經(jīng)濟(jì)因素和人口特征對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響

喻勝華,韋 琴

(湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院,湖南長(zhǎng)沙410079)

一、研究背景

時(shí)至今日,中國(guó)農(nóng)村居民占總?cè)丝诘谋壤越咏?0%,且農(nóng)村居民的家庭內(nèi)部消費(fèi)存在巨大差異。中國(guó)家庭收入項(xiàng)目(CHIPS)的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示:2013年,在被調(diào)查的8 755個(gè)農(nóng)村家庭中,最低消費(fèi)只有500元,最高消費(fèi)則高達(dá)352 692元,農(nóng)村家庭消費(fèi)占收入的比例均值為0.705,標(biāo)準(zhǔn)差為0.9。因此,為了提高農(nóng)村家庭的消費(fèi)率,有的放矢地促進(jìn)農(nóng)村居民家庭的消費(fèi),有必要研究不同收入等級(jí)農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響因素及其影響程度。

由于微觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的缺失,已有文獻(xiàn)大多從宏觀層面研究家庭消費(fèi)的影響因素,張克云等[1]調(diào)查了北京房山區(qū)窯上鄉(xiāng)窯上村的家庭,分析得出制度化因素、社會(huì)因素、文化因素、生活方式和需求環(huán)境等宏觀因素會(huì)影響農(nóng)戶家庭消費(fèi)。周津春等[2]總結(jié)了我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的特點(diǎn),并且認(rèn)為影響城鄉(xiāng)居民食物消費(fèi)的主要因素有收入、價(jià)格、城市化、家庭規(guī)模、市場(chǎng)化和商品化、消費(fèi)引導(dǎo)等。但是,僅從宏觀層面研究農(nóng)村家庭消費(fèi)似乎有失偏頗,事實(shí)上,我們不能忽視家庭人口特征對(duì)消費(fèi)的影響。例如,家庭成員的健康狀況、年齡、受教育程度和子女?dāng)?shù)量等都會(huì)影響家庭的消費(fèi)行為?；?002年中國(guó)某一貧困農(nóng)村地區(qū)農(nóng)戶健康保險(xiǎn)的基層調(diào)查研究得出,農(nóng)戶身體欠佳和醫(yī)療支出會(huì)降低家庭對(duì)農(nóng)作物生產(chǎn)的人力和物力投資,也會(huì)使農(nóng)戶減少其他對(duì)人類幸福至關(guān)重要的消費(fèi)[3]。簡(jiǎn)(Jan)等[4]從巴基斯坦西北部的兩個(gè)鄉(xiāng)村里隨機(jī)選取了100戶家庭進(jìn)行研究,得出收入不是決定農(nóng)村家庭放棄消費(fèi)傳統(tǒng)能源轉(zhuǎn)而選擇更方便的能源形式的唯一因素,其他因素如獲得替代能源和消費(fèi)者偏好也會(huì)影響家庭能源的選擇?？露?Koen)[5]在研究家庭背景對(duì)文化消費(fèi)的影響時(shí),發(fā)現(xiàn)父母擁有的文化資源是最顯著的影響因素,而同齡人受教育程度的影響相對(duì)較小。漢娜(Hannah)等[6]研究了特定的社會(huì)人口、行為和態(tài)度等因素對(duì)德國(guó)家庭電力消費(fèi)的影響。隨著微觀調(diào)查數(shù)據(jù)日漸增多,國(guó)內(nèi)學(xué)者也開(kāi)始從微觀層面研究家庭消費(fèi)。盧建新[7]利用中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù),分析了農(nóng)村家庭收入、金融資產(chǎn)、住房和非住房資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響及其差異性,認(rèn)為收入是影響農(nóng)村家庭消費(fèi)的最主要因素,其次是金融資產(chǎn)、住房資產(chǎn)和非住房資產(chǎn)。何書(shū)慧等[8]的研究結(jié)果表明,年齡、未成年撫養(yǎng)比、家庭人均年純收入、家庭收入穩(wěn)定程度、消費(fèi)觀念、受親戚朋友影響程度、受鄰居影響程度以及對(duì)生產(chǎn)企業(yè)的安全生產(chǎn)規(guī)范信任度等對(duì)黑龍江省農(nóng)村居民乳制品消費(fèi)產(chǎn)生了顯著影響。李曉嘉等[9]采用2010和2012年中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查(CFPS)的數(shù)據(jù),考察了人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響。方匡南等[10]的研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障會(huì)促進(jìn)城鄉(xiāng)家庭消費(fèi)。王雪琪等[11]基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),消費(fèi)習(xí)慣和收入是影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的主要因素。趙昕東等[12]使用2007年的CHIPS調(diào)查數(shù)據(jù),研究了戶主受教育年限和家庭子女?dāng)?shù)量對(duì)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)的影響。賈小玫等[13]的實(shí)證研究證實(shí)了工資性收入、老年撫養(yǎng)率、財(cái)政性醫(yī)療補(bǔ)貼和第三產(chǎn)業(yè)比重會(huì)正向促進(jìn)我國(guó)農(nóng)村居民家庭支出消費(fèi)結(jié)構(gòu),而經(jīng)營(yíng)性收入、價(jià)格、少年撫養(yǎng)率等則有反向作用。

