《家庭等值规模研究的国内外文献综述》12000字

家庭等值规模研究的国内外文献综述目录TOC\o"1-2"\h\u27919家庭等值规模研究的国内外文献综述 1212411.1家庭等值规模的存在性研究 124372.儿童等值规模 2204071.2家庭等值规模的测度研究 360321.主观家庭等值规模 4104682.专家定值家庭等值规模 4209233.基于家庭消费模型的家庭等值规模 5149581.3家庭等值规模的应用研究 8106541.家庭等值规模与不平等问题研究 8100862.家庭等值规模在贫困、税收等领域的拓展研究 12139421.4文献评述 13国内外文献综述主要从家庭等值规模的测度研究现状、家庭等值规模的存在性研究现状以及家庭等值规模的应用研究现状三个角度进行文献梳理。1.1家庭等值规模的存在性研究1.家庭规模经济存在性早在17世纪末，Engel(1895)[5]最早发现食品支出份额与家庭总支出之间存在着负相关关系，进而提出了恩格尔方法，他指出家庭越富裕，食品支出占家庭预算的比重越少，并且随着家庭人口规模的增大，食品支出份额随之增大。Deaton和Muellbauer(1980)[6]在恩格尔的假设和解释下，证实了家庭规模的存在性。同年，Lazear(1980)[2]发现，与两个单身成人家庭相比，两个成人组成的一个家庭消费要低31-35%。家庭在住房、食物等方面都存在一定的规模经济效应，家庭规模经济效应的存在，导致著名的“迪顿和帕克森悖论”，即随着家庭成员的增加，某类消费的份额出现下降[7]（Deaton，A.andPaxson，C.，1998）。通常情况下，家庭的所有消费项目都存在规模经济效应，共享物品的规模经济效应会相对较高。Kakwani(2005)[8]指出在比较贫困的家庭，衣物甚至也可以通过家庭成员间的传承达到一定程度的共享，存在相应的规模经济效应。Halliday(2010)[9]在研究中发现受到家庭人口结构的影响，在某个时间点上的家庭收入和消费调查存在偏差，因此确定家庭内部存在规模经济。TrevonD.Logan(2011)[10]针对美国的“食物难题”和旧的规模经济模式，指出如果较大规模的家庭能够以较低的人均支出来享受福利，那么家庭规模经济效应对于衡量生活水平是很重要的，文章证实了家庭规模经济效应的存在，并认为家庭规模经济效应在不同时间节点会发生显著变化。将家庭人口结构和人口规模细分后，BrowningM等(2006)[11]针对单身家庭、已婚夫妇家庭以及一孩、多孩家庭等不同成员结构的不同类别家庭展开，消费的规模经济效应随着家庭资源共享规则或成员的议价能力不同而存在一定的差异(Bollingeretal.，2012)[12]；Ebrahim等(2014)[13]发现家庭消费经济性随着生活水平的上升而上升，人们生活在不同规模和组成的家庭，随着家庭成员人数翻番，并不会将消费支出增加一倍来维持相同的生活水平，他们通过似不相关回归估计家庭消费的规模经济指数，研究结果表明，与较高收入家庭相比，较低收入家庭享有的规模经济效应较低。家庭消费细分后，Yatchew等人(2003)[14]提出了半参数的方法来估计家庭等值规模，使用局部线性指数同时估计多个家庭类型和多种消费品的家庭规模经济，得到家庭等值规模的渐近性质并给出了基本独立性的检验。Parpiev和Yusupov(2011)[15]对乌兹别克斯坦家庭规模经济与消费之间的关系进行了实证研究，特别注意到“零消费问题”，在分别对7个消费类别进行规模经济测试后，得出外出就餐、衣着、教育、健康和交通等方面的规模经济较大，而食品和住房则表现出强烈的负面经济效应。Blacklow等(2010)[16]则认为人口规模较大家庭的家庭福祉较大，家庭等值规模可以减小其相对收入不平等和贫困水平。2.