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利益格局与居民消费

利益格局与居民消费*

杨文辉

内容提要:本文主要探讨中国消费率低的原因。利用中国综合社会调查数据(CGSS)进行分析,以利益格局入手来分析其对居民消费的影响,核心为客观的收入分层与主观的

社会地位认知。发现研究收入边际消费倾向呈现“M”型,中等收入群体出现“塌陷”,低

收入群体在一定时期内状况恶化,对于消费产生了负向的影响,但整体的边际消费率在改

善。同时,城市户口人群有着更高的消费倾向,低社会地位认知会对消费产生抑制作用。

关键词:利益格局居民消费收入分层社会地位认知

一、引言

自2000年至2010年,中国居民消费率呈现大幅下降趋势,从2001年的46%下降到2010年的33%,下降了13%(图1),是改革开放以来居民消费率下滑最大的时期。从横向对比来看,无论是与包含中国在内的新兴经济体“金砖国家”整体的消费率相比,还是与G20的消费率相比,中国的居民消费率均处于较低水平(图2)。从纵向来看,进入21世纪后,中国的居民消费率持续走低,与改革前二十年的上下波动明显趋异。在2000年以后,无论与自身之前的发展阶段对比,还是横向与世界其他国家对比,中国消费率都呈现不断下降的趋势,平均水平也低于一般水平。其中的缘由需要进一步的探究。

对于中国消费率低的研究众多,本文试图在此基础上提出新的解释视角,即社会利益格局的变动导致居民消费率降低。纳入“社会利益格局”的动态概念,以收入分层为切入点,探讨不同收入群体在2008年、2006年、2003年三个时间段边际消费倾向差异,将城乡差异等纳入分析框架,论述不同收入群体分化为核心的利益格局变迁影响了中国消费率水平的变化。

具体而言,本文以下分为四个部分:第二部分为文献综述,并提出本文的分析框架;第三部分为数据及方法;第四部分为模型建构、分析;第五部分为结论。

二、文献综述

关于中国居民消费不足和居民消费率下降的原因,国内外学者已经有了相当数量的讨论。从收入差距角度解释居民消费不足是其中代表性的观点。比如由于存在低收入群体的预防性储蓄,以及高收入群体的遗赠储蓄,在总收入一定时,中等收入阶层的规模越大,社会总消费越充足;反之,总消费会不足(朱国林等,2002;袁志刚、朱国林,2002)。更进一步,有学者提出居民的边际消费倾向与收入水平大致呈“倒U”型关系,即低收入阶层和高收入阶层的边际消费倾向较低,而中等收入阶层的边际消费倾向较高(杨天宇、朱诗娥,2007;杨汝岱、朱诗娥,2007)。“倒U”型假设的前提条件在于生命周期理论,预设了不同阶层消费行为的稳定性,从收入分层的规模角度来解释消费不足,即中产阶层的规模持续萎缩,可能会导致消费不足。

*杨文辉,清华大学公共管理学院,邮政编码:100084,电子信箱:yangwh11@gmail.com。作者感谢匿名评审人的宝贵意见,文责自负。

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利益格局与居民消费

利益格局与居民消费

图1中国居民消费率与政府消费率

数据来源:《中国统计年鉴》。

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图2居民消费率国别比较

数据来源:世界银行世界发展指数(WDI)。

20世纪90年代后期以来,居民就业机会的下降、收入不稳定性的增加及医疗、教育等支出的增长对居民消费水平产生了严重的负面影响(Meng X.,2003;罗楚亮,2004)。如高等教育改革对居民消费有显著的挤出效应,使得居民边际消费倾向下降(杨汝岱、陈斌开,2009);住房价格上涨,抑制中低收入群体消费(袁冬梅、刘建江,2009;谢洁玉等,2012),养老金缴费率提高显著抑制缴费家庭消费等(白重恩等,2012)。与此同时,政府政策会塑造和影响不同群体的偏好。如新农合、城

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镇职工医疗保险等医疗保险制度对居民消费有显著正向效果;新农合使得非医疗支出类的家庭消费增加了约5.6个百分点,对消费的正向影响在收入较低或健康状况较差的家庭中更强(甘犁等,2010;白重恩等,2012)。此外,古炳鸿等(2009)根据国家统计局数据,发现2007年城镇居民、农村居民的边际消费率均低于2004年,城镇近年来出现了消费越来越向高收入户集中的趋势。不同收入群体的消费行为受到外在的制度、环境等诸多原因塑造,并非处于稳定状态,从正向与负向都可能受到影响。我们需要从消费者行为变动角度去审视消费率持续走低。

