我國家庭消費支出的影響因素分析

王少芬

（閩南師范大學 商學院，福建 漳州363000）

改革開放以來，我國經濟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90 年代開始的居民消費率的持續下降。 內需不足已經成為制約我國經濟持續增長的一個重要因素。 居民消費支出的影響因素很多，國內已有不少學者對此進行探討。田青等利用1999—2006 年的面板數據分析我國城鎮居民消費影響因素，結果表明：消費習慣、收入是影響消費的主要因素[1]。 毛中根，孫武福等認為中國人口老齡化的提高顯著降低了城市居民的消費支出[2]。 李翔，朱玉春等采用2005—2011 年陜西農村住戶調查數據，并用變參數面板數據模型分析了受教育程度對農村居民消費結構的影響，結果表明：受教育程度與農村居民消費水平成反比，高學歷的農村居民的消費水平受到抑制[3]。 邱俊杰、李承政基于我國1991—2011 年省際面板數據對人口年齡結構、性別結構與居民消費之間的關系進行分析，結果認為少兒撫養比、老年撫養比與居民消費率正相關，人口性別比系數為正，養老保險對居民消費率沒有顯著影響[4]。 范黎波、楊金海等考察我國社會的保障提升與居民消費之間的關系，研究發現，與醫療保險相比，養老保險對居民消費支出起到了更為明顯的促進作用[5]。石明明、江舟等基于中國綜合社會調查（CGSS）數據研究老齡化對我國家庭消費支出的影響，認為老齡化將使家庭消費支出顯著下降[6]。

現有的相關研究大多是基于年度的宏觀數據，分析人均可支配收入、少兒撫養系數、老年撫養系數等人口年齡結構變動、教育水平等因素對居民消費均值的影響，方法上較多使用協整理論和誤差修正模型。而現實當中，居民消費的分布并不是對稱的，而是有偏的，此時仍然采用傳統的均值回歸分析可能會得到錯誤的估計結果。 另外，采用宏觀數據比較難以考察到消費者在消費行為上不同方面的特征，如果使用的是通過對個人調查得到的微觀數據，則能更具體更直接地反映出這種異質性。 因此本文將采用分位數回歸方法，運用微觀的調查數據，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數、戶口登記狀況、身體健康狀況、是否參加醫療保險、是否參加社會保險等因素對不同家庭消費支出水平的影響。

一、分位數回歸分析方法介紹

一個指標而已。 傳統的條件均值回歸分析，容易受到極端值的影響，如果能夠估計條件分布的重要條件分位數，如1/4 分位數、中位數、3/4 分位數，則可以對得到全面的認識，所以提出分位數回歸。 最早是

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

分位數回歸采用殘差加權平方和作為最小化的目標函數來估計參數，它不需要對模型中的隨機誤差項作任何分布的假設，不容易受到極端值的影響，整個模型具有較強的穩健性，同時分位數回歸還提供了關于條件分布的全面信息。

二、指標說明及對應樣本數據的選取

本文所使用的數據來源于2015 年中國綜合社會調查（CGSS 2015），中國綜合社會調查是中國第一個全國性、綜合性、連續性的大型社會調查項目，包含了個人、家庭、社區等多個層面的信息，代表性比較強，而且內容豐富、樣本量大，為本文的研究提供了可靠的數據材料。 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，在問卷中所對應的問題是“去年您全家的家庭消費支出情況家庭總支出”；而影響家庭消費支出的因素，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、婚姻狀況、18 周歲以下未成年子女個數、是否參加醫療保險、是否參加社會保險。在變量的處理上，將家庭消費支出和家庭收入進行對數處理。 性別中男性=1、女性=0，年齡和18 周歲以下未成年子女個數均為連續型變量。 在CGSS 數據庫中，受教育程度分為文盲、私塾、小學、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，本文將對應的教育年限記為0、10、6、9、12、12、12、15、16、19 年。 戶口登記狀態、婚姻狀況、是否參加醫療保險、是否參加養老保險均為二分類邏輯變量，分別用“0，1”表示。 最后，通過對各變量的數據進行篩選、剔除缺失數據和無效值后，有效樣本量為1913 個。 具體各變量的符號、賦值和描述統計性質如下表1 所示。

