燕翔

內(nèi)容摘要：本文研究了高等教育改革對(duì)于城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)的影響。一方面，很多文獻(xiàn)認(rèn)為高校擴(kuò)招增加了家庭的預(yù)期教育支出，由此產(chǎn)生的預(yù)防性儲(chǔ)蓄傾向抑制了居民的消費(fèi)。而另一方面，高校擴(kuò)招可以使家庭成員獲得更多的教育，從而提高了家庭的未來收入預(yù)期。本文通過雙重差分DID方法研究了高校擴(kuò)招對(duì)居民家庭消費(fèi)的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高校擴(kuò)招之后，擁有在讀高中生的家庭消費(fèi)比率非但沒有下降，反而有顯著提高。本文認(rèn)為，高校擴(kuò)招后，預(yù)期收入的增加是影響居民家庭消費(fèi)的主導(dǎo)因素。

關(guān)鍵詞：高校擴(kuò)招 收入預(yù)期 教育回報(bào) 居民消費(fèi)

引言

相對(duì)于西方發(fā)達(dá)國家，我國總需求中居民消費(fèi)比例始終比較低，而且從上世紀(jì)90年代以來，還呈現(xiàn)出不斷下降的趨勢(shì)。很多研究認(rèn)為，這源自于居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)（如施建淮和朱海婷，2004；陳兵，2012等）。

根據(jù)預(yù)防性儲(chǔ)蓄的觀點(diǎn)，人們會(huì)因?yàn)槲磥碇С霾淮_定的增加而更多儲(chǔ)蓄減少當(dāng)期消費(fèi)。20世紀(jì)90年代以來，我國先后進(jìn)行了教育、醫(yī)療和住房等改革。改革的目的是從原來計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下國家包辦的方式轉(zhuǎn)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下通過價(jià)格調(diào)節(jié)相關(guān)資源的配置。改革的結(jié)果是教育、醫(yī)療、住房等支出從完全由政府出資轉(zhuǎn)變?yōu)榧彝プ孕谐袚?dān)。相關(guān)的研究也證實(shí)了，在教育（楊汝岱和陳斌開，2009）、養(yǎng)老（白重恩、吳斌珍和金燁，2012）、醫(yī)療（白重恩、李宏彬和吳斌珍，2012）等領(lǐng)域的改革中，預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)對(duì)于居民的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為具有重要影響。

我國從1999年開始了高等教育改革。改革主要措施包括兩項(xiàng)，一是大規(guī)模擴(kuò)招，二是高校教育開始實(shí)行收費(fèi)制度。顯然，改革之后，居民家庭未來的教育支出預(yù)期顯著提高了，根據(jù)預(yù)防性儲(chǔ)蓄，這會(huì)減少家庭的當(dāng)期消費(fèi)。然而，高校擴(kuò)招同時(shí)也極大地提高了接受高等教育的機(jī)會(huì)，提高了未來的教育程度，從而增加了未來的預(yù)期收入。在永久收入假說下，未來預(yù)期收入的增加會(huì)提高居民的當(dāng)期消費(fèi)。因此，有理由認(rèn)為居民家庭會(huì)因?yàn)槲磥眍A(yù)期收入的提高而增加當(dāng)期消費(fèi)。

一方面是預(yù)期教育支出的增加導(dǎo)致家庭儲(chǔ)蓄的增加和當(dāng)期消費(fèi)的減少，而另一方面是未來預(yù)期收入的增加導(dǎo)致的當(dāng)期消費(fèi)增加，那么高校擴(kuò)招對(duì)于居民家庭消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為的凈影響如何？這是一個(gè)需要通過數(shù)據(jù)實(shí)證來回答的問題。

本文使用CHIP1995和CHIP2002的城鎮(zhèn)家庭數(shù)據(jù)，通過雙重差分（Difference in Difference，DID）方法，研究了高校擴(kuò)招對(duì)于居民家庭消費(fèi)行為的影響。本文的結(jié)果表明，高校擴(kuò)招之后，擁有在讀高中生的家庭其消費(fèi)比率有顯著提高。這說明，高校擴(kuò)招后，預(yù)期收入的增加是影響居民家庭消費(fèi)的主導(dǎo)因素。

