these three income gaps on rural residents' consumption show that the coefficients of the three income gaps are significantly negative, reducing rural residents' consumption by 2.988%,-0.772%,3.006% respectively from 2010 to 2018, with the negative impact of urban-rural absolute income gap being the largest A nonlinear relationship exists in the negative effects of the rural internal income gap and the urban-rurual relative income gap and the age of the head of a family while a quasi-linear relationship with a negative slope can be found in the negative effects of the urban-rural absolute income gap and the age of the head of a family. The negative impact of rural internal income gap in regions is in the order of western region > eastern region > central region while that of urban and rural income gap is in the reversed order The rural internal income gap significantly reduces other types of consumption, subsistence consumption, welfare consumption and mortgage consumption whereas the urban-rural income gap mainly inhibits rural residents’ other types of consumption and developmental consumption. In general, the income gap mainly affects the total consumption negatively by reducing other types of consumption.

income gap; rural residents; consumption level; consumption structure

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2021.04.010

F124文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：1009–2013(2021)04–0076–10

2021－06－29

國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（20AGL023）；國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（21AZD032）；重慶市教委哲學(xué)社會(huì)科學(xué)重大理論研究闡釋專項(xiàng)基金項(xiàng)目（19SKZDZX04）

徐亞東（1994—），男，安徽蕪湖人，助理研究員，博士研究生，主要研究方向?yàn)槭杖敕峙渑c農(nóng)戶消費(fèi)。

責(zé)任編輯：曾凡盛