儿童等值规模儿童等值规模的测度是分析家庭收入不平等和贫困问题的重要前提之一，但是儿童等值规模的测算方法在学界并没有达成共识。Henderson最早尝试对儿童等值规模进行估计，并为之后的研究提出了思路，Henderson(1950)[17]估算了自孩子出生以来，要维持一定的家庭生活水平所必需的经济补偿变化。此后的研究中，核心方法是围绕基于恩格尔和Rothbarth的单方程模型理论，例如希腊(Tsakloglou，1991)[18]，印度和巴基斯坦(Deaton，1997)[19]，日本(OyamaM，2006)[20]，中国香港(CheungC.K，2017)[21]以及土耳其(SelimRandKayaG，2017)[22]等。在使用恩格尔模型的儿童等值规模的研究中，Deaton和Muellbauer(1980)[6]指出家庭收入和食品支出份额之间呈负相关，并得到斯里兰卡的家庭等值规模为1.12，印尼的家庭等值规模在1.45-1.58之间，并且Deaton(1997)[7]在后续的研究中测度印度和巴基斯坦的家庭等值规模分别为1.24和1.28。Tsakloglou(1991)[18]使用了线性和非线性的二次形式，得到希腊0到5岁的儿童等值规模估计为1.299，6到13岁的儿童则为1.352。Oyama(2006)[20]指出，儿童抚养成本的增加是造成日本生育率的下降的一大原因，她估计在0到6岁儿童的家庭等值规模在1.280-1.454之间。SelimR和KayaG(2017)[22]评估了土耳其在不同收入水平上的儿童等值规模，文章使用2003、2007和2014年的家庭预算调查微观数据指出儿童抚养成本呈下降趋势。同时表示，用恩格尔模型估计中等收入水平和高收入水平的家庭结果显著。M.Menon和F.Perali(2009)[23]估计了不同年龄段儿童的家庭等值规模，比较了不同家庭收入水平的情况并且试图解决基于需求的家庭等值规模的计量识别问题，结果表明家庭人口特征和经济理论是一致的。也有学者利用Rothbarth估计模型来计算儿童等值规模：LancasterG和RayR(2010)[24]通过使用成人教育作为代表成人消费品的因变量，发现澳大利亚的儿童等值规模为1.15；SelimR和KayaG(2017)[22]表示在土耳其，低收入和中等收入家庭群体用Rothbarth模型估计更显著。对于儿童等值规模的应用研究多数是与家庭福利、家庭贫困等方面相结合。OlivierBargain等人(2017)[25]估计了家庭资源的共享规则，通过南非2010年收入和支出调查数据，其中包含特定家庭成员消费的商品，认为家庭消费规模经济导致了潜在的资源共享中的不平等。结果表明，规模经济在贫困方面有明显的性别差异，同时指出忽视规模经济会导致贫困估计过高，而在非洲家庭中，儿童家庭资源份额较国际标准偏低，由此造成由于家庭内部分配导致了儿童贫困的低估。CheungC.K(2017)[21]以香港数据为例，评估儿童贫困措施对不同家庭等值规模选择的敏感性，检验了官方贫困线在衡量香港儿童贫困方面的稳健性。儿童等值规模从相对层面反映出儿童的抚养成本问题。1.2家庭等值规模的测度研究家庭规模经济效应的存在，意味着不同人口结构的家庭成员存在异质性，这对于家庭福利评估以及不平等比较等研究具有重要的参考价值，对国家再分配政策的设计也至关重要，国际机构和国际研究给予了足够的重视。家庭等值规模作为衡量家庭规模经济的综合测度指标，有关家庭等值规模测度的相关文献可追溯到一个世纪之前，本文主要从以下几个方面进行家庭等值规模测度方法的梳理。1.主观家庭等值规模主观家庭等值规模基于主观福利衡量。该方法主要基于家庭人口特征和家庭主观幸福感问题，要求被访家庭在收入水平方面给出划分等级的主观评估，由此估计每个家庭的个人福利函数，进而确定不同类型家庭的家庭等值规模。