制度背景與計(jì)量模型策略

（一）高校擴(kuò)招的制度背景

中國的高等教育改革開始于1999年，也有人稱之為高校擴(kuò)招元年。高等教育改革最重要的措施有兩項(xiàng)，首先，大幅度擴(kuò)大了高等學(xué)校的招生規(guī)模，當(dāng)年高校擴(kuò)招了近50%，從1998年的108萬人上升到160萬人。隨后，高校招生人數(shù)逐年擴(kuò)大，到2010年，全國高校招生人數(shù)達(dá)到657萬人，與1998年相比擴(kuò)招了近6倍，與恢復(fù)高考時(shí)相比，擴(kuò)招了近25倍。其次，高校改革了原來的學(xué)費(fèi)制度，政府不再無償提供高等教育，轉(zhuǎn)而由大學(xué)生自行支付學(xué)費(fèi)。

區(qū)別于西方國家，中國的高等院校多為政府管理的公立學(xué)校，而每一所高校每年的具體招生人數(shù)需要經(jīng)過有關(guān)政府管理部門的批準(zhǔn)。而且，至少到目前為止，中國的高等教育仍處于供不應(yīng)求的狀況，高等學(xué)校的招生人數(shù)幾乎等同于最后的錄取人數(shù)。這也就是說，對(duì)于每一個(gè)家庭，其適齡孩子能否接受高等教育的概率是外生給定的，并不是家庭自身選擇的結(jié)果。

同時(shí)，由于中國戶口制度的存在，我國的高等院校招生在本科和?？齐A段并不是全國統(tǒng)一招生，而是以省一級(jí)行政區(qū)域進(jìn)行招生。各地高等院校會(huì)將相當(dāng)多的招生名額留在本省。所以，在同一年度內(nèi)，各個(gè)地方的考生被高校錄取的概率也是不同的。這一制度的存在，為我們區(qū)分上述DID結(jié)果中的年度效應(yīng)和高校擴(kuò)招效應(yīng)提供了機(jī)會(huì)。

（二）控制組與對(duì)照組選擇

根據(jù)上述制度背景，本文采取了雙重差分的計(jì)量方法來識(shí)別高校擴(kuò)招對(duì)于家庭消費(fèi)的影響。利用DID方法，首先我們需要做得是定義受到高校擴(kuò)招影響的控制組（treatment group），以及沒有受到高校擴(kuò)招影響的對(duì)照組（control group）。高校擴(kuò)招之后，受影響最大的莫過于是高中生了，他們繼續(xù)升學(xué)的概率被大大增加了。由此，我們認(rèn)定這些擁有高中生的家庭，其消費(fèi)行為也會(huì)受到高校擴(kuò)招的影響?；诖耍疚亩x的控制組為擁有在讀高中生的家庭。

而我們對(duì)于對(duì)照組的選擇，就是那些既沒有在讀高中生也沒有在讀大學(xué)生的家庭。我們認(rèn)為這樣做的合理性主要在于：第一，對(duì)于其他有在讀小學(xué)和初中學(xué)生的家庭而言，由于他們的孩子離升上大學(xué)還有很長的時(shí)間，高校擴(kuò)招對(duì)于其家庭預(yù)期的影響相對(duì)很小。第二，由于我國實(shí)行的是九年制義務(wù)教育，這一政策在我們的樣本期間內(nèi)并沒有改變，因此在高校擴(kuò)招前后，擁有在讀小學(xué)生和初中生家庭的實(shí)際教育支出是相對(duì)一致的。

（三）數(shù)據(jù)來源及主要變量

本文使用的是中國家庭收入項(xiàng)目調(diào)查（CHIP）1995年和2002年的城鎮(zhèn)家庭數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度覆蓋了高校擴(kuò)招前和擴(kuò)招后。

