【我国城镇居民收入与消费不平等的关系实证研究16000字（论文）】

我国城镇居民收入与消费不平等的关系实证研究目录TOC\o"2-3"\h\z\t"标题1,1,一级节标题,1"第1章引言 11.1选题背景 11.2研究意义 11.3研究内容与方法 21.4本文架构 2第2章文献综述 42.1中国消费不平等研究 42.2消费不平等测算方法 52.3收入与消费不平等 5第3章数据 73.1数据来源及处理 73.2收入和消费不平等演变趋势 7第4章实证分析 104.1计量模型 104.2描述性统计 114.3实证结果分析 134.3.1支出弹性估计 134.3.2消费不平等估计 16第5章稳健性检验 225.1支出弹性检验 225.2稳健性检验：家庭人口特征相关变量形式 245.3稳健性检验：时间段选取 25第6章结论与展望 27插图索引 29表格索引 30参考文献 31第1章引言1.1选题背景长期以来，经济不平等始终是学术界和政府关注的重要问题。然而，收入数据相对于微观层面的消费数据更直观且容易获取。因此，以往大部分研究都侧重于对收入不平等的讨论。作为世界第二大经济体，我国的经济增长离不开消费的贡献。而对中国消费问题的研究主要集中于地区消费差异、绝对消费水平等方面，从微观角度对消费不平等的讨论较少。在此背景下，有必要基于收入不平等，对中国的消费不平等进行研究。首先，在微观经济学中，收入只有用于个体消费时才能产生效用。相比于收入不平等，消费水平能更直接地反映社会福利，且消费不平等与人们的生活质量直接相关。其次，居民的消费水平不仅仅取决于当期取得的收入，未来预期收入、贷款能力等因素也会对其产生影响。因此，消费可以被视为永久性收入、财富、贷款和其他社会资源的函数，对消费不平等的评估能让对社会福利的衡量更加全面。从宏观经济的角度来看，深入研究消费不平等有助于理解总需求的恢复、货币政策的传导和其他政治经济问题。报告的消费数据往往以商品类型为分类依据，实际上包含数百个详细的子项目，而总收入通常仅包括四类，即经营性收入、工资性收入、财产性收入和转移性收入。因此，收入不平等更容易且更有可能被操纵，经常引起争议。相比之下，消费具有更强的结构性，在统计上也更稳定。与其他不平等问题相比，消费不平等正在吸引更多的关注。1.2研究意义一方面，现有文献大多数都基于家庭消费支出总额，未考虑商品类型和消费结构的差异。基于总额得到的消费不平等无法体现不同收入群体的分项消费结构及不同收入群体之间的相对变化，而消费结构的差异能够反映不同群组间的福利水平差距。若低收入群体在必需品上的支出份额及增速更高，或者高收入群体在奢侈品上的支出份额及增速更高，可能会使社会分化现象更严重，不利于提高社会整体福利水平和促进经济高质量发展。不同收入组之间消费结构的变动所反映的消费不平等，是经济发展过程中不充分、不平衡的一种体现。因此，在研究消费不平等时，有必要结合不同人群在各类消费之间的分配差异。若低收入家庭的消费结构向发展型、享受型等方向转变，将有助于缓解消费不平等，改善居民整体生活质量。另一方面，住户调查数据中居民收入和消费数据往往会被低估。在测量消费不平等时，由于消费数据在住户调查中很难被精确计算，可能存在潜在的测量误差。若不考虑误差问题，由此得到的消费不平等可能不够准确。而Aguiar和Bils（2015）指出，利用恩格尔曲线比较不同收入组在不同商品上的相对支出，并以此反推消费不平等，可以有效解决消费支出总额未得到准确衡量的问题。本研究将针对上述问题，考虑不同群体的差异，并对潜在的测量误差进行修正。1.3研究内容与方法研究选取中国城镇住户调查（UHS）数据，将消费性支出划分为24类消费品的支出，用恩格尔曲线法，从微观角度探讨1992年至2001年期间中国城镇住户收入不平等的增加是否转化为消费不平等在数量上类似的增加，即消费不平等在多大程度体现了收入不平等的上升。通过观察高收入、中等收入和低收入群体的支出如何随着时间的推移转向奢侈品或必需品，测算出不同收入组的相对消费增长，并将实证分析的结果与城镇住户调查中报告的收入不平等和原始消费支出总额进行比较。在计量方法上，研究借鉴由Aguiar和Bils（2015）提出的两阶段经济模型。模型的第一阶段估计每种商品的支出弹性，第二阶段通过转换需求系统，估计样本所处时期内消费不平等程度及其变动情况。这种方法考虑了不同群体之间的消费结构差异，合理地纠正了收入组汇报误差（由于怕露富、希望得到更多转移支付等原因，收入较高和较低的群体可能倾向于少报支出）、部分群体的测量误差（例如私人物品的误报）、时间误差（如社会态度、习惯、测量口径、会计调整等变化）和个别家庭的非系统性误差。如果高收入家庭的奢侈品与必需品的比率比低收入家庭增长得更快，可以预期消费不平等会扩大。1.4本文架构本文共分为六章。第一章介绍选题背景及意义，概括研究内容和主要研究方法；第二章回顾了研究中国消费不平等、收入与消费不平等的相关文献及国内外学者采用的不同测算方法；第三章描述本文数据的来源及处理，并初步分析原始数据中体现的我国城镇居民收入与消费不平等的演变趋势；第四章为实证分析，介绍计量模型，并从支出弹性、消费不平等和测量误差三个方面分析了两个阶段的回归结果；第五章对实证结果进行稳健性检验；第六章总结了本文的结论，同时说明了研究存在的不足和后续展望。第2章文献综述2.1中国消费不平等研究对中国消费不平等问题的研究大部分来自国内学者，大部分文献认为中国消费不平等长期呈现出上升趋势，且小于收入不平等。数据来源方面，中国家庭收入调查（CHIP）数据使用频率较高。Qu和Zhao（2008）利用1988、1995和2002年中国家庭收入调查（CHIP）数据，发现中国城乡消费不平等在1988至2002年显著增加。其中，消费不平等的迅速上升主要发生在1988至1995年，而1995年后是收入不平等快速扩张。他们还认为，农村地区收入不平等程度高于消费不平等，且价格效应是城乡消费差异的主导因素。Liu和Li（2011）使用1988、1995、2002和2007年的中国家庭收入调查（CHIP）数据，也得出了类似的结论。而Li和Zhao（2015）根据1988、1995、2002和2007年的中国家庭收入调查（CHIP）数据指出，居民的消费不平等低于收入不平等。一部分学者则认为消费不平等在绝对数值上高于收入不平等。Li和Yao（2013）使用中国家庭收入调查（CHIP）数据和中国城镇居民经济状况与心态调查数据来分析1995、2002、2008和2009年期间的不平等变化。他们发现，居民消费不平等比收入不平等的程度更严重，但趋势保持不变。Zou，Yu和Li（2013）使用1989-2009年中国健康与营养调查（CHNS）数据表明，消费不平等程度相对于收入不平等较高，但样本期间消费不平等有所缓解，而收入不平等在加剧。