该方法由VanPraag等[26](1973)首次提出，文章利用荷兰消费者调查，估计收入福利方程，提出了家庭作为社会子群体的主观消费偏好和家庭规模对家庭福利的影响；在此基础上，VanPraag和VanDerSar(1988)[27]将主观衡量家庭等值规模不断完善，在不假定效用极大化假设和不利用特定方程和模型的前提下，使用包含主观收入评估的问卷调查，得到家庭成本函数和家庭等值规模。此外，Goedhart等[28](1977)通过询问被访者达到最低生存标准的最小收入问题(MinimumIncomeQuestion，MIQ)主观衡量家庭的家庭等值规模，文章发现受访者给出的收入越高，其实际收入和家庭规模一般越大，并呈现出对数线性的趋势。最近，SchwarzeJ(2003)[29]认为满意度或幸福数据是重要的分析个人福利水平的指标，文章使用德国社会经济小组研究（GSOEP）中关于收入满意度的小组数据来估计家庭等值规模弹性。与其他主观方法不同，因为要求受访者评估当前收入而非假设中收入，因此估计的规模弹性更高。此外，使用面板数据可以控制受访者使用不同的家庭等值规模。可以证明，当控制未观察到的固定效应时，家庭等值规模弹性会降低。Bishop等(2014)[30]通过应用最低需求收入问题，对主观家庭等值规模存在的评价标准不一致的问题做了改进，用更详实全面的数据测度新的主观家庭等值规模，文章认为主观家庭等值规模受到家庭人口数量的影响并且儿童抚养的边际成本下降，同样，这种方法不需要规定完整的个人福利函数。主观家庭等值规模基于家庭对主观幸福感的认知尺度，对该方法的一个重要的批评是，通常使用的模型排除了价格和基本效用依赖，导致观察到的消费模式与家庭收入无关，大多数实证研究得出的效用函数与家庭实际消费行为不符（Ree等，2010）[31]。主观家庭等值规模虽然内涵了家庭人口规模和不同人口结构成员的异质性，但由于不同被访者对生活水准没有明确的统一标准，常被认为不具备可比性。2.专家定值家庭等值规模专家定值家庭等值规模是专家设定的一些规范，为不同人口结构和规模的家庭确定最低消费水平或一篮子商品的基础上直接定义家庭等值规模，赋予不同类型的家庭成员不同的权重。如OECD家庭等值规模：住户的第一个成年人权重等于1，每增加一个成年人的权重为0.7，对于14岁以下的儿童权重则为0.5（OECD，1982）[32]。将每个家庭成员的家庭等值规模相加为该家庭的家庭等值规模，显然，除单个成年人组成的这类家庭外，家庭等值规模不同于实际规模。例如，有1个未成年子女的一对夫妻，该家庭实际规模为3，按OECD家庭等值规模计算的家庭等值规模为1+0.7+0.5=2.2。这意味着与单个成人家庭相比，该3口之家要达到与其相同的生活水平，需要2.2倍的支出。家庭成员权重即家庭等值规模，家庭人口规模等于家庭等值规模之和。Hagenaars等（1994）[33]引入了一个经过修改的OECD家庭等值规模，第一个人成年人仍为1，此外的每个成年人为0.5，每个孩子的家庭等值规模为0.3。欧盟统计局目前采用这一规模。乌克兰科学院确定的家庭等值规模为：第一个成年人为1，此外的每个成年人和每个14岁以下的儿童都为0.7。在英国，第一个成年人家庭等值规模为1，对于任何额外的成年人为0.6，对于不同年龄的孩子，介于0.33和0.5之间[24]。显然，专家定值家庭等值规模基于专家预先选定的商品篮子，由不同专家指定难免在必需商品或最低生活水平方面存在争议，当缺乏详细的经验基础时并不适用。3.基于家庭消费模型的家庭等值规模由于家庭等值规模在贫困、不平等和家庭福利等方面的重要影响，有关家庭等值规模测度的相关文献可追溯到一个世纪之前，主流的家庭等值规模测度还是围绕家庭消费模型展开。