本文的主要被解釋變量是家庭消費(fèi)比率，即家庭的消費(fèi)性支出除以家庭收入。本文所定義的“消費(fèi)性支出”包括食品類、衣著類、通信交通、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、雜項(xiàng)商品和服務(wù)支出，不包括醫(yī)療保健、教育文化娛樂服務(wù)、居住。這種對(duì)于消費(fèi)的認(rèn)定方法與其他文獻(xiàn)是相一致的。對(duì)于居民“家庭收入”，我們認(rèn)定的是其總收入，也就是包括工資薪金、離退休收入、轉(zhuǎn)移收入等在內(nèi)的所有收入。

此外在后續(xù)的計(jì)量分析中，本文還需要控制一系列家庭的基本特征。我們考慮的家庭基本特征主要包括：戶主年齡、戶主性別、家庭平均人口數(shù)、家庭收入的對(duì)數(shù)等。endprint

雙重差分實(shí)證結(jié)果

（一）控制組與對(duì)照組消費(fèi)行為差異變化

本文首先考察了高校擴(kuò)招前后控制組與對(duì)照組無條件的消費(fèi)差異變化，也就是在不控制任何家庭特征變量時(shí)兩者差異的變化。

表 1報(bào)告了利用DID方法分析的基本結(jié)果。從中我們注意到以下幾點(diǎn)：

第一，無論是控制組還是對(duì)照組，相比于1995年，2002年所有家庭的消費(fèi)比率都有很明顯的下降。

第二，對(duì)于擁有在讀高中生的家庭，其消費(fèi)比率從1995年到2002年雖然也是顯著下降的。但相對(duì)于對(duì)照組家庭而言，其消費(fèi)比率卻上升了4.27%。這說明控制組家庭沒有簡(jiǎn)單地因?yàn)轭A(yù)防性儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)而減少家庭消費(fèi)，相反，由于預(yù)期收入的增加，其當(dāng)期消費(fèi)反而上升了。

（二）計(jì)量模型設(shè)定及實(shí)證結(jié)果

表 1反映的是從1995年到2002年控制組和對(duì)照組家庭消費(fèi)比率的變化。然而，單從表 1我們并不能從年度效應(yīng)中區(qū)分出是受高校擴(kuò)招的影響，還是受其他因素的影響。本文將使用各地高考錄取率的變化來度量高校擴(kuò)招的影響，同時(shí)對(duì)一些主要的家庭特征變量進(jìn)行控制，從而可以得到更加精確的估計(jì)。

我們?cè)O(shè)定的基本計(jì)量模型如下：

yidt=α+β1I2002+β2Highschoolidt+β3 Highschoolidt×Colratedt×I2002+Xγ+μd+idt

其中，yidt表示第i個(gè)家庭在d地區(qū)在t年（t=1995，2002）的家庭消費(fèi)比率。是年度虛擬變量（I2002=1，t=2002）。Highschoolidt=1如果在t年第i個(gè)家庭擁有在讀高中生，否則等于0。Colratedt表示在t年d地區(qū)的高校錄取率。X是一組控制變量，包括戶主年齡、戶主性別、家庭人口數(shù)、家庭平均年齡、家庭收入對(duì)數(shù)等。μd是地區(qū)變量。

其中，β1反映了從1995年到2002年的年度效應(yīng)。β2反映了高中生家庭本身的消費(fèi)行為特點(diǎn)，這包括孩子在外讀書、營養(yǎng)需求等各種因素。β3是我們關(guān)心的主要參數(shù)，反映的是高校擴(kuò)招對(duì)于擁有高中生家庭消費(fèi)行為的影響。如果預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)是影響家庭消費(fèi)的主要因素，那么預(yù)計(jì)β3<0。相反，如果預(yù)期收入增加是影響家庭消費(fèi)的主要因素，則會(huì)有β3>0，說明擁有在讀高中生家庭在高校擴(kuò)招后的消費(fèi)比率提高了。