綜上所述,已有研究只是基于少數(shù)幾個(gè)因素去研究城鄉(xiāng)居民的家庭消費(fèi),難免會(huì)遺漏一些影響較大的解釋變量,從而降低模型的解釋功能和預(yù)測(cè)精度。本文擬使用2013年的CHIPS微觀調(diào)查數(shù)據(jù),從宏觀經(jīng)濟(jì)因素和家庭人口特征等方面全面考慮農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響因素,同時(shí)運(yùn)用Lasso變量選擇方法和分位數(shù)回歸模型,從不同消費(fèi)層次研究各因素對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響程度。

二、研究方法

本文擬將更多可能影響農(nóng)村家庭消費(fèi)的因素納入到研究當(dāng)中,通過(guò)Lasso方法把主要影響因素選擇出來(lái),再把這些主要影響因素和家庭消費(fèi)納入到分位數(shù)回歸模型中進(jìn)行實(shí)證分析。不同分位數(shù)上的家庭特征和收入水平等存在明顯差異,分位數(shù)回歸方法可以分析不同消費(fèi)層次家庭消費(fèi)支出的影響因素。

假定家庭消費(fèi)支出方程可表示為C=Xβθ+ξθ,其中,C和X分別表示家庭消費(fèi)支出與其影響因素,βθ表示在分位點(diǎn)θ處的回歸系數(shù),ξθ為相應(yīng)的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。C在X已知下的條件分位數(shù)為Qθ(C|X)=Xβθ,Qθ(ξθ|X)=0,0≤θ≤1。

通過(guò)求解βθ來(lái)獲得分位數(shù)回歸結(jié)果,βθ的一個(gè)估計(jì)量可以表述為:

三、農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響因素分析

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于北京師范大學(xué)中國(guó)收入分配研究院提供的中國(guó)家庭收入項(xiàng)目(CHIPS)調(diào)查。其中用C表示2013年家庭總消費(fèi),考慮到數(shù)據(jù)的可得性,特選擇如下解釋變量:2013年家庭可支配收入(Y1)、2012年家庭可支配收入(Y0)、就業(yè)人數(shù)(NE)、學(xué)生人數(shù)(NS)、戶主年齡(Age)、戶主性別(Sex)、戶主婚姻狀況(Mar)、戶主民族(Nat)、戶主學(xué)歷(Edu)、戶主健康狀況(Hea)、醫(yī)療保險(xiǎn)(D1)、最低生活保障或生活救濟(jì)(D2)、養(yǎng)老保險(xiǎn)(D3)和勞保福利(D4)。其中,就業(yè)人數(shù)包括離退休后再就業(yè)人數(shù);學(xué)生人數(shù)指在校學(xué)生數(shù);戶主是男性記為1,女性記為0;戶主初婚或再婚記為1,同居、離異、喪偶或未婚記為0;戶主是漢族記為1,其他記為0;戶主學(xué)歷為大學(xué)本科及以上取值為1,否則取0;戶主健康狀況由好到壞分為5個(gè)等級(jí),并依次賦值為1-5;參加了醫(yī)療保險(xiǎn)記為1,否則記為0,最后三個(gè)變量的賦值與此相同;勞保福利包括工傷保險(xiǎn)、失業(yè)保險(xiǎn)、生育保險(xiǎn)和住房公積金幾類。