恩格尔方法作为研究起点，Engel（1985）[5]提出食品份额与家庭总支出的负相关关系，用食品份额作为衡量不同家庭规模福利的指标，该方法应用非常广泛，目前仍受到较多学者研究青睐。LewbelA和PendakurK(2008)[34]在Browing等人[11]的模型基础上加入了可被观测的家庭规模经济中间限制条件，将模型从高度非线性的价格变动需求系统简化为一般非线性的恩格尔模型，从而剔除了价格的变动因素。方法沿用至今，Koohikamali(2014)[35]在恩格尔模型的基础上证实了D-P悖论，并提出了相关解决方案。JayasingheM.S(2016)等人[3]用恩格尔方法测算了家庭等值规模，指出低收入家庭的规模经济程度更大，但并没有对家庭成员的年龄、性别等人口特征做分析，即假设所有的家庭成员具有相同的规模经济。Hasan(2016)[36]利用主要分项消费的恩格尔曲线估算了孟加拉国的家庭等值规模，文章对半参数技术估计的恩格尔曲线和基于消费者理论模型产生的恩格尔曲线进行比较，发现包含食品二次项的恩格尔曲线是发展中国家的消费特点，同时，恩格尔家庭等值规模对家庭的负收入冲击有显著反应。由于就家庭而言食品的规模经济效应较小，并且恩格尔方法未考虑家庭成员以及消费异质性，不能准确反映一般家庭规模经济并测量家庭等值规模，同时恩格尔模型认为所有商品的规模经济效应相同，没有考虑商品间的相互替代，没有考虑新增儿童以外的家庭成员的消费异质性。因此，不断有学者对该模型做推广和改进。Barten方法是由Barten（1964）[37]最早提出的，用该模型测算家庭等值规模，模型反映出家庭增加成员时成本降低的特征，文章尝试将家庭等值规模纳入主流需求分析框架，构建与家庭人口特征相关的效用函数，考虑商品之间的相互替代性，从而考虑了家庭不同消费类别的规模经济效应。Gan和Vernon(2003)[38]研究了Deaton和Paxson所提出的在同样的人均支出水平下，食品份额随着家庭规模而增加的悖论，运用Barten模型的两个预测进行检验，认为食物储备可能是解决这一问题的关键点，得出对于贫困家庭来说，食物份额的弹性在家庭规模上应该更大的结论，证明了Barten模型的适用性。诸多文献把家庭等值规模的量化基于广泛推荐的Barten模型，Mok等人(2011)[39]在Barten模型的基础上以马来西亚家庭支出数据为例，考虑到不同种类商品消费对于家庭成员有不同的规模经济效应，结果表明，与收入较高的家庭相比，收入较低的家庭享有更广泛的公共产品。CherchyeL(2016)[40]等人通过Barten量表来定义支出的公共性和私人性，用结构实证方法来确定家庭消费的规模经济，该方法假定家庭婚姻的稳定性，在家庭决策过程中没有采用参数化结构，而是在不同的家庭中，观察个体间的偏好异质性，结果不仅在家庭规模经济和内部分配模式上有新的突破，还定义了在婚姻解体或配偶死亡的情况下维持相同消费水平下的个人补偿策略。Barten模型虽然比恩格尔模型更具一般化，但对参照家庭中没有消费的商品（例如儿童食品）规模经济效应估计时存在缺陷，这是因为商品之间的过度替代问题；Gorman(1976)[41]对Barten模型进行了改进，将成本函数表示为固定成本与固定成本之外的家庭支出之和，一定程度上减少了Barten模型过度替代问题。贡献较大的是Muellbauer(1975)[42]模型，即PIGL-PIGLOG（独立于价格的一般线性模型-独立于价格的对数化一般线性模型）需求系统，该模型通过一致性和可识别性确定成本函数，同时基于Barten模型的思想，认为引入家庭等值规模的实质是对商品价格进行调整，在成本函数中为每个新增加的家庭成员都设置了相应的参数，使家庭等值规模的研究细化到家庭中的每个成员。