然而，Cai，Du和Wang（2010）认为中国家庭收入调查（CHIP）和中国健康与营养调查（CHNS）数据在两次调查之间存在较长的时间间隔，且大多以季和年为单位进行，不适合准确地测量消费不平等。他们使用了未经校准的1992年至2003年的中国城镇住户调查（UHS）数据，发现收入不平等低于消费不平等。Cai，Chen和Zhou（2010）发现，中国城镇居民的收入和消费不平等在1992至2003年期间均大幅上升，但同期城市居民的福利并没有恶化，而是有所改善。Yang（2013）使用1992年至2010年的中国城镇住户调查（UHS）数据发现，中国的总体消费支出不平等现象自1992年以来一直在加剧，且暂时的收入不平等将对消费不平等产生重大影响。Gradín和Wu（2020）将中国的数据与印度对比后，发现中国的收入不平等程度比印度低很多，但消费不平等却高于印度。他还提出，造成该现象的原因可能包括人口构成的差异（如中国的城市化程度更高，且家庭人数总体比印度少）、收入分配差异等。2.2消费不平等测算方法如何衡量消费不平等是进一步讨论的基础，以往文献对消费不平等的测算主要采用以下几种方法。其一，用基尼系数、分位数比率、泰尔指数等标准来衡量收入不平等，进而测算消费不平等。Cai等（2010）基于基尼系数，得出消费不平等大于收入不平等的结论。徐振宇等（2015）用泰尔指数测算城乡居民消费差异，发现居民在基本权利方面的差异对城乡居民消费差距有重要影响。夏庆杰等（2019）从分位数之比角度研究消费不平等，认为近年来中国城镇居民的消费不平等总体呈扩大趋势。其二，基于生命周期、永久收入等理论框架，研究消费不平等。这一类文献大部分借鉴Ohtake和Saito（1998）、Deaton和Paxson（1994）提出的实证方法，将消费分解为出生队列、年龄和时间效应，并比较不同群体的消费不平等。其中，曲兆鹏和赵忠（2008）的研究发现，在中国农村地区，消费不平等程度低于收入不平等，且老龄化的效应有限。刘欢和刘静（2020）认为，不同出生队列人群的消费不平等会随出生队列的延迟下降。邹红等（2013）对耐用品消费进行出生组分解后，指出居民在耐用品上的消费不平等始终大于收入不平等，但二者变化趋势相反。此外，部分文献把收入的变动分解为暂时性收入变动和持久性收入变动两部分。例如，Blundell和Preston（1998）强调，持久性收入与暂时性收入的不确定性将对消费不平等起到重要作用。通过分析英国的数据发现，年轻群体的持久性收入不平等程度高于消费不平等且增速较快。Blundell，Pistaferri和Saporta-Eksten（2016）通过扩展生命周期理论模型，发现当家庭面对持久收入冲击时，会调整劳动供给作为保险机制来应对冲击，平滑消费水平。2.3收入与消费不平等大部分研究认为消费不平等与收入不平等有关。周靖祥和王贤彬（2011）基于VAR模型研究发现，城乡收入不平等及农村内部的不平等导致刺激农村消费面临困境。吕志科和曾馨（2020）采用面板固定效应模型研究发现，城乡收入不平等会显著扩大消费差距。刘欢和刘静（2020）提出，收入来源的群体异质性会导致消费不平等，比如低收入组对社会救助的依赖更高，且倾向于以购买基本生活消费品为主。王馨（2019）利用浙江省农村固定观察点数据发现，收入不平等与农户家庭消费有显著的负相关性，且对中低收入农户家庭效应更大。Fisher等（2013）通过分析1985年至2010年美国劳工统计局公布的消费者支出调查（CE）报告发现，美国的收入和消费不平等在1985年至2006年期间以及整个25年期间的增长速度大致相同，且消费不平等增加程度为可支配收入的三分之二。然而，Krueger和Perri（2006）的研究发现，消费不平等在1980年至2003年之间增长较为缓慢，并没有伴随收入不平等有相应幅度的上升，因此指出，收入波动的增加是收入不平等增加的重要原因，但同时也导致了信贷市场内生的发展，使家庭能够更好地平滑消费，抵御特殊的收入波动。Noghanibehambari和Rahnamamoghadam（2020）通过研究伊朗的数据提出，收入和消费不平等存在联系，所有无法观察到的特征所引起的不平等使收入和消费不平等之间存在差异。家庭可以确保其消费免受经济条件的冲击，因此收入不平等的变化不能完全反映在消费不平等中。部分研究还从消费者的心理因素探讨了收入与消费不平等的内在机理。低收入组方面，杭斌（2016）研究指出收入不平等使低收入群体出于对未来的担忧而降低消费率，为了增加储蓄以进入社会的更高阶层而选择抑制消费。高收入组方面，王春晓和朱虹（2016）认为高收入家庭拥有更严重的物质主义倾向，且存在炫耀性消费。刘园和李捷嵩（2018）研究发现，受攀比心理的影响，高收入家庭将增加炫耀性消费的比重。第3章数据3.1数据来源及处理本研究选用中国城镇住户调查（UHS）数据。中国城镇住户调查（UHS）由国家统计局城调总队负责，采用分层随机抽样的方法确定城镇，采用住宅框选取调查户样本，调查对象包括中国城镇区域内的所有住户，提供了关于家庭和个人层面的收入、消费支出和家庭成员的人口统计特征的详细信息。其中，个人层次上的变量包含与户主关系、性别、年龄、文化程度、行业、职业、工资、总收入等，家庭层次上的变量包含总收入、人口数、财产、现金支出、现金流入、消费、储蓄、借款等。在中国城镇住户调查中，消费支出通常被分为八大类，但考虑到本文以各类商品的支出弹性作为分析基础，部分支出类别不同细项对应的支出弹性可能存在较大差异。例如，食品支出这一大类中，在外用餐的支出弹性与其他细项差异较大，前者支出弹性会更高。此外，医疗、居住等支出类别也存在类似问题。因此，根据消费特征，本文将不同类型的商品支出进一步划分为24类，分别为烟草、酒和饮料、在外用餐、其他食品、男女士服装、各类童装、衣着材料、鞋袜帽及其他衣着、衣着加工服务费、耐用消费品、其他家庭用品、家庭服务、医疗保健服务、其他医疗支出、交通费、其他交通、通讯、教育、娱乐文化服务、房租、建筑材料、维修服务、水电燃料及其他、杂项商品。中国城镇住户调查样本包含1986年至2009年，本文使用的数据涵盖的时间范围是1992年至2001年。考虑到数据完整性及衡量标准的一致性，1991年及以前和2002年及以后的数据被排除在外。根据家庭税前实际收入的百分位数，将样本分为第5-20百分位数、第20-40百分位数、第40-60百分位数、第60-80百分位数和第80-95百分位数五个收入组。其中，第5-20百分位数为低收入组，第40-60百分位数为中等收入组，第80-95百分位数为高收入组。同时，为避免异常值对分析结果造成干扰，删除第5百分位数以下、第95百分位数以上以及其他指标存在异常值的住户数据。