本文使用2013年的截面數(shù)據(jù),其范圍涵蓋了14個(gè)省市的18 948個(gè)農(nóng)村居民家庭,刪除有缺失數(shù)據(jù)的家庭后,最終留下8 755個(gè)家庭數(shù)據(jù)。按家庭數(shù)十等分的家庭消費(fèi)、收入和人口特征如表1所示。

表1 按家庭數(shù)十等分的各變量平均值

從表1可以看出,隨著收入的增加,家庭消費(fèi)也呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì),且家庭消費(fèi)占收入的比率也表現(xiàn)出上升的趨勢(shì)。就業(yè)人數(shù)和學(xué)生人數(shù)對(duì)家庭消費(fèi)支出的邊際影響均大致呈現(xiàn)出上升的態(tài)勢(shì),即家庭中增加一人就業(yè)或者增加一個(gè)學(xué)生,對(duì)高消費(fèi)水平家庭消費(fèi)支出的促進(jìn)作用最大,對(duì)低消費(fèi)水平家庭消費(fèi)支出的促進(jìn)作用最小。戶主年齡能大體上反映家庭成員年齡,從表1中可以看到高消費(fèi)家庭的年齡較低,表明年輕家庭消費(fèi)能力高于老年家庭。另外,消費(fèi)水平處在前50%的家庭其已婚戶主的數(shù)量低于消費(fèi)水平處在后50%的家庭,這說(shuō)明戶主已婚家庭的消費(fèi)水平要低于戶主未婚的家庭。除消費(fèi)數(shù)量60%—70%的家庭外,戶主越健康,家庭消費(fèi)支出越高。戶主享有最低生活保障對(duì)家庭消費(fèi)支出有明顯的反向拉動(dòng)作用。戶主享有勞保福利對(duì)家庭消費(fèi)支出有明顯的正向拉動(dòng)作用。

將樣本家庭按照地理位置劃分為東部、中部和西部三個(gè)地區(qū)。由表2的家庭消費(fèi)支出情況可知,東部地區(qū)的農(nóng)村居民家庭收入和消費(fèi)支出遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)。從消費(fèi)支出占收入的比重來(lái)看,中西部地區(qū)農(nóng)村居民家庭的消費(fèi)傾向大體相同,東部地區(qū)農(nóng)村居民家庭的消費(fèi)傾向比中西部地區(qū)低約6個(gè)百分點(diǎn)。

由樣本家庭各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知,2013年,樣本家庭總消費(fèi)的均值為28 011.12元,中位數(shù)為22 000元;家庭可支配收入的均值為48 025.81元,中位數(shù)為39 134元;2012年,家庭可支配收入的均值為42 268.95元,中位數(shù)為34 000元。這表明數(shù)據(jù)存在較大的偏態(tài)。此外,樣本家庭中約有0.3%的戶主具有大學(xué)本科及以上學(xué)歷,戶主中93%為男性,92%已婚。

表2 按地區(qū)劃分的農(nóng)村居民家庭消費(fèi)支出情況

接下來(lái)使用Lasso方法對(duì)上述14個(gè)解釋變量進(jìn)行變量選擇。先對(duì)數(shù)據(jù)(不包括布爾變量)進(jìn)行中心標(biāo)準(zhǔn)化處理,以消除不同指標(biāo)量綱的影響。變量選擇的結(jié)果如圖1所示。從中可以看出,隨著懲罰參數(shù)的增大,變量依次進(jìn)入模型,直到出現(xiàn)OLS解為止,其中變量Y1、NE和NS率先進(jìn)入模型,且一直留在模型中,它們所對(duì)應(yīng)的系數(shù)估計(jì)值也相對(duì)較大,說(shuō)明這三個(gè)變量對(duì)因變量有很強(qiáng)的解釋能力。本文最后選取了2013年的家庭可支配收入、2012年的家庭可支配收入、就業(yè)人數(shù)、學(xué)生人數(shù)、戶主年齡、戶主健康狀況、戶主是否享有最低生活保障或生活救濟(jì)、戶主是否享有勞保福利等8個(gè)解釋能力最強(qiáng)的變量。