從描述統計量中的均值來看，樣本中男性人數和女性人數所占比例相差不大；年齡均值為57.4，區間為23—97 歲，說明被調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%，與年齡項相對應，即樣本個體大都為有家庭的人；子女個數平均值為0.43，即樣本中18 周歲以下未成年子女個數為0 的家庭有1301 個，究其原因可能是：一方面子女已經成年，另一方面是現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；樣本當中參加醫療保險的占93%，參加養老保險的占76%。

表1 各變量的賦值和描述性統計

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 被調查者實際年齡/歲文盲=0，小學=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子女個數 chil 0.43 被調查者實際18 周歲以下未成年子女個數戶口登記狀況 hk 0.39 農業戶口=0，非農戶口=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是否參加醫療保險 yb 0.93 參加=1，沒參加=0是否參加養老保險 lb 0.76 參加=1，沒參加=0受教育程度 edu 8.49

三、分位數回歸結果分析

本文以家庭總支出的對數為因變量，選取家庭總收入對數、性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、18 周歲以下未成年子女個數、戶口登記狀態、身體健康狀況、是否參加醫療保險、是否參加養老保險等10 個因素為自變量，來探究影響家庭消費支出的主要因素。 通過分析因變量家庭總支出的密度分布圖，以及計算得出家庭總支出的偏度為-0.411，發現家庭總支出數據確實存在左偏態的非對稱分布，使用常規的估計和推斷都容易產生較大的偏差，適合進行分位數回歸。因此構造分位數回歸模型，并運用stata 13.0 軟件進行分位數回歸分析。 在做分位數回歸之前，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行回歸，回歸結果中顯示婚姻狀況與是否參加醫療保險這兩個因素對家庭消費支出的影響不顯著，因此先給予剔除。之后，本文選取了四個分位數點，分別是0.2、0.5、0.75、0.9，分析剩余8 個因素對家庭總支出的影響關系，并與普通最小二乘回歸結果進行對比，數據分析結果如下表2 所示。

表2 多元線性分位數回歸模型系數估計及檢驗

從實證結果可以看出，在10%的顯著性水平下，普通最小二乘法回歸結果顯示8 個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 分位點下，除了是否參加養老保險外，其余的7 個解釋變量對被解釋變量的影響是顯著的；而在0.9 分位點處，顯著的解釋變量只有家庭收入對數、年齡、受教育程度以及身體健康狀況4 個解釋變量。