从群体的角度,收入群体的分化只是群体分化的一个维度,为了从更宏观的角度涵盖塑造居民消费倾向的因素,本文引入了“利益格局”的概念。将不同的群体或集团利益的分化,社会经济权利的失衡,作为影响居民消费的原初动力。如既有研究所表明的,地域、所有制形式、工业行业和工作单位四种集团类别对收入分配不均加速有直接的作用,收入分化是因为集团间收入分化加剧(王天夫、王丰,2005)。而群体的分化、差异所产生的群分效应,直接影响着住房市场和城市形态,产生城乡分割、教育不均、居住分割(陆铭、张爽,2007)。而如孙立平(2004)所提出的假设,上世纪90年代以来资源配置机制发生变化,既有的社会结构出现定型化,不同群体收入与财富差距拉大,利益边缘和弱势群体日益成为改革代价的承担者。而要提高消费率,进入耐用消费品时代,就需要理顺社会中的利益关系和利益格局(孙立平,2010)。而市场化改革、政府权力扩张与责任缺失、弱势群体无讨价还价能力、利益受损,是中国居民消费率下降的根本原因(秦晖,2009)。上述研究提供了一种洞见,但更多侧重宏观概念分析,缺乏微观的理论验证和特定的分析框架,本文将“利益格局”指标化,来解释中国居民消费率降低。

具体而言,本文从收入分化、社会地位认同的主客观角度来界定“利益格局”。收入分化对消费率的影响研究众多,但本文发现不同收入群体居民边际消费倾向呈现“M”型,并非传统研究意义上的“倒U”型稳定状态。城乡分割对消费的影响,在陈斌开等(2010)的研究中得到证明,2000年至2005年期间,由户籍制度制约的消费可以解释这一期间消费率下降的40.8%—64.2%。对于地位认同,在一定程度,更能衡量个体对于社会群体分化、利益差距等的主观认知,会对微观行为产生影响。Jin et al.(2011)的研究发现,收入不平等加剧了个体为寻求社会地位提高而进行教育储蓄,抑制了非教育类消费。本文将上述变量纳入分析框架,整体进行剖析。试图从客观的收入分层,以及主观的社会地位分化认知,涵盖城乡分割的因素进行分析。

三、数据与方法

本文使用中国人民大学中国综合社会调查数据(CGSS),对全国除西藏、青海以外的28个省市自治区的分层抽样调查,选取2003年、2005年、2008年三个年份的调查数据进行分析。后续的数据来源,若无特别标注,均来自上述数据库。

具体而言,对概念进行操作化处理,收入分化、城乡差别、地位认同相对应于家庭人均收入水平、户口类型与主观的社会阶层认知。为深入解释收入的作用机理,我们将受访者家庭人均月收入数据进行排序后,进行多群组划分,最终得到10个收入分组(表1)。同时,还纳入年龄、婚姻、家庭规模、户籍等控制变量。家庭月人均消费是本文的因变量。由于调查数据限制,消费数据是家庭每月生活费支出,不包括医疗、住房等支出。而根据国家统计局的界定,居民消费包括食品、衣着、家庭设备、医疗保健、交通通信、教育文化、居住等。本研究涵盖的消费为更狭义的范围。

具体而言,本文涉及两个模型。

模型1:In C

it =α

it

β

it

InY

it

+X

it

it

模型2:ln C=α+βInY+X+ε

其中,模型1是收入分层回归,是C

it 在t时间时,根据收入分层,收入范围内的边际消费率。Y

it

是t

03

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时间,家庭月人均收入。X

it

包括婚姻、户口、家庭规模等。模型2是整体回归,未纳入收入分层数据,为三个时期整体对比。

表1家庭人均月收入分组描述单位:元

收入分组百分比

2008年2006年2003年

范围均值范围均值范围均值

10%—10%0—12575.390—13987.140—10055.42 210%—20%125—208169.22139—208179.16100—167134.82 320%—30%208—313259.60208—300257.02167—239198.52 430%—40%313—417368.23300—417361.75239—306271.15 540%—50%417—556485.61417—533456.89306—417352.84 650%—60%556—722629.27533—667600.89417—500448.18 760%—70%722—933823.30667—833783.53500—625560.75 870%—80%933—12501099.35833—1194996.80625—833730.37 980%—90%1250—19441535.001194—18331450.41833—1250980.79 1090%—100%1944.44—1000004476.811833—6250005159.731250—333332888.80