值得一提的是Deaton和Muellbauer(1980)[43]的AIDS（AlmostIdealDemandSystem，近乎理想需求系统）模型，该模型遵循PIGL-PIGLOG需求系统模型的一般性，基于其中与实际家庭消费情况更接近的PIGLOG类型的偏好类别推导出与已知的家庭预算数据一致的函数形式，具有比PIGL-PIGLOG需求系统模型更大的优势。不久，Ray(1986)[44]用AIDS模型分析人口变量的行为和福利问题，测度结果成功回答了有关儿童抚养成本的问题，并分析了不同消费者支出模式下人口和价格的相互作用并认为结果有较好稳健性。此后，很多学者不断将更丰富的人口统计学变量引入AIDS来更精确地估计符合各国国情的家庭等值规模，而正是AIDS系统模型提供了这样可以进行发展的基础模型平台。近些年来，Lyssiotou(2012)[45]在AIDS模型的基础上，提出“非结构化”人口统计学变换需求模型，该模型嵌套了Barten-Gorman人口统计模型和AIDS系统模型。使用英国的微观数据，发现“非结构化”和Barten-Gorman形式的引入对家庭等值规模的识别有重要意义，对不同家庭人口、价格和收入效应也有积极作用。BettiG(2017)[4]在研究中认可了家庭等值规模在贫困衡量中起着至关重要的作用。文章计算并提出土耳其的家庭等值规模并估算其区域差异，通过AIDS模型估计不同地区的家庭等值规模，结果得到土耳其的家庭等值规模在第一个成人之后为0.65，每个孩子为0.35。对于区域家庭等值规模而言，随着家庭规模的扩大，区域的家庭等值规模结果差异较大，特别是在地区之间的儿童成本差异方面。较贫困地区的儿童成本较高。Gardes和Starzec(2017)[46]在时间、家庭产出和价格相结合的背景下，使用AIDS模型估计家庭等值规模，同时考虑到家庭产出和货币产出之间的替代作用，结果表明，家庭产出和货币支出之间的替代取决于家庭活动的私人或公共性质。Pendakur和Krishna(2018)[47]认为在不平等和贫困估计甚至所有的福利分析中，家庭等值规模的研究都不可或缺。文章解决了家庭等值规模在家庭中重要的识别问题，以确定家庭消费中的规模经济和家庭成员之间的资源分配，并用加拿大家庭支出数据进行了分析，估计家庭等值规模以及对消费和贫困做分析。1.3家庭等值规模的应用研究家庭等值规模的应用研究主要侧重于两个方面，一方面是家庭等值规模在不平等测度及相关领域的应用，一方面是家庭等值规模在贫困、税收等其他领域的应用。1.家庭等值规模与不平等问题研究（1）有关消费不平等的研究现状由于本文主要针对消费不平等展开关于家庭等值规模与不平等的研究，因此，首先梳理了消费不平等的研究现状。消费不平等问题逐渐受到大量学者关注，现有文献中的消费不平等问题的研究主要延伸出以下三个方面。第一，针对消费不平等的测度、分解以及不平等问题的动态变动趋势，有研究如：戴平生等（2012）[48]从基尼系数的线性表述出发，运用国家统计年鉴数据，对消费基尼系数的要素、组群分解给出了统一的形式，将基尼系数分解为加权平均和修正项两部分，并用于测度农村居民的消费不平等，研究表明，农村居民的食品消费增加能够一定程度降低整体拓展基尼系数，城镇居民食品消费的各细分支出能提高拓展基尼系数；王进等（2013）[49]通过加权变异系数衡量不同地区间收入与消费差异，研究农村家庭的消费结构，实证认为农村家庭在食品和衣着类消费份额的增长能够降低总体农村家庭消费不平等，同时得到，农村家庭的消费不平等与收入不平等有紧密联系；谢邦昌等（2013）[50]利用中国跨省区城镇家庭调查数据，构建适应性核密度估计的非参数方法描述了城镇家庭消费的分布和变动情况，其中运用基尼系数、泰尔指数以及Atkinson指数测度消费不平等，中国城镇家庭消费不平等与收入不平等的变化趋势具有一致性，并且在城镇家庭消费水平普遍提高的同时中高消费水平占比增加，消费不平等程度扩大；谢贤芬等（2014）[51]使用2008-2011年中国居民消费支出数据构建居民消费能力综合指标体系，并依据一般消费基尼系数、多项式法基尼系数以及变异系数评估东中西三大区域的消费能力，验证了消费基尼系数设计的合理性，得出东部地区消费基尼系数最大，西部次之，中部最小的结论；徐振宇等（2014）[52]使用1998-2011年全国城乡居民消费水平数据，引入滚动虚拟变量，测度居民消费水平的城乡差距，分析表明，2005年起，中国城乡差距开始减小并且减小速度加快。