3.2收入和消费不平等演变趋势计算高收入组、中等收入组和低收入组相应指标的均值，以高收入组与低收入组的均值比率衡量整体不平等（如图3.1所示），以中等收入组与低收入组的均值比率衡量底端不平等。根据图3.1，从1992年到2001年，家庭总收入和可支配收入的整体不平等程度上升，而消费性支出的不平等程度先上升后下降。其中，高收入组与低收入组可支配收入的比率由1992年的2.69上升至2001年的4.20，消费性支出的比率由1992年的2.40上升至2000年的3.49，随后下降至2001年的3.37。底端不平等方面，中等收入组与低收入组可支配收入的比率由1992年的1.56上升至2001年的1.97，消费性支出的比率由1992年的1.51上升至2000年的1.90，随后下降至2001年的1.79。图3.1收入和消费不平等演变趋势表3.1收入和消费不平等演变趋势1992199319941995199619971998199920002001高收入组与低收入组可支配收入2.693.163.663.383.503.603.733.634.134.20消费性支出2.402.813.132.933.043.233.243.133.493.37中等收入组与低收入组可支配收入1.561.721.871.761.811.841.881.892.011.97消费性支出1.511.651.791.701.721.751.741.751.901.79高收入组与中等收入组可支配收入1.721.841.961.921.941.951.981.922.062.13消费性支出1.591.701.751.731.771.851.851.791.841.89从表3.1还可以看出，在1992-1998年之间，整体收入不平等程度上升大部分由中等收入组与低收入组之间的差距导致；而在1998-2001年，整体收入不平等的波动则主要受高收入组与中等收入组之间收入差距的变化影响。例如，从1998年到1999年，底端收入差距扩大，但由于高收入组与中等收入组之间收入不平等下降幅度较大，最终使整体收入不平等程度降低；而从2000年到2001年，底端收入差距减小，但由于高收入组与中等收入组之间收入差距增加幅度较大，整体收入不平等程度上升。消费支出方面，收入组之间的消费不平等程度低于收入不平等，但整体波动幅度较大。特别需要注意的是，从2000年到2001年，整体收入不平等程度增加，而整体消费不平等程度减少，底端不平等的下降对整体不平等的贡献占比较大。除1995至1999年外，其余年份大部分波动均源于底端不平等。由于表3.1是从调查数据中直接计算获得，未分析不同商品的消费结构差异和消费数据面临的潜在测量误差，结果可能不够准确。为得到相对更加准确的结论，后续分析中将着重考虑这些问题。第4章实证分析4.1计量模型用=1,2,...,表示家庭住户，即中国城镇住户调查（UHS）使用的计量单位；=1,2,...,表示=5个收入组；=1,2,...,表示=24类消费品；表示时间（年份）。用表示家庭在时间对商品的支出；表示家庭h在时间t的商品支出总额，也就是说，=Σ。假设存在测量误差，且误差取决于时间、收入组和商品。用表示真实支出，则有：（4-1）可以被分为以下三个部分：（4-2）具体来说，反映了商品在时间的测量误差（例如，所有家庭可能因忘记他们已经购买了某些商品而漏报或误报消费量）；反映了收入组在时间的测量误差（例如，部分高收入家庭可能少报了某一年的消费性支出）；反映了家庭在时间对商品支出的非系统误差，如与家庭文化、偏好、教育水平和其他异质性造成的误差。假设属于经典测量误差，那么对于给定的和，的均值为零。采用线性对数近似的方法对恩格尔曲线进行处理，假设真实支出的一阶展开满足：（4-3）其中，表示所有家庭在时间对商品的平均支出；描述了时间对在商品上的支出的作用，例如，不同消费品的相对价格变动可能导致家庭调整消费结构；表示商品的总支出弹性；为表示家庭人口特征的虚拟向量，包含户主年龄（25-34、35-44、45-54、55-64、65+）、家庭人口数（1-2、3、4+）、有收入者人数（0-2、3+）。假设每种商品的支出弹性在一定时期内稳定，因此变量不含时间下标。然而，由于样本时间跨度较大，商品的实际弹性可能并不稳定，这一点会在稳健性检验部分做进一步探讨。同时，假设误差项独立于总支出和支出弹性，它反映了消费偏好随时间的变化。基于可观测的调查数据，（4-3）可以写为：（4-4）随机扰动项包括测量误差，家庭异质性和异质性偏好，即：（4-5）公式（4-4）可能存在以下问题。其一，部分家庭在某些商品上没有支出，导致对数处理不再适用。为了避免取0值时无法进行对数转换的情形，在估计中，构建变量≡代替。其二，随机扰动项可能与总支出存在相关性，使该估计方法存在内生性。为了解决内生性问题，参考Aguiar和Bils（2015）的方法，使用收入组虚拟变量和可支配收入的对数作为消费支出总额的工具变量。在第一阶段估计中，本文采用1996-1997年的样本数据，这两年代表1992-2001年的中点。在估计的第二阶段，通过等式（4-3）的反函数对消费不平等进行评估。基于第一阶段的模型和回归结果，根据≡，结合（4-3）式可以得到：（4-6）以低收入组作为参照组，构建变量描述消费不平等。为了计算，需要用商品-时间虚拟变量（对应的回归系数为）、收入-时间虚拟变量（对应的回归系数为）以及第一阶段的估计系数与收入-时间虚拟变量的交互项对进行估计（对应的回归系数为相应的，而消费不平等可以通过不同收入组的相减得到）。由于根据1996和1997年的样本估计得出，随机扰动项与的相关性会产生内生性，导致结果有偏，为防止该问题，在进行第二阶段估计时剔除1996和1997年的样本。同时，相邻年份间的变化受短期经济波动影响较大，因此，以两年为单位，选取1992-1993年、1994-1995年、1998-1999年和2000-2001年四个时期进行研究。需要注意的是，如果高收入群体低估了所有支出，尤其是奢侈品支出，该模型会存在偏差，消费不平等的估计值将偏低；相反，如果高收入群体夸大了他们在奢侈品上的支出，或者低收入群体夸大了他们在必需品上的支出，消费不平等的估计值将偏高。而在现实中，前一种情况发生的概率更高。4.2描述性统计本文以家庭作为分析单位，因为中国城镇住户调查中的消费数据都以家庭为单位，由此根据历年数据最终共得到48763个观测值。对核心变量进行描述性统计，结果参见表4.1。