从收入分层来看,居民收入水平的增长要快于家庭月人均消费支出。如2006年和2003年相比,收入增加了59.81%,但消费支出只增加了19.87%,这与中国消费率增长低于收入增长速度的趋势相一致。同时,从数据来看,如表1所示,由于调查的可及性等限制,CGSS数据可能会低估高收入群体的收入,如样本中收入最高的10%的月收入平均值在2003、2006、2008年分别是2889元、5160元和4477元,难以真实反映高收入群体的状况。而根据《中国统计年鉴》数据,如2008年城镇居民家庭人均收入为1315元,这一收入水平在2008年CGSS数据中位于最高收入的前20%。类似地,2006年、2003年的城镇人均收入均落在CGSS数据的前30%收入区间内。因此,CGSS中的收入数据可能反映了中国低收入和中等收入家庭的收入状况。

表2是主要变量的描述性统计,样本均为18岁及以上的成年人,涵盖城乡居民。其中,2003年的数据中有90.6%为城镇常住户口,存在一定的偏差。2006年、2008年相对更多涵盖了农村居民。从样本数目、调查内容来看,2006年的数据质量较高,在后续的回归分析中,将着重采用2006年的数据进行分类讨论。

四、实证分析

(一)收入分层回归

根据模型1,对不同年份、不同收入阶层分别进行回归分析。表3是在控制了年龄、婚姻、户口、家庭规模等变量后,不同收入层级的回归系数,是不同收入水平下居民的边际消费倾向。对不同收入层次分别纳入回归模型进行分析,发现收入对于消费的影响均十分显著。收入本身对于消费有较强的解释效度。同时,在不同收入组内,边际消费率又存在差异,并随着不同年份变动。

根据收入分层,获得在特定时期十组边际消费系数。为更为平滑反映系数的变动趋势,消除偶然误差,对系数进行移动平均处理,新数据为前、中、后三组系数的平均,最后获得8组系数,能够相对平稳反映出波动趋势。

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表2主要变量描述性统计

主要变量变量定义均值标准差最小值最大值

2003年N=5090

2006年N=8172

2008年N=5575

消费家庭月人均生活费支出(元)304.60299.3807333.33收入家庭月人均收入(元)662.171347.47033333.33家庭规模家庭成员数目(人) 3.39 1.36128

户口城镇居民户口0.9280.2601

婚姻已婚状态0.860.3601

年龄年龄(年)43.7912.831872

消费家庭月人均基本生活费(元)365.13400.2207500收入家庭月人均收入(元)1058.247529.53062500家庭规模家庭成员数目(人) 2.370.9519

户口城镇居民户口0.530.5001

婚姻已婚状态0.830.3801

年龄年龄(年)42.1812.971870

消费家庭月人均生活费支出(元)529.081343.44066666.66收入家庭月人均收入(元)992.452837.440100000家庭规模家庭成员数目(人) 3.22 1.39114

户口城镇居民户口0.500.5001

婚姻已婚状态0.840.3601

年龄年龄(年)43.3813.801898

既有的研究(杨天宇、朱诗娥,2007)对于1995年和2002年微观数据的分析,发现收入分层与消费呈现“倒U”型关系。本研究中,2003年、2006年的边际消费倾向大致呈现“M”型关系。2003年的数据中,如图3,收入组5和6出现边际消费率的“塌陷”;2006年数据中,如图4,收入组6出现边际消费率“塌陷”。2008年数据中,整体下降幅度较小,如图5,但在收入组6出现了一定程度的“塌陷”。若考虑CGSS数据中样本实际主要为低收入群体和中等收入群体,中等收入群体的边际消费率“塌陷”的范围更大。

图3、图4、图5所反映的只是静态的因素,未能解释消费率持续走低的动态趋势。若对两者进行对比,如图6所示,收入最低的三组人群中,其边际消费倾向2006年相比2003年均有所下降。收入底层人群的消费更为紧缩。而最高三个收入组2006年边际消费倾向相比2003年均有所上升,但“塌陷”的状况得到了延续。

而如图7所示,根据样本数据,除去最高的10%的收入群体外,90%的居民人均月收入在3000元以下,与最高收入群体存在较大差距,最高收入阶层规模有限,对于整体消费率影响较小。而其余90%人群中,低收入群体的消费状况在2003年到2006过程中出现了恶化。