表 2報(bào)告了模型（1）的回歸結(jié)果。列（1）至列（3）分別為改變控制變量X的回歸結(jié)果。從表 2中可以發(fā)現(xiàn)：

第一，趨勢(shì)性的年度效應(yīng)非常明顯。從1995年到2002年間，我國居民家庭的總體消費(fèi)比率下降了約21.6%。

第二，對(duì)于擁有在讀高中生的家庭而言。首先，在1995年擁有在讀高中生家庭的消費(fèi)比率就比對(duì)照組低約2.5%。其次，我們主要關(guān)心的參數(shù)表現(xiàn)出顯著為正。這說明，在2002年高校擴(kuò)招之后，擁有在讀高中生家庭的消費(fèi)比率相對(duì)顯著提高。由于我們已經(jīng)使用地區(qū)的高校錄取率將年度因素進(jìn)行了剔除，我們認(rèn)為這部分消費(fèi)比率的提高源自于高校擴(kuò)招帶來的未來預(yù)期收入的提高。

綜合表 1和表 2的結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)高校擴(kuò)招之后擁有在讀高中生家庭的消費(fèi)比率相對(duì)顯著提高，而這部分消費(fèi)比率的提高正是來自于地區(qū)高等院校錄取率的上升。因此，高校擴(kuò)招后，預(yù)期收入的增加是影響居民家庭消費(fèi)的主導(dǎo)因素。

結(jié)論

本文通過雙重差分方法，研究了高校擴(kuò)招對(duì)于居民家庭消費(fèi)行為的影響。高校擴(kuò)招會(huì)通過兩個(gè)方面來影響家庭的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為。一方面，家庭會(huì)因?yàn)轭A(yù)防性儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)而減少當(dāng)期消費(fèi)。另一方面，高校擴(kuò)招增加了家庭成員接受高等教育的機(jī)會(huì)，從而提高了家庭未來的預(yù)期收入水平。

本文的結(jié)果顯示，高校擴(kuò)招后，擁有在讀高中生家庭的消費(fèi)比率比擴(kuò)招前有了顯著提高，這說明預(yù)期收入的提高是影響家庭消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為的主要因素。基于此，本文給出如下的政策建議：第一，不能簡(jiǎn)單地認(rèn)為高校擴(kuò)招是造成我國近年來消費(fèi)比率下降的原因。提高居民家庭的消費(fèi)比率需要發(fā)掘更深層次的原因。第二，高校擴(kuò)招提高了教育水平，增加了未來收入，這一政策應(yīng)當(dāng)予以堅(jiān)持。不斷提高居民家庭的未來收入水平是提高消費(fèi)的根本途徑。

參考文獻(xiàn)：

1.白重恩，李宏彬，吳斌珍.醫(yī)療保險(xiǎn)與消費(fèi)：來自新型農(nóng)村合作醫(yī)療的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2012（02）

2.白重恩，吳斌珍，金燁.中國養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)對(duì)消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的影響[J].中國社會(huì)科學(xué)，2012 （08）

3.陳兵.中國城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)度估計(jì)[J].上海金融，2012（10）

4.施建淮，朱海婷.中國城市居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄及預(yù)防性動(dòng)機(jī)強(qiáng)度：1999-2003[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004 （10）

5.楊汝岱，陳斌開. 高等教育改革、預(yù)防性儲(chǔ)蓄與居民消費(fèi)行為[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009 （08）endprint

雙重差分實(shí)證結(jié)果

（一）控制組與對(duì)照組消費(fèi)行為差異變化

本文首先考察了高校擴(kuò)招前后控制組與對(duì)照組無條件的消費(fèi)差異變化，也就是在不控制任何家庭特征變量時(shí)兩者差異的變化。

表 1報(bào)告了利用DID方法分析的基本結(jié)果。從中我們注意到以下幾點(diǎn)：

第一，無論是控制組還是對(duì)照組，相比于1995年，2002年所有家庭的消費(fèi)比率都有很明顯的下降。

第二，對(duì)于擁有在讀高中生的家庭，其消費(fèi)比率從1995年到2002年雖然也是顯著下降的。但相對(duì)于對(duì)照組家庭而言，其消費(fèi)比率卻上升了4.27%。這說明控制組家庭沒有簡(jiǎn)單地因?yàn)轭A(yù)防性儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)而減少家庭消費(fèi)，相反，由于預(yù)期收入的增加，其當(dāng)期消費(fèi)反而上升了。