圖1 農(nóng)村居民家庭消費(fèi)支出模型的變量選擇路徑

下文基于Lasso方法所選取的8個(gè)解釋變量比較普通最小二乘回歸和中位數(shù)回歸的估計(jì)值,用圖像展示系數(shù)估計(jì)值及其置信區(qū)間,并解釋系數(shù)估計(jì)值和圖像的意義。表3列出了對(duì)數(shù)消費(fèi)支出的OLS估計(jì)值和在各分位點(diǎn)上的估計(jì)值,條件中位數(shù)模型展示了消費(fèi)支出的中心位置與解釋變量的關(guān)系,條件均值模型可用于分析消費(fèi)支出分布(右偏)的上尾情況?？紤]到上尾消費(fèi)支出數(shù)據(jù)會(huì)影響OLS系數(shù),本研究期待OLS下的效應(yīng)會(huì)強(qiáng)于中位數(shù)回歸下的效應(yīng)。結(jié)果表明,絕大多數(shù)OLS系數(shù)的絕對(duì)值大于中位數(shù)回歸系數(shù)的絕對(duì)值。例如,戶主享有勞保福利的條件均值消費(fèi)支出上升了100(e0.192-1)=21.167%,但這一增幅在中位數(shù)回歸結(jié)果中是100(e0.0769-1)=7.993%。即當(dāng)控制了其他效應(yīng)后,戶主享有勞保福利的家庭其平均消費(fèi)支出比戶主不享有勞保福利的家庭高21.167%,而戶主享有勞保福利的家庭其中位數(shù)消費(fèi)支出比戶主不享有勞保福利的家庭只高出7.993%。從表3可以看出,絕大多數(shù)解釋變量在絕大多數(shù)分位點(diǎn)上都是顯著的。

表3 農(nóng)村居民家庭消費(fèi)支出方程的OLS估計(jì)和在部分分位數(shù)上的回歸結(jié)果

注:所有數(shù)據(jù)(除去D2、D4)均已中心、標(biāo)準(zhǔn)化;括號(hào)中為t值;*表示p<0.1,* *表示p<0.05,* * *表示p<0.01。

圖2所示為各分位點(diǎn)上8個(gè)解釋變量對(duì)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)支出的影響。圖中的陰影部分表明:如果沒(méi)有穿過(guò)零值,那么該解釋變量的效應(yīng)在特定分位數(shù)上是顯著的。例如,戶主健康狀況的效應(yīng)是不顯著的。在絕大多數(shù)分位點(diǎn)上,2012年的家庭收入、就業(yè)人數(shù)、學(xué)生人數(shù)、戶主享有低保以及戶主享有勞保福利等變量對(duì)家庭消費(fèi)支出有促進(jìn)作用。2012年的家庭收入越高,家庭儲(chǔ)蓄可能會(huì)越多,這些儲(chǔ)蓄家庭可能會(huì)選擇在2013年消費(fèi);就業(yè)人數(shù)和學(xué)生人數(shù)對(duì)家庭消費(fèi)支出的促進(jìn)作用是顯而易見(jiàn)的;戶主享有低保或生活救濟(jì)的家庭,經(jīng)濟(jì)狀況比較差,其花銷可能比那些不享有低保的家庭低;戶主享有勞保福利的家庭,抗風(fēng)險(xiǎn)能力較高,不需要預(yù)防性儲(chǔ)蓄,因此消費(fèi)水平較高?？梢?jiàn),增加低收入家庭的收入是促進(jìn)消費(fèi)的根本手段。各分位點(diǎn)上戶主年齡對(duì)消費(fèi)的邊際影響是負(fù)向的,說(shuō)明戶主年齡越大,越有勤儉觀念,進(jìn)而影響家庭成員的消費(fèi)行為,使得消費(fèi)水平偏低。

分位點(diǎn) 圖2 各分位點(diǎn)上解釋變量的QR和OLS估計(jì)系數(shù)及其置信區(qū)間

從Y1的變化圖中可見(jiàn),2013年家庭消費(fèi)的收入彈性隨著家庭收入的增加而增加,從儲(chǔ)蓄意愿看,高收入家庭即使拿出更小的部分進(jìn)行儲(chǔ)蓄,從儲(chǔ)蓄的絕對(duì)量上也高于低收入家庭,因此高收入家庭可以消費(fèi)更高比例。從Y的變化圖中可以看出,隨著2012年收入的增加,其對(duì)2013年消費(fèi)的拉動(dòng)效果是逐漸下降的,即低收入家庭2012年增加1單位收入對(duì)2013年家庭消費(fèi)支出的拉動(dòng)作用要大于高收入家庭。從Ne的變化圖中可以看出,就業(yè)人數(shù)對(duì)消費(fèi)的邊際影響在0.01—0.03分位點(diǎn)上呈波動(dòng)變化,大致穩(wěn)定在0.02左右。從Ns的變化圖中可以看出,學(xué)生人數(shù)對(duì)消費(fèi)的邊際影響是先增后減的,表明增加一個(gè)學(xué)生對(duì)中等收入家庭消費(fèi)的拉動(dòng)作用最大,而對(duì)較低收入和較高收入家庭的拉動(dòng)作用相對(duì)較小。