周龙飞等（2019）[53]利用1993-2012年中国城镇住户调查数据，以家庭耐用品数量为基础，建立FMM模型，分析中国城镇家庭消费不平等的演变趋势，研究认为中国城镇居民消费不平等具有三阶段特征且所有消费层次的消费水平均有所提升。通过消费不平等的测度、分解及变动趋势研究，从测度方法看，消费不平等的测度方法较为丰富，但主要围绕传统的不平等测度指标展开，以及对传统测度指标的拓展研究，从数据角度看，主要以宏观经济数据为主，使用微观数据的研究偏少。第二，从消费结构入手，考察消费分项支出的分解并研究分项消费不平等程度以及对总消费的贡献度，如：戴平生等（2012）[54]侧重居民食品消费，研究基于拓展基尼系数的食品消费结构并认为城镇家庭居民在外餐饮、水产品等支出会一定程度上加剧食品消费的不平等程度；邹红等（2013）[55]利用1989-2009年CHNS微观数据，选取家庭中的耐用品存量消费作为研究对象，运用基尼系数和了两种分位数之比探讨消费不平等的成因并与收入不平等比较，研究认为消费不平等高于收入不平等，收入不平等在不同时期或是区分城乡都会对消费不平等的变动产生重要影响；同年，她利用广东城镇住户调查数据，运用基尼系数和对数标准差详细测度了收入与消费不平等以及分项消费不平等，得到从2004年起广东的消费不平等高于收入不平等，并且除食物消费不平等外，文娱、交通和居住支出的消费不平等显著大于整体消费不平等[1]；陈志刚等（2016）[56]针对城镇居民，采用2012-2014年中国家庭追踪调查（CFPS）微观数据库，通过基尼系数研究分项消费不平等与收入不平等之间的关系，并对中国城镇居民的终身福利进行了测算，实证结果表明收入不平等是消费不平等的主要原因。除了对分项消费的不平等研究，由于中国城乡消费之间存在的巨大差异以及在消费习惯等问题上并不统一，衍生出针对城乡不平等测度的诸多研究，比如：赵达（2017）[57]基于中国城镇住户调查消费数据，测度了城镇地区的消费不平等程度及演变趋势，文章利用恩格尔系数支出弹性修正消费，表明消费不平等程度远超过收入不平等；孙豪等（2017）[58]估计居民家庭消费分布，分析了消费不平等的形成机制，通过测算消费基尼系数发现中国居民消费不平等程度高，并且整体消费不平等主要是由城乡消费不平等导致的，其次还受到城乡各自内部的消费不平等的影响；朱梦冰（2018）[59]采用2002和2013年的中国农村家庭收入调查数据（CHIPS），通过基尼系数研究农村家庭消费不平等现状及变动，研究表明，农村家庭间消费不平等增速不及收入不平等，并通过分解基尼系数认为除食品消费外，其他分项消费支出的增加会扩大总体消费的不平等程度，最后政府应正视消费差距扩大，制定合理有效的政策逐步减缓不平等程度；杨晶（2019）[60]运用基尼系数延伸出的Kakwani指数测度农村消费不平等，并认为农户家庭消费不平等较为严重。从消费结构和城乡消费不平等的研究结果看，主要结论趋同，以消费结构为主的研究主要针对食品消费以及对基本生活保障有影响的居住、医疗等方面对消费不平等的影响较大，以城乡消费为主的研究多数认为农村消费的不平等程度大于收入不平等，并且增速偏大；从数据来源看，研究分项消费以及城乡分组消费的问题，微观数据的使用频率增大，并将家庭作为研究对象。