表4.1核心变量描述性统计变量样本数量均值标准差最小值最大值户主年龄4876346.4211.132590家庭人口数487633.140.7719有收入者人数487632.240.6707可支配收入487635217.502987.63110518965实际收入487635237.583007.26111019011消费性支出487634389.452901.67407126543烟草4876399.58155.5303030酒和饮料4876398.39104.9101918在外用餐48763277.67427.5707626其他食品487631552.54814.6808896男女士服装48763291.24400.5605433各式童装4876325.0843.0501844衣着材料4876340.9659.3801088鞋袜帽及其他衣着48763125.91114.2801520衣着加工服务费4876312.7025.800760耐用消费品48763194.76687.11022601其他家庭用品48763122.43227.09014406家庭服务4876333.95180.5507253医疗保健服务4876325.15132.3608364其他医疗支出48763177.93383.17022779交通费4876364.40113.4103680其他交通4876342.79521.04098381通讯48763143.05271.6405110教育48763262.24506.32015780娱乐、文化服务48763216.73480.4609938房租4876384.77164.0205582建筑材料4876353.14389.82014095维修服务4876321.99255.19020133水电、燃料及其他48763219.24182.1802675杂项商品48763202.83423.780471414.3实证结果分析4.3.1支出弹性估计表4.2汇报了24类商品的支出份额和支出弹性估计值。从支出份额来看，在1996至1997年，中国城镇居民在食品（不包括烟草、酒和饮料、在外用餐）支出上占比最高，为38.96%；其次是男女士服装，占比6.85%。OLS回归结果表明，其他食品的支出弹性为0.59，娱乐文化服务支出弹性为2.16，这表明食品（不包括烟草、酒和饮料、在外用餐）的属性为生活必需品，而娱乐文化服务的支出弹性大于1，属于相对奢侈品。在回归中引入工具变量后，TSLS回归结果表明，其他食品支出弹性为0.62，娱乐文化服务的支出弹性为2.07，仍然表明食品（不包括烟草、酒和饮料、在外用餐）为生活必需品，娱乐文化服务为相对奢侈品。表4.2UHS分项消费支出弹性：1996-1997年消费品种类支出份额OLSTSLS支出弹性SE支出弹性SE烟草2.310.540.040.450.04酒和饮料2.250.640.020.600.03其他食品38.960.590.010.620.01水电燃料及其他4.750.580.020.630.02衣着材料1.070.520.030.640.04鞋袜帽及其他衣着3.040.690.020.780.02各式童装0.620.750.040.900.04衣着加工服务费0.370.730.040.920.05其他医疗支出3.521.090.060.920.05房租1.980.820.050.980.06教育5.251.150.051.000.05男女士服装6.850.930.021.100.03医疗保健服务0.481.740.301.140.16其他家庭用品2.821.280.071.190.05通讯2.701.300.051.280.06交通费1.311.290.061.430.06维修服务0.352.690.491.610.31在外用餐5.941.530.041.670.04杂项商品4.271.600.061.680.05家庭服务0.692.550.261.830.16其他交通0.932.240.281.920.21娱乐文化服务4.732.160.092.070.07耐用消费品3.802.870.172.090.11建筑材料1.003.330.402.310.29注：各类消费品支出弹性估计结果均在1%水平上显著。按照支出弹性的大小关系，将24类商品分为相对必需品、相对奢侈品两大类。具体来说，烟草、酒和饮料、其他食品、水电燃料及其他、衣着材料、鞋袜帽及其他衣着、各式童装、衣着加工服务费、其他医疗支出、房租、教育、男女士服装属于生活必需品，而医疗保健服务、其他家庭用品、通讯、交通费、维修服务、在外用餐、杂项商品、家庭服务、其他交通、娱乐文化服务、耐用消费品、建筑材料属于相对奢侈品。表4.3总结了1992至2001年低收入组和高收入组在相对必需品、相对奢侈品上支出份额的变化，直观地比较了不同收入组的消费结构差异及变动。相对必需品方面，低收入组的支出份额始终高于高收入组，且高出约20百分点，主要由食品（不包括烟草、酒和饮料、在外用餐）支出份额的差异导致；相对奢侈品方面，低收入组的支出份额较低，主要由耐用消费品的支出份额差异导致。在变化趋势上，低收入组相对必需品的支出份额呈下降趋势，从1992年的81.79%下降到2001年的75.42%，且主要表现在食品支出份额的下降；相对奢侈品的支出份额则呈上升趋势，从1992年的18.21%上升到2001年的24.58%，主要表现在通讯、在外用餐和交通费支出份额的上升。高收入组相对必需品的支出份额呈下降趋势，从1992年的64.48%下降到2001年的53.69%，且主要表现在食品支出份额的下降；相对奢侈品的支出份额则呈上升趋势，从1992年的35.52%上升到2001年的46.31%，主要表现在通讯、在外用餐和杂项商品支出份额的上升。从分项商品来看，低收入组在食品支出份额上高于高收入组，而在耐用消费品、娱乐文化服务的支出份额上显著小于高收入组。随着时间的推移，二者的整体差距进一步扩大。因此，表4.3体现出高收入组和低收入组消费结构的逐渐改善，即“消费升级”。结合表3.1的消费不平等情况可以发现，消费不平等程度的扩大主要表现在以下两方面：其一，相比于低收入群体，高收入群体相对必需品支出份额的下降速度更快；其二，相比于低收入群体，高收入群体相对奢侈品支出份额的上升速度更快。