圖1 分位數回歸結果

觀察回歸結果中各影響因素系數的變化， 可以看出：（1） 家庭收入是影響家庭消費支出的最主要因素，它在四個分位點上的系數都是顯著的，但是隨著家庭消費支出的增長，家庭收入的影響在條件分布的不同位置也是有區別的，從圖1 可以看出，家庭收入的系數變動呈“倒U 型”，在0.25 分位點處的系數值為0.555，在0.5 分位點處為0.558，0.9 分位點處為0.458，在中低等家庭消費支出水平處，家庭收入的彈性更大。 隨著家庭消費支出水平的提高，家庭收入影響有所減弱，所以社會保障制度應該針對不同的支出程度給予對應的支出保障。 （2）年齡和身體健康狀況的系數估計值都為負數，在四個分位點上都比較顯著，說明年齡越大，家庭消費支出變低了，老齡化使家庭消費支出下降。 主要是老年人的社會活動減少了，教育未成年子女的費用支出不需要了，所以對總的家庭消費支出的影響為負數。 身體健康狀況方面，對于身體健康狀況指標，它是越健康指標值越大，它是個逆向指標，因此它與家庭消費支出的關系為負相關，身體健康狀況越好，那么所需要的醫療消費就越少，在家庭消費支出中所占的比重就小。且該指標在0.75 分位點處的絕對影響是最大的。 （3）受教育程度對家庭消費支出的影響為正，且在低分位上的影響系數高于對家庭消費支出的平均系數，人口受教育程度對低等家庭消費支出的影響高于對中、高等家庭消費支出水平的影響，說明低等家庭消費支出水平受人口受教育程度的影響更加敏感和有彈性。 當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的重要性，更加注重教育。 （4）18 周歲以下未成年子女個數對家庭消費支出的影響也是正向的，而且未成年子女個數在0.25 分位點處對家庭消費支出的影響顯著地高于其它分位點。這說明未成年子女個數越多，對于低支出家庭的影響是越大的。 現代社會養育小孩的成本較高，占家庭消費支出的很大一部分，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。 所以國家應該多出臺一些有利于婦女和幼兒的政策，以鼓勵生育，延緩人口老齡化。 （5）婚姻狀態的參數估計不顯著，即婚姻狀態對家庭消費支出并無顯著影響，這可能是由于現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，離婚現象也是十分普遍，因此，已婚者、未婚者之間的家庭消費支出差異變得不是很明顯。 （5）性別對家庭消費支出的影響也不顯著，可能是因為現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現經濟獨立，特別是在城市，一般都是男女雙方共同養家，因此在家庭消費支出上性別的影響不顯著。 （6）戶口狀態對家庭消費支出的影響在各分位點上都是顯著正相關的，但差異也比較大，在0.25 分位點上為系數為0.109，隨著分位點的上升，系數值減少，在0.9 分位點上為0.02。 可見非農業戶口對于低分位點處家庭消費支出的影響顯著大于高分位點。 （7）在0.25、0.5、0.75、0.9 這些分位點水平下，是否有參加醫療保險和是否有參加養老保險都對家庭消費支出的影響不顯著，但是在普通最小二乘估計下，在1%的顯著性水平下，是否購買養老保險對家庭消費支出具有負向影響，即購買養老保險可以減少家庭消費支出，減輕家庭負擔。 在前面也已經分析過，樣本中93%的人有購買醫療保險，76%的人有購買養老保險，說明我們國家的醫療保險制度以及養老保險制度正在逐步完善，雖然現在看來它們對家庭消費支出影響還不是很明顯。

四、結論及建議

本文基于2015 年中國綜合社會調查（CGSS2015）的微觀調查數據，運用分位數回歸方法分析家庭消費支出的主要影響因素。 實證結果表明，不同的影響因素在不同的分位點上對家庭消費支出的影響強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數、戶口登記狀況、身體健康狀況這幾個因素都對于家庭消費支出有顯著影響。 家庭收入對家庭消費支出的影響呈“倒U 型”；年齡和身體健康狀況是負向影響，其余的因素為正向影響，且在不同的分位數下，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的升高而降低；18 周歲以下未成年子女的個數以及戶口登記狀況在低分位點處的影響最大；而婚姻狀況、是否購買醫療保險、是否購買養老保險對家庭消費支出的影響不顯著。

根據上述主要結論，提出以下幾點建議：一、人口年齡因素對家庭消費支出的沖擊主要體現在低分位家庭。 因此，在制定和推進促進消費等政策的過程中，應當適當考慮老齡化在不同分位點上對家庭消費支出沖擊的異質性；二、不斷完善醫療保險和養老保險等社會保障體系，以增強居民特別是老年人的消費信心，這樣老年家庭才敢消費、愿意消費；三、兒童是未來的希望，也是家庭消費支出的重頭，國家應當根據當前社會居民的人口結構特征及時調整人口政策。 同時也可以嘗試在一些經濟比較發達的地區全面放開計劃生育政策，或者是鼓勵高學歷人群多生，從而優化人口結構，通過調整增加少兒人口數來拉動居民消費。 另外國家更應注重兒童的發展，市場上可推進一些有特色的兒童營養計劃和教育計劃等，來提高我國家庭的消費支出。 對于老年人，可以通過大力開發老年人消費產業，推進老齡產業與養老事業的發展，更好滿足老齡人口美好生活的需要。