第三，从社会经济实际问题的角度探讨消费不平等的发生机制和影响因素，如：李涛等（2013）[61]将消费不平等作为一项衡量经济问题的重要指标，采用跨省区城镇家庭调查数据，研究认为收入和净资产的不平等即家庭财富的不平等是导致消费不平等的重要原因，同时，家庭内部人口结构以及主要成员的基本情况也对城镇居民家庭消费不平等有显著影响；王子成等（2016）[62]选取农民工家庭作为研究对象，对其收入不平等与消费不平等进行测量和分解，研究结果认为农民工消费不平等高于收入不平等，并且认为收入不平等和消费不平等存在一定的流动模式与代际差异，通过分解基尼系数得到代际差异是影响农民工家庭消费不平等的重要因素；

孙豪等（2017）[63]选取泰尔指数从群体、城乡、区域、省际等不同维度出发分解和测度居民消费不平等并分析成因，通过分析省际面板数据，表明群体层面的消费不平等程度最高，城乡层面的不平等程度排第二，并且城镇居民家庭的不平等程度在不同层面上均高于农村家庭；陈东等（2018）[64]使用2005-2013年CHIPS的城镇调查数据，通过剔除掉年龄效应的基尼系数测度消费不平等并探究老龄化对城镇居民消费不平等的影响，实证表明：城镇居民老龄化对消费不平等有一定的抑制效应，但老龄化不断加深的进程中，对消费不平等的影响程度会加深；赵广川等（2019）[65]基于2004-2011年中国健康与营养调查（CHNS），使用基尼系数、Atkinson指数以及变异系数平方作为衡量医疗保健不平等的指标，探讨农村居民收入对医疗保健不平等的影响效应，研究认为医疗保健不平等仍处于较高水平。在社会经济问题层面的探讨中，消费不平等与国家社会经济问题紧密相关，如老龄化问题、农民工的人力资本问题、医疗保健资源不平等问题，社会福利保障问题等，从多方面分析得到消费不平等程度仍在加深。消费不平等的影响因素则从宏观经济运行情况到微观家庭收入及家庭人口结构都有涉及。（2）基于家庭等值规模的不平等问题最早的家庭等值规模在不平等测度领域的应用是不平等指数对不同家庭等值规模的敏感度分析。Coulter等(1992)[66]认为受到家庭成员结构影响的家庭等值规模和收入不平等呈U型关系。Pascual等(2005)[67]则将不同的家庭等值规模引入到家庭不平等和家庭成员健康的研究中，选取基尼系数作为不平等指数得到较高的死亡率和较高的不平等相关度高，甚至家庭成员寿命越长，不平程度越低。部分学者从不平等测度的公理出发研究家庭等值规模的一般作用，Glewwe(1991)[68]发现受到家庭等值规模影响的庀古-道尔顿转移原则可逆，即穷人到富人的收入转移也可以缓解不平等。大多数的文献结合家庭等值规模的测度方法，旨在解决不同家庭规模的不平等问题。家庭人口特征决定了家庭的需求，Cowell等(1999)[69]将家庭非收入特征（家庭人口特征）引入需求函数中，并采用Atkinson-Bourguignon顺序占优解决在家庭分配中的人口结构多样性问题，得到在考虑家庭等值规模前后，不同国家间的不平等程度均降低且受参数影响降低程度各不相同；Creedy等(2005)[70]给出了成人家庭等值规模的一般形式，并对家庭等值规模的基准按照等价成年人和个人做了具体分析，测度了受到家庭等值规模和不同基准影响的不平等和贫困状况，儿童成本差异以及国家税收结构变动，认为人口规模较大家庭的等价收入会成比例下降，成人家庭等值规模越大对不平等程度调整的缩减越不明显。也有学者不考虑家庭异质性而侧重家庭在不同消费品上的规模经济对不平等的影响，Wodon等(2006)[71]在最大化的社会福利函数中加入根据个人消费需求得到的家庭等值规模，鼓励政府为规模较大的家庭提供更多的福利政策。Ebert等(2017)[72]以家庭个人的效用函数为基础，结合柯布道格拉斯偏好对家庭等值规模进行估计，考虑到了家庭消费中私人物品和公共物品的不同规模效应。