（二）計(jì)量模型設(shè)定及實(shí)證結(jié)果

表 1反映的是從1995年到2002年控制組和對(duì)照組家庭消費(fèi)比率的變化。然而，單從表 1我們并不能從年度效應(yīng)中區(qū)分出是受高校擴(kuò)招的影響，還是受其他因素的影響。本文將使用各地高考錄取率的變化來度量高校擴(kuò)招的影響，同時(shí)對(duì)一些主要的家庭特征變量進(jìn)行控制，從而可以得到更加精確的估計(jì)。

我們?cè)O(shè)定的基本計(jì)量模型如下：

yidt=α+β1I2002+β2Highschoolidt+β3 Highschoolidt×Colratedt×I2002+Xγ+μd+idt

其中，yidt表示第i個(gè)家庭在d地區(qū)在t年（t=1995，2002）的家庭消費(fèi)比率。是年度虛擬變量（I2002=1，t=2002）。Highschoolidt=1如果在t年第i個(gè)家庭擁有在讀高中生，否則等于0。Colratedt表示在t年d地區(qū)的高校錄取率。X是一組控制變量，包括戶主年齡、戶主性別、家庭人口數(shù)、家庭平均年齡、家庭收入對(duì)數(shù)等。μd是地區(qū)變量。

其中，β1反映了從1995年到2002年的年度效應(yīng)。β2反映了高中生家庭本身的消費(fèi)行為特點(diǎn)，這包括孩子在外讀書、營養(yǎng)需求等各種因素。β3是我們關(guān)心的主要參數(shù)，反映的是高校擴(kuò)招對(duì)于擁有高中生家庭消費(fèi)行為的影響。如果預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)是影響家庭消費(fèi)的主要因素，那么預(yù)計(jì)β3<0。相反，如果預(yù)期收入增加是影響家庭消費(fèi)的主要因素，則會(huì)有β3>0，說明擁有在讀高中生家庭在高校擴(kuò)招后的消費(fèi)比率提高了。

表 2報(bào)告了模型（1）的回歸結(jié)果。列（1）至列（3）分別為改變控制變量X的回歸結(jié)果。從表 2中可以發(fā)現(xiàn)：

第一，趨勢(shì)性的年度效應(yīng)非常明顯。從1995年到2002年間，我國居民家庭的總體消費(fèi)比率下降了約21.6%。

第二，對(duì)于擁有在讀高中生的家庭而言。首先，在1995年擁有在讀高中生家庭的消費(fèi)比率就比對(duì)照組低約2.5%。其次，我們主要關(guān)心的參數(shù)表現(xiàn)出顯著為正。這說明，在2002年高校擴(kuò)招之后，擁有在讀高中生家庭的消費(fèi)比率相對(duì)顯著提高。由于我們已經(jīng)使用地區(qū)的高校錄取率將年度因素進(jìn)行了剔除，我們認(rèn)為這部分消費(fèi)比率的提高源自于高校擴(kuò)招帶來的未來預(yù)期收入的提高。

綜合表 1和表 2的結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)高校擴(kuò)招之后擁有在讀高中生家庭的消費(fèi)比率相對(duì)顯著提高，而這部分消費(fèi)比率的提高正是來自于地區(qū)高等院校錄取率的上升。因此，高校擴(kuò)招后，預(yù)期收入的增加是影響居民家庭消費(fèi)的主導(dǎo)因素。

結(jié)論

本文通過雙重差分方法，研究了高校擴(kuò)招對(duì)于居民家庭消費(fèi)行為的影響。高校擴(kuò)招會(huì)通過兩個(gè)方面來影響家庭的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為。一方面，家庭會(huì)因?yàn)轭A(yù)防性儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)而減少當(dāng)期消費(fèi)。另一方面，高校擴(kuò)招增加了家庭成員接受高等教育的機(jī)會(huì)，從而提高了家庭未來的預(yù)期收入水平。