四、結(jié)論與政策建議

本文基于CHIPS數(shù)據(jù),運(yùn)用Lasso分位數(shù)回歸方法研究了處于不同消費(fèi)層次的農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的影響因素,得出如下結(jié)論:(1)低消費(fèi)家庭儲(chǔ)蓄性動(dòng)機(jī)較強(qiáng),收入彈性較小,這表明低消費(fèi)家庭主要消費(fèi)生活必需品,因此增加低消費(fèi)家庭的收入水平能明顯促進(jìn)其消費(fèi)水平的提升。(2)就業(yè)人數(shù)和學(xué)生人數(shù)對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響是正向的,就業(yè)人數(shù)、學(xué)生人數(shù)對(duì)家庭消費(fèi)的邊際效果在各個(gè)分位點(diǎn)上大致相同,增加就業(yè)人數(shù)會(huì)提高家庭收入,從而帶動(dòng)消費(fèi);增加學(xué)生人數(shù)會(huì)直接拉動(dòng)家庭消費(fèi)。(3)戶主享有勞保福利對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響是正向的。(4)戶主年齡對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響是負(fù)向的,這是因?yàn)閼糁髂挲g越大越有勤儉觀念,進(jìn)而影響家庭成員的消費(fèi)行為,使得消費(fèi)越低。(5)戶主享有低保或社會(huì)救濟(jì)對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的影響是負(fù)向的。

基于上述研究結(jié)論,本文提出以下政策建議:(1)低消費(fèi)家庭有改善生活的強(qiáng)烈愿望,如果改善收入將會(huì)增加消費(fèi)支出。因此,政府可通過(guò)調(diào)整收入分配政策,提高中低收入家庭的收入水平。(2)各級(jí)政府尤其是地方政府可以通過(guò)引導(dǎo)和市場(chǎng)運(yùn)作多渠道擴(kuò)大就業(yè),如因地制宜地發(fā)展種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè),政府牽線搭橋,采用“公司+農(nóng)戶”的經(jīng)營(yíng)模式,農(nóng)戶只負(fù)責(zé)種植(或養(yǎng)殖),并承擔(dān)相應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn),而原材料、技術(shù)和產(chǎn)品銷售等一概由公司負(fù)責(zé)。另外,家庭中學(xué)生人數(shù)越多,消費(fèi)支出越大,為此,建議政府適當(dāng)發(fā)展學(xué)前教育,大力發(fā)展職業(yè)教育和高等教育,培養(yǎng)新型農(nóng)民,讓農(nóng)民有一技之長(zhǎng),從而提高工資性收入,增加家庭消費(fèi)支出。(3)我國(guó)農(nóng)村地區(qū)的勞保參保率較低,政府應(yīng)先提高勞保覆蓋率,再想辦法提高社保標(biāo)準(zhǔn)。具體來(lái)說(shuō),應(yīng)建立與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適應(yīng)的各種社會(huì)保障制度。政府可以制定一些制度和政策來(lái)優(yōu)化主要商品和服務(wù)(如家庭設(shè)備用品及服務(wù)、交通通訊、文娛用品及服務(wù)等)的供給結(jié)構(gòu),穩(wěn)定和降低其銷售成本[7]。當(dāng)前,戶主享有低保的農(nóng)村家庭和不享有低保的農(nóng)村家庭的消費(fèi)差異主要是由這兩類家庭的收入差異造成的。(4)老齡人口對(duì)消費(fèi)的拉動(dòng)作用減弱,中國(guó)正在步入“老齡化”“少子化”社會(huì),因此,全面放開(kāi)二孩政策對(duì)促進(jìn)消費(fèi)極為重要。從長(zhǎng)期看,國(guó)家可考慮進(jìn)一步放寬生育政策,優(yōu)化人口結(jié)構(gòu),從而促進(jìn)消費(fèi)。