由于不同国家之间实际国情的差异，对所有国家采用相同的家庭等值规模是不利于国家之间不平等比较的（Lancaster，1999[73]）。Buhmann等（1988）[74]最早讨论了家庭等值规模在国际比较中的使用，通过对家庭成员结构分组，研究不同国家在不同家庭等值规模影响下的收入排名，并对受到家庭等值规模影响的多国家间收入不平等和贫困状况做具体分析，得到选取不同的家庭等值规模会显著影响多国家间收入不平等和贫困状况的排名。Burkhauser等（1994）[75]人主要对比了德国和美国的官方家庭等值规模的选择，认为就弱势群体（含有年轻人或者老年人的家庭）而言，家庭等值规模是可以显著缩小家庭相对幸福的指标，减小其相对收入不平等和贫困情况。2.家庭等值规模在贫困、税收等领域的拓展研究家庭等值规模对贫困的影响研究最先由BargainO等(2011)[76]人展开，他们发现，由于个体贫困测度中忽略家庭消费的规模经济效应，不考虑家庭等值规模存在导致很多本不贫困的家庭得到了高度补偿。随之，Pinedo和Coelho(2013)[77]发现，标准贫困测度指数忽略家庭消费的规模经济效应，夸大了儿童贫困的发生率。Ebrahim等(2014)[78]充分考虑了贫穷线的绝对定义和相对定义，使用众所周知的线性支出系统研究2011年伊朗城市地区的各个规模家庭的贫困线，该研究认为，由于不同规模的家庭消费的规模经济效应不同，绝对贫困线和相对贫困线也各异，规模较大的家庭其贫困线要低于规模较小的家庭；Вячеславовна(2015)[79]的研究发现，规模大的家庭能够以比规模小的家庭较低的成本实现相同的生活水平，家庭等值规模修正后的贫困状况与俄罗斯公布的基于福利的人均测量的官方统计数据有很大不同，俄罗斯贫困的官方估计数据夸大了真实的贫困情况。Grottera(2016)[80]研究家庭消费的规模增长及其在贫困分布中的影响，文章通过使用考虑家庭等值规模人均收入，按照收入将家庭群体排序，结果表示当使用家庭等值规模时，会得到贫富差距扩大的结果，因为贫困家庭将更多的收入用于基本商品且经济规模经济效应偏大。Bargain等(2017)[25]的研究基于南非微观数据，估计了家庭资源的共享规则，认为家庭等值规模导致了潜在的资源共享中的不平等，发现如果忽视家庭消费的规模经济效应，导致与其他人一起生活的成年男子和妇女的贫困高估，对儿童贫困的估计也发生大的偏差。Jayasinghe(2016)[3]等人旨在研究家庭收入对家庭等值规模的影响，希望通过食品消费的规模经济来调整传统贫困率的缺陷，从而对斯里兰卡等发展中国家的贫困估计提供借鉴。CheungC.K(2017)[21]以香港数据为例，评估贫困措施对不同家庭等值规模选择的敏感性，检验了官方贫困线在衡量香港儿童贫困方面的稳健性。结果显示，香港的儿童贫困状况对家庭等值规模的选择敏感性不高，而官方的贫困线则正确地界定了生活在贫困中的儿童生活水平。SelimR和KayaG.(2017)[22]根据土耳其微观家庭预算调查数据，运用恩格尔模型做家庭等值规模的估计，将其结果运用于中等收入群体的不平等和贫困研究中。NewhouseD(2017)[81]等人使用世界银行全球微观数据库的调查数据研究，认为发展中国家的儿童比成年人更可能贫困：发展中国家中有19.5％的儿童处于极度贫困状态，同阶段的成人仅为9.2％，文章使用儿童等值规模作为一种重新校准贫困线的方法，检验结果对儿童需求的相对成本和规模经济不同假设的敏感性，在合理范围内改变参数值可以使儿童相对于成年人的全球极端贫困率更高。除此之外，家庭等值规模下的贫困问题还能涉及到更深层次的应用中，Grottera(2016)[80]试图评估使用家庭等值规模调整后的人均收入和其对碳定价带来的影响，文章提到在给有收入的巴西家庭排序时，使用家庭等值规模而不是简单