表4.3相对必需品和相对奢侈品支出份额（1992-2001年）消费品种类1992-19931994-19951996-19971998-19992000-2001低收入组高收入组低收入组高收入组低收入组高收入组低收入组高收入组低收入组高收入组相对必需品烟草4.132.443.251.913.161.753.091.482.701.41酒和饮料3.112.032.761.832.661.792.531.812.271.70其他食品46.8537.8550.5736.2947.7433.0141.7728.2437.0623.06水电燃料及其他4.583.865.303.606.104.126.854.667.684.77衣着材料2.201.691.581.301.200.890.730.470.450.26鞋袜帽及其他衣着3.752.693.592.673.362.582.992.072.802.10各式童装0.990.640.730.570.730.500.680.410.560.37衣着加工服务费0.310.380.300.380.350.350.280.230.150.15其他医疗支出2.501.922.822.653.893.584.254.575.745.10房租1.081.011.301.282.052.012.592.162.372.78教育5.632.795.043.575.454.557.755.298.436.36男女士服装6.667.196.367.085.946.755.745.685.225.63合计81.7964.4883.5963.1282.6261.8979.2457.0875.4253.69相对奢侈品医疗保健服务0.300.380.310.350.470.510.540.760.810.75其他家庭用品2.683.502.423.032.413.082.442.932.613.05通讯0.202.320.733.101.812.882.863.543.865.66交通费0.641.210.681.190.941.571.281.741.622.20维修服务0.180.410.270.530.200.370.261.090.240.86在外用餐4.136.163.516.843.837.614.548.135.438.84杂项商品2.975.392.465.412.825.613.115.923.467.17家庭服务0.400.810.340.910.340.940.401.210.571.26其他交通0.851.500.771.200.591.320.631.710.561.59娱乐文化服务2.926.012.395.622.136.962.667.112.736.58耐用消费品2.316.091.856.911.505.721.326.561.916.83建筑材料0.621.730.701.790.351.540.722.240.781.52合计18.2135.5216.4136.8817.3838.1120.7642.9224.5846.314.3.2消费不平等估计根据表4.2显示的回归结果，娱乐文化服务支出弹性较大，食品（不含烟草、酒和饮料）支出弹性较小。以这两类消费品为代表，如果高收入组比低收入组在相对奢侈品的支出上相比于相对必需品的支出增长速度更快，则表明消费不平等程度在上升。图4.1娱乐文化服务与其他食品支出比例及变化趋势图4.1描绘了1992至2001年高收入群体、低收入群体、城镇住户整体娱乐文化服务支出与其他食品支出比率的变迁态势。可以发现，对高收入群体，二者之比在1992至1999年总体呈上升趋势（从15.77%到28.41%），在1999至2001年变化不大（从28.41%到28.99%）。对于整体和低收入组则分别略有上升（从11.49%到18.69%）和变化较小（从6.77%到7.30%）。在1992至1999年，高收入组支出比例的对数增长58.86%（即ln(28.41/15.77)），低收入组则增长0.26%（即ln(6.79/6.77)）。而在1999至2001年，高收入组支出比例的对数增长2.04%（即ln(28.99/28.41)），低收入组则增长7.29%（即ln(7.30/6.79)）。因此，高收入群体和低收入群体的不平等程度在1992-1999年的增加幅度为40.41%（即(58.86%-0.26%)/(2.07-0.62)），在1999-2001年下降3.62%（即(2.04%-7.29%)/(2.07-0.62)）。而根据表3.1，消费性支出的不平等程度在1992至1999年增加幅度为26.28%（即ln(3.13/2.40)），而在1999至2001年增加7.55%（即ln(3.37/3.13)）。然而，图4.1仅利用其中两种消费品的支出来反映消费不平等，并未体现剩余消费品的支出信息。图4.2和图4.3对此进行了相应补充：图4.2和图4.3的纵轴分别表示1992年和1999年、1999年和2001年之间高收入组和低收入组在各类消费品上的支出增幅差异，根据[ln(x5,j,1999)-ln(x1,j,1999)]-[ln(x5,j,1992)-ln(x1,j,1992)]和[ln(x5,j,2001)-ln(x1,j,2001)]-[ln(x5,j,1999)-ln(x1,j,1999)]两步差分计算得到；横轴为商品1996-1997年的支出弹性。图4.2和图4.3可以直观地反映出高收入组和低收入组的整体消费不平等程度在1992年到1999年上升，在1999年到2001年下降。图4.2消费品相对支出增长（1992-1999年）图4.3消费品相对支出增长（1999-2001年）表4.4汇报了基于等式（4-6）的定量回归结果，即考虑所有消费品后的消费不平等及其演变趋势。第一行（1）至（2）列和（3）至（4）列数字分别代表1992-1993年间高收入与低收入群体、中等收入与低收入群体之间的消费不平等，即和的估计值。第二至四行比较了不同时间段之间消费不平等的变动情况。OLS估计结果显示，1992-1993年的整体消费不平等程度为1.09，且整体消费不平等程度从1992-1993年到1998-1999年上升了0.13，从1998-1999年到2000-2001年下降了0.20。然而，OLS估计对所有消费品赋予了相同权重，忽略了24类消费品的支出份额差异，导致占比较小的消费品对结果造成过度影响，因此OLS估计结果存在一定偏差。为避免该问题，第（2）列和第（4）列以1992年至2001年各类消费品的平均支出份额为权重，重新进行第二阶段回归。WLS结果显示，经过误差修正后，1992-1993年的整体消费不平等程度为0.97，且整体消费不平等程度从1992-1993年到1998-1999年上升了0.12，从1998-1999年到2000-2001年下降了0.03。根据第（4）列结果，可以看出底端不平等程度在1992-1993年和后续变动幅度均较小。因此，中国城镇住户在1992-1993年和1998-1999年之间消费不平等的上升主要来源于高收入群体与中等收入群体消费差距的扩大，而1998-1999年和2000-2001年之间消费不平等的下降则主要来源于底端消费不平等的下降。表4.4消费不平等演变趋势高收入组与低收入组(1)(2)中等收入组与低收入组(3)(4)1992-19931.09***0.97***1992-19930.13***0.19***(0.10)(0.05)(0.04)(0.02)1992-1993/