如图8所示,2008年边际消费率与2006年相比,中间收入组边际消费率变动幅度较小,低收入组与中高收入组的边际消费率出现较大幅度的增加。低收入群体边际消费倾向的增加,可从自2002年以来一系列社会政策得到解释。如2002年城市低保,2006年全面取消农业税,2007年开始推行新农村合作医疗及全面医保等措施。在最低生活保障、医疗保障、养老保障、工伤保险、失业23

利益格局与居民消费

保险等方面取得进展,并正在催生一个“社会市场”(王绍光,2008)。在此背景下,有助于弥合社会差距,增加生活安全感,低收入群体的消费倾向增加。

表3不同收入层次边际消费系数

变量人均消费(2008年)人均消费(2006年)人均消费(2003年)

收入组10.567***

(0.061)

0.242***

(0.053)

0.116**

(0.049)

收入组20.567***

(0.164)

0.477***

(0.148)

0.632***

(0.140)

收入组30.667***

(0.208)

0.259

(0.181)

0.532***

(0.157)

收入组40.604**

(0.223)

0.850***

(0.182)

1.078**

(0.345)

收入组51.019***

(0.197)

0.943***

(0.219)

0.340

(0.249)

收入组60.677**

(0.311)

0.479*

(0.255)

0.242

(0.232)

收入组7

0.650

(0.496)

0.685**

(0.229)

0.422

(0.339)

收入组80.710**

(0.293)

0.360**

(0.151)

0.390*

(0.207)

收入组90.781***

(0.213)

0.742***

(0.145)

0.470**

(0.150)

收入组100.448***

(0.045)

0.249***

(0.036)

0.150***

(0.044)

注:*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。括号内为标准误。

利益格局与居民消费

利益格局与居民消费

图3居民边际消费倾向(2003年)图4居民边际消费倾向(2006年)

与此同时,处于社会最大比例的中等收入群体边际消费率变动幅度不大。若考虑2006年消费数据为“家庭每月基本生活费”,而2008年为“家庭每月生活费”,两者之间在测度时存在微妙的差别,可能会低估2006年家庭的日常消费水平。但从变化趋势来看,中等收入群体边际消费率塌陷得到了一定程度的缓解,但整体格局依然保持。

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图5居民边际消费倾向(2008年)

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图6边际消费倾向2003年与2006年对比

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图7不同收入群体平均收入分布

(二)混合回归

基于上述的分析,中间收入阶层出现一定程度的边际消费率的“塌陷”。同时,我们将主观的社会地位认知纳入分析框架。在数据中,询问了受访者对于自己家庭处于社会阶层的认知,分别为上层、中上层、中层、中下层和下层。这在一定程度反映了个体对于自身所处的社会利益关系的比

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利益格局与居民消费

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图8边际消费倾向2006年与2008年的对比

较与定位,将其作为社会地位认知的变量纳入模型。其中,认知自身处于中下层及下层的界定为低阶层,中层的为中间阶层。同时,在模型中,还区分了城市调查的样本和农村调查的样本,进行分类讨论。表4

混合回归模型(2006年)

自变量

Log (日常消费)

城市

农村

(1)

(2)

(3)(4)年龄

0.002*

(0.001)0.001*

(0.001)-0.002(0.001)-0.002(0.001)已婚0.035*(0.019)

0.035*(0.019)

0.009(0.035)

0.007(0.035)

log 收入

0.511*

**

(0.010)

0.452*

**

(0.014)

0.412*

**

(0.015)

0.427*

**

(0.023)

城市户口

0.183*

**

(0.020)

0.184*

**

(0.020)

0.256*

**

(0.046)

0.255*

**

(0.046)

家庭规模

-0.153*

**

(0.008)

-0.152*

**

(0.008)-0.148*

**

(0.011)-0.149*

**

(0.011)

中间阶层

0.434*

**

(0.125)

-0.042(0.171)

低阶层-0.446*

**

(0.120)

-0.007(0.163)

中间阶层?log 收入-0.061*

**

(0.018)

0.024(0.029)

低阶层?log 收入

0.064*

**

(0.017)

-0.014(0.027)

常数项 2.596***

(0.083) 3.010*

**

(0.113) 2.978*

**

(0.111) 2.985*

**

(0/160)R 20.512

0.512

0.355

0.355

F 729.17*

**

729.69*

**

249.02*

**

248.54*

**

N

4871487131713171

注:

*

p <0.1,**p <0.05,***

p <0.01。括号内为标准误。

5

3

如表4所示,模型1和2,控制其他变量,发现在城市中,拥有城市户口的居民比城市外来人口的消费多出至少19.72%(e0.18-1)。既有的户籍制度对于城市居民的消费产生分割作用。即使在对农村居民的调查中,如模型3和4,有城镇户口的居民比当地农户消费至少高出28.4%。此外,已婚人群相比非婚人群,有着更高的消费水平;家庭规模的扩大对于家庭消费水平产生负向的作用。

从个人主观对于家庭社会地位的认知来分析,首先发现这种认知效应在农村并不显著,在城市中,地位认知对于消费有着显著的作用。如模型1,认知家庭位于中间阶层的人相比其他人群,有着更低的边际消费倾向。同时,中间阶层人群消费整体高出其于人群54.3%。在模型2中,认知家庭处于低社会阶层时,边际消费率高于其他群体,但消费水平低于其他群体36%。而在样本中,有67%的受访者认为自己家庭处于社会的中低层或底层,其中只有32%实际属于样本中占30%的低收入群体。

居民对于家庭的社会地位认知,在一定程度影响了家庭的日常消费。由于社会经济的变迁,社会不平等的加剧,改变了居民对于自身所处的社会利益格局中地位的判断。更多的居民趋向于将自身纳入社会的中下层乃至下层人群。这会带来更为保守的消费,抑制消费水平,这在城市内部更为明显。同时,将自身归于中间阶层的居民,相比其他群体,有着更低的边际消费率。这与前述“M”型边际消费率的逻辑相一致。

五、结论

本文的研究,提出“利益格局”的概念,意在将社会利益结构纳入分析的框架,以此来解释中国消费率低的原因。从客观的收入分层和主观的社会地位认知角度来对“利益格局”进行界定和分析。

基于此,我们对收入进行多组分层,纳入控制变量后,进行分层回归。以2003年、2006年、2008年三个年份进行分析,发现收入的边际消费倾向呈现“M”型,中等收入群体边际消费倾向的“塌陷”。从不同年度对比分析,发现底层的边际消费率增加幅度较大,一系列的社会政策对于底层人群产生了正向的作用,基本医疗、养老保险等的覆盖,使其生活不确定性降低,满足了基本生活需要,边际消费倾向增加。而中等收入群体边际消费率增加幅度较为缓慢,且塌陷的格局并未得到扭转。

同时,为更全面分析,纳入“社会地位感知”变量,侧重于从主观对于社会利益关系的认知角度来进行分析,发现67%的个体都认为自己家庭社会地位处于中下层或底层。当自我评价家庭社会地位处于低阶层时,家庭的整体消费水平低于其他阶层,但有着更高的边际消费倾向。而自我评价处于社会中间阶层的人群,家庭整体消费高于其他阶层,但边际消费率低于其他人群。更多居民将家庭归为社会中下层乃至底层,这种认知对于消费产生抑制作用。

提高消费率,促进经济增长,从根本上是对于利益格局的调整。首先,应弥合城乡分割的制度障碍,加快流动人口的城市融入。其次,对收入分配体系进行改革,促进中产阶级的发育,提高中低收入群体的社会保障覆盖和收入水平。最后,调整不同群体的利益预期,减少社会贫富分化。

本文的不足是对于具体作用机理的分析还有待进一步证明,对于收入分层相对较为粗疏。同时,对于“M”型结构使消费率更低没有给出相关的证明。此外,由于数据的限制,对于居民消费未给出更为清晰和完整的界定。在后续的研究中,将深入探讨。

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Yang Wenhui

(School of Public Policy and Management,Tsinghua University)

Abstract:This study uses data from CGSS(China General Social Survey)to estimate the impact of interest structure on resident consumption.The key concepts of the study are income stratification and subjective social status identity.It is demonstrated that there is an“M”relationship rather than inverse“U”between marginal propensity to consume and income groups in recent years.The marginal propensity to consume of middle income groups has sunk and that of low income groups deteriorated in specific period which has a negative effect on the consumption.Besides,the lower social status identity restrains consumption and urban residents with Hukou has higher consumption propensity.

Key Words:Interest Structure;Resident Consumption;Income Stratification;Social Status Identity

JEL Classification:E21,Z13

(责任编辑:王利娜)(校对:梅子)

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