1994-1995-0.050.09*1992-1993/

1994-1995-0.020.02(0.11)(0.06)(0.05)(0.03)1992-1993/

1998-19990.130.12*1992-1993/

1998-19990.040.05**(0.12)(0.06)(0.05)(0.02)1998-1999/

2000-2001-0.20-0.031998-1999/

2000-2001-0.04-0.04(0.15)(0.07)(0.04)(0.03)回归方法OLSWLS回归方法OLSWLS注：①括号内为bootstrap标准误；②*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01结合分项商品的支出份额差异，可以推断，1992-1993年和1998-1999年之间消费不平等的上升主要来源于娱乐文化服务、耐用消费品和在外用餐消费差距的扩大，而1998-1999年和2000-2001年之间消费不平等的下降主要来源于娱乐文化服务和耐用消费品消费差距的缩小。其中，耐用品消费不平等方面，邹红等人（2013）利用CHNS数据研究发现，改革开放的推进使先富裕起来的高收入组先于低收入组享受到经济增长的成果，而低收入组更多是第一次购买耐用品，导致我国耐用品消费不平等在20世纪90年代初期维持在高位且不断增加。20世纪90年代中期开始，随着收入增速的加快，冰箱、彩电、空调等家用电器全面进入普通家庭，居民开始大规模购买“新三件”替代“老三件”，低收入群体生活水平提高，与高收入群体的福利差距不断缩小。随着高消费阶层和中等消费阶层耐用品逐渐达到饱和，家庭日常耐用品消费不平等在2000年开始下降，在时间趋势上与本文结论较为一致。表4.5给出了对原始数据直接计算得出的收入与不平等程度及其演变趋势，即各收入群体收入和消费支出之比的对数。与表4.4用恩格尔曲线法估计的结果相比，未经误差修正的消费不平等程度在1992-1993年为0.96，可见两种方法在样本初期的差距较小。然而1998-1999年间，利用恩格尔曲线法估计的整体消费不平等程度相对于1992-1993年仅上升0.12，而通过直接测度法计算得出的消费不平等上升了0.19。此外，直接测度法结果显示，消费不平等程度从1998-1999年到2000-2001年略有上升，与第二阶段估计结果不同。由此可见，收入不平等的增长体现在用恩格尔曲线法估计得出的消费不平等上的程度更小。相比之下，调查中城镇住户报告的消费支出总额在趋势上紧随收入不平等，且变动幅度与收入不平等的变动有较高的一致性，但仍小于收入不平等。根据经典消费理论，决策个体可以借助储蓄、借款、政府转移支付、社会保险、慈善机构、信贷市场等渠道降低收入波动造成的影响(Blundell等，2016)，使家庭消费表现出显著的平滑性，导致消费不平等及其变化幅度低于收入不平等。此外，大部分国家的实证结果均显示，收入不平等高于消费不平等且增速较快（Jappelli和Pistaferri，2010）。表4.5收入与消费不平等：直接测度法1992-19931994-19951998-19992000-20011992-1993/1994-19951992-1993/1998-19991998-1999/2000-2001高收入组与低收入组：实际收入2.933.503.674.170.180.220.13可支配收入2.933.503.684.170.180.230.12消费性支出2.623.023.183.430.140.190.08中等收入组与低收入组：实际收入1.641.811.881.990.100.140.05可支配收入1.651.811.891.990.100.140.05消费性支出1.581.731.751.840.090.100.05表4.6给出了收入组测量误差的演变趋势，即和的估计结果。从第四行来看，从1998-1999年到2000-2001年的测量误差变动均为正值，一定意义上解释了直接测度法对1998-1999年到2000-2001年的消费不平等下降幅度的低估。根据第（4）列的结果，1992至1993年的收入形式测量误差为0.16，且在1%水平上显著，表明相对于低收入组，中等收入组高报了消费支出，1992至1993年的底端消费不平等程度被高估。由于高收入组与低收入组的测量误差差异并不显著，说明表4.5中的整体不平等结果相对准确。考虑到现实情况和测量误差估计值的相对性，低收入群体为了领取政府的转移支付及其他社会福利，存在一定的低报动机。因此本文倾向于认为高收入组和低收入组在绝对意义上存在相近程度的低报，导致中等收入组消费支出汇报相对偏高，底端消费不平等被高估，但对整体消费不平等影响较小。表4.6不同收入组测量误差演变趋势高收入组与低收入组(1)(2)中等收入组与低收入组(3)(4)1992-1993-0.080.021992-19930.23***0.16***(0.10)(0.05)(0.04)(0.02)1992-1993/

1994-19950.160.021992-1993/

1994-19950.10**0.04*(0.11)(0.05)(0.05)(0.02)1992-1993/

1998-1999-0.05-0.021992-1993/

1998-1999-0.01-0.01(0.12)(0.05)(0.04)(0.02)1998-1999/

2000-20010.25*0.061998-1999/

2000-20010.070.06**(0.13)(0.06)(0.05)(0.03)回归方法OLSWLS回归方法OLSWLS注：①括号内为bootstrap标准误；②*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01第5章稳健性检验5.1支出弹性检验本文的一个关键假设是商品支出弹性在一定时期内稳定，且模型第一阶段仅使用了1996和1997年的数据。然而，支出弹性可能因商品相对价格及其他属性变化而产生波动。因此，本文选取样本的不同时间点重新估计商品弹性以进行检验。图5.1和图5.2分别给出了1992-1993年、2000-2001年与1996-1997年弹性估计值的散点图。其中，图5.1的拟合线斜率为0.96，t值为6.68，R-squared为0.67，1992-1993年支出弹性与1996-1997年的相关系数为0.82；图5.2的拟合线斜率为0.83，t值为9.13，R-squared为0.79，2000-2001年支出弹性与1996-1997年的相关系数为0.89。因此，可以认为弹性在不同年份之间比较一致。图5.1支出弹性比较：1992-1993年图5.2支出弹性比较：2000-2001年由于模型的第二阶段使用的被解释变量包含第一阶段估计得到的支出弹性，弹性差异会导致估计差异，若弹性波动较小，则表明本文结果较稳健。表5.1列出了第一阶段使用不同年份样本后的具体弹性估计值，其中1992-1993年不同商品间弹性标准差为0.63，1996-1997年为0.54，2000-2001年为0.50，弹性标准差在样本初期较高，且随时间推移呈下降趋势，整体来看数值比较接近，可以认为支出弹性比较稳定。表5.1支出份额和支出弹性比较支出份额（%）支出弹性1996-19971992-19932000-20011996-19971992-19932000-2001烟草2.313.192.050.450.340.38酒和饮料2.252.652.110.600.400.66在外用餐5.945.057.301.671.521.46其他食品38.9641.9128.330.620.610.57男女士服装6.857.675.951.100.940.98各式童装0.620.790.450.900.760.75衣着材料1.072.080.350.640.550.41鞋袜帽及其他衣着3.043.502.470.780.590.75衣着加工服务费0.370.380.160.920.930.83耐用消费品3.804.444.782.091.711.78其他家庭用品2.823.052.741.191.171.06家庭服务0.690.600.911.831.501.69医疗保健服务0.480.360.761.141.080.91其他医疗支出3.522.095.520.920.590.79交通费1.310.931.971.431.481.20其他交通0.931.020.981.921.922.37通讯2.701.214.871.282.761.34教育5.253.817.601.000.590.95娱乐文化服务4.734.665.302.071.631.61房租1.981.042.370.980.741.25建筑材料1.000.941.352.312.231.42维修服务0.350.290.641.611.771.76水电燃料及其他4.754.115.690.630.650.59杂项商品4.274.265.331.681.521.595.2稳健性检验：家庭人口特征相关变量形式计量模型的第一阶段和第二阶段均需要用到包含户主年龄（25-34、35-44、45-54、55-64、65+）、家庭人口数（1-2、3、4+）、有收入者人数（0-2、3+）的虚拟向量。用原始数据替换所有虚拟变量，即在模型第一阶段将等式（4-4）改为，其中表示包含户主年龄、家庭人口数及有收入者人数的向量。在模型第二阶段，根据反函数≡来反推消费不平等。表5.2汇报了虚拟变量改用原始数据后的回归结果。从第（2）列和第（4）列数据可以看出，经过误差修正后，1992-1993年的整体消费不平等程度为0.97，底端消费不平等程度为0.20；整体和底端消费不平等程度从1992-1993年到1998-1999年的上升幅度分别为0.11和0.04，且从1998-1999年到2000-2001年均下降0.03。总体来看，表5.2在结论和数值上与表4.4比较接近，表明结果较为稳健。表5.2消费不平等演变趋势：虚拟变量改用原始数据高收入组与低收入组(1)(2)中等收入组与低收入组(3)(4)1992-19931.09***0.97***1992-19930.14***0.20***(0.10)(0.05)(0.04)(0.02)1992-1993/

1994-1995-0.050.09*1992-1993/

1994-1995-0.020.01(0.11)(0.06)(0.05)(0.03)1992-1993/

1998-19990.130.11*1992-1993/

1998-19990.030.04*(0.14)(0.07)(0.04)(0.02)1998-1999/

2000-2001-0.20-0.031998-1999/

2000-2001-0.02-0.03(0.16)(0.08)(0.05)(0.03)回归方法OLSWLS回归方法OLSWLS注：①括号内为bootstrap标准误；②*p<0.1，**p<0.05，***p<0.015.3稳健性检验：时间段选取从图4.1、图4.2和图4.3均可以直观地观察到中国城镇居民消费不平等程度在1992-1999年上升，在1999-2001年下降。但为了减少短期经济波动的影响，在基准回归第二阶段以两年为一个时期进行研究。选取1992年、1995年、1999年、2001年的样本根据模型第二阶段重新进行估计，结果如表5.3所示。表5.3消费不平等演变趋势：使用单年样本数据高收入组与低收入组(1)(2)中等收入组与低收入组(3)(4)19921.11***0.94***19920.13***0.17***(0.15)(0.07)(0.04)(0.03)1992-1995-0.080.081992-1995-0.050.00(0.18)(0.09)(0.06)(0.03)1992-19990.060.121992-19990.060.07*(0.20)(0.10)(0.06)(0.04)1999-2001-0.12-0.011999-2001-0.12**-0.08**(0.17)(0.10)(0.05)(0.04)回归方法OLSWLS回归方法OLSWLS注：①括号内为bootstrap标准误；②*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01根据第（2）列和第（4）列显示的WLS回归结果，1992年的整体消费不平等程度为0.94，底端消费不平等程度为0.17，略低于表4.4的结果。同时，整体和底端消费不平等程度从1992年到1999年的上升幅度分别为0.12和0.07，从1999年到2001年的下降幅度分别为0.01和0.08。总体来看，将样本改为单年数据对系数影响较小，但显著性有所下降，可见表4.4的结果较为稳健。第6章结论与展望在经济不平等问题上，以往文献大多集中于收入不平等，对消费不平等的探讨大多停留在综述阶段，从微观角度对消费不平等的讨论相对较少。在此背景下，基于收入不平等准确把握中国的消费不平等及其演变，在经济和社会层面均具有重要意义。然而，消费数据在住户调查中很难被精确计算，存在收入群体汇报、消费品测量、时间以及家庭异质性等因素造成的潜在测量误差，由此得到的消费不平等可能不够准确。利用恩格尔曲线比较不同收入组在不同商品上的相对支出，反推消费不平等，可以有效解决该问题。有鉴于此，本文以消费结构作为切入视角，选取中国城镇住户调查数据，用恩格尔曲线法探讨1992年至2001年期间中国城镇住户消费不平等与收入不平等变动趋势的一致性。通过观察各收入群体的支出结构变化，测算不同群体收入差距的增长是否转化为类似的相对消费增长。研究结果表明，在考虑不同收入群体的消费结构差异性并修正测量误差后，中国城镇地区消费不平等在1992-1999年上升，在2000年之后有所缓解，消费不平等的变动主要受不同收入组娱乐文化服务和耐用品消费差距的影响。具体来说，高收入组先于低收入组进行消费升级，导致消费不平等在20世纪90年代初期持续增长。但随着收入增速的加快，低收入人群生活水平改善，且高收入组消费升级逐渐达到饱和，二者消费差距开始缩小。同时，用恩格尔曲线法测算得出的消费不平等在趋势上与收入不平等不完全一致，且大小和变化幅度小于通过直接测度法得到的消费不平等程度。相比之下，调查中城镇住户报告的消费支出总额演变趋势与收入不平等总体一致，但绝对数值上仍小于收入不平等，消费平滑机制可以解释这一现象。群体瞒报层面，相比于低收入组，中等收入组消费支出存在一定程度的高报，导致底端消费不平等程度被高估，而高收入组与低收入组的测量误差差异较小，整体不平等估计结果相对准确。结合现实情况，本文倾向于认为高收入组和低收入组均在绝对意义上存在低报。研究结果有助于对收入与消费不平等程度有更准确的把握，为重新认识中国城镇住户的消费不平等特征及演变状况奠定了基础。从实证分析结果来看，消费不平等的上升主要来源于高收入群体与中等收入群体消费差距的扩大。因此政策方面，应以降低收入和消费差距、提高中等收入与低收入群体的福利水平为抓手，侧重刺激中低阶层的消费结构升级，尤其是在娱乐文化服务和耐用品消费方面建立长效机制，释放居民消费潜力，以改善经济不平等。本文的研究也存在不足和一定的局限性。首先，“城镇住户调查改革研究”课题组（2012）指出，当前住户调查存在如下问题：其一，样本量总体偏小，且样本分布不尽合理，难以从统计学角度有效控制抽样误差；其二，调查指标分类过细，增大了调查户和基层调查员的负担，会对数据质量产生一定程度的负面影响；其三，受记账周期长、日记账过于繁琐、对城镇住户调查认知度较低、高收入群体怕露富等因素影响，居民配合度不高。受数据质量影响，实证结果可能存在一定偏差。在进一步研究中，需要从持久收入、家庭储蓄、借贷市场等方面来探讨测算得到的消费不平等在2000年后与收入不平等变化趋势不一致背后的原因。此外，还需要探究各收入群体在不同地区和不同年龄段的消费结构差异、消费不平等的变动情况以及其中的机制因素，以进一步明确新一轮消费政策重点刺激的地域、出生组等实施重点。插图索引TOC\t"表格题注,6"图3.1收入和消费不平等演变趋势 8TOC\t"表格题注,6"图4.1娱乐文化服务与其他食品支出比例及变化趋势 16TOC\t"表格题注,6"图4.2消费品相对支出增长（1992-1999年） 17TOC\t"表格题注,6"图4.3消费品相对支出增长（1999-2001年） 18TOC\t"表格题注,6"图5.1支出弹性比较：1992-1993年 22TOC\t"表格题注,6"图5.2支出弹性比较：2000-2001年 23表格索引TOC\t"表格题注,6"表3.1收入和消费不平等演变趋势 8TOC\t"表格题注,6"表4.1核心变量描述性统计 12TOC\t"表格题注,6"表4.2UHS分项消费支出弹性：1996-1997年 13TOC\t"表格题注,6"表4.3相对必需品和相对奢侈品支出份额（1992-2001年） 15TOC\t"表格题注,6"表4.4消费不平等演变趋势 19表4.5收入与消费不平等：直接测度法 20表4.6不同收入组测量误差演变趋势 21表5.1支出份额和支出弹性比较 23表5.2消费不平等演变趋势：虚拟变量改用原始数据 25表5.3消费不平等演变趋势：使用单年样本数据 25参考文献Abbott,B.,&Brace,R.(2020).HasconsumptioninequalitymirroredwealthinequalityintheSurveyofConsumerFinances?EconomicsLetters,193,109289.Aguiar,M.,&Bils,M.(2010).HasConsumptionInequalityMirroredIncomeInequality?.In2010MeetingPapers(No.1334).SocietyforEconomicDynamics.Aguiar,M.,&Bils,M.(2015).Hasconsumptioninequalitymirroredincomeinequality?AmericanEconomicReview,105(9),2725-2756.Blundell,R.,Pistaferri,L.,&Preston,I.(2008).Consumptioninequalityandpartialinsurance.AmericanEconomicReview,98(5),1887-1921.Blundell,R.,Pistaferri,L.,&Saporta-Eksten,I.(2016).ConsumptionInequalityandFamilyLaborSupply.AmericanEconomicReview,106,387-435.Blundell,R.,&Preston,I.(1998).ConsumptionInequalityandIncomeUncertainty.TheQuarterlyJournalofEconomics,113,603-640.Cai,F.,Du,Y.,&Wang,M.(2010).EmploymentandinequalityoutcomesinChina.EconomicDevelopmentandCulturalChange,58,385-413.Cai,H.,Chen,Y.,&Zhou,L.A.(2010).IncomeandconsumptioninequalityinurbanChina:1992-2003.EconomicDevelopmentandCulturalChange,58(3),385-413.Deaton,A.,&Paxson,C.(1994).IntertemporalChoiceandInequality.JournalofPoliticalEconomy,102,437-467.Ding,H.,&He,H.(2018).Ataleoftransition:AnempiricalanalysisofeconomicinequalityinurbanChina,1986-2009.ReviewofEconomicDynamics,29,106-137.Fisher,J.D.,Johnson,D.S.,&Smeeding,T.M.(2013).Measuringthetrendsininequalityofindividualsandfamilies:Incomeandconsumption.Ame