本文的結(jié)果顯示，高校擴(kuò)招后，擁有在讀高中生家庭的消費(fèi)比率比擴(kuò)招前有了顯著提高，這說明預(yù)期收入的提高是影響家庭消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為的主要因素。基于此，本文給出如下的政策建議：第一，不能簡(jiǎn)單地認(rèn)為高校擴(kuò)招是造成我國近年來消費(fèi)比率下降的原因。提高居民家庭的消費(fèi)比率需要發(fā)掘更深層次的原因。第二，高校擴(kuò)招提高了教育水平，增加了未來收入，這一政策應(yīng)當(dāng)予以堅(jiān)持。不斷提高居民家庭的未來收入水平是提高消費(fèi)的根本途徑。

參考文獻(xiàn)：

1.白重恩，李宏彬，吳斌珍.醫(yī)療保險(xiǎn)與消費(fèi)：來自新型農(nóng)村合作醫(yī)療的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2012（02）

2.白重恩，吳斌珍，金燁.中國養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)對(duì)消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的影響[J].中國社會(huì)科學(xué)，2012 （08）

3.陳兵.中國城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)度估計(jì)[J].上海金融，2012（10）

4.施建淮，朱海婷.中國城市居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄及預(yù)防性動(dòng)機(jī)強(qiáng)度：1999-2003[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004 （10）

5.楊汝岱，陳斌開. 高等教育改革、預(yù)防性儲(chǔ)蓄與居民消費(fèi)行為[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009 （08）endprint

雙重差分實(shí)證結(jié)果

（一）控制組與對(duì)照組消費(fèi)行為差異變化

本文首先考察了高校擴(kuò)招前后控制組與對(duì)照組無條件的消費(fèi)差異變化，也就是在不控制任何家庭特征變量時(shí)兩者差異的變化。

表 1報(bào)告了利用DID方法分析的基本結(jié)果。從中我們注意到以下幾點(diǎn)：

第一，無論是控制組還是對(duì)照組，相比于1995年，2002年所有家庭的消費(fèi)比率都有很明顯的下降。

第二，對(duì)于擁有在讀高中生的家庭，其消費(fèi)比率從1995年到2002年雖然也是顯著下降的。但相對(duì)于對(duì)照組家庭而言，其消費(fèi)比率卻上升了4.27%。這說明控制組家庭沒有簡(jiǎn)單地因?yàn)轭A(yù)防性儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)而減少家庭消費(fèi)，相反，由于預(yù)期收入的增加，其當(dāng)期消費(fèi)反而上升了。

（二）計(jì)量模型設(shè)定及實(shí)證結(jié)果

表 1反映的是從1995年到2002年控制組和對(duì)照組家庭消費(fèi)比率的變化。然而，單從表 1我們并不能從年度效應(yīng)中區(qū)分出是受高校擴(kuò)招的影響，還是受其他因素的影響。本文將使用各地高考錄取率的變化來度量高校擴(kuò)招的影響，同時(shí)對(duì)一些主要的家庭特征變量進(jìn)行控制，從而可以得到更加精確的估計(jì)。

我們?cè)O(shè)定的基本計(jì)量模型如下：

yidt=α+β1I2002+β2Highschoolidt+β3 Highschoolidt×Colratedt×I2002+Xγ+μd+idt

其中，yidt表示第i個(gè)家庭在d地區(qū)在t年（t=1995，2002）的家庭消費(fèi)比率。是年度虛擬變量（I2002=1，t=2002）。Highschoolidt=1如果在t年第i個(gè)家庭擁有在讀高中生，否則等于0。Colratedt表示在t年d地區(qū)的高校錄取率。X是一組控制變量，包括戶主年齡、戶主性別、家庭人口數(shù)、家庭平均年齡、家庭收入對(duì)數(shù)等。μd是地區(qū)變量。

其中，β1反映了從1995年到2002年的年度效應(yīng)。β2反映了高中生家庭本身的消費(fèi)行為特點(diǎn)，這包括孩子在外讀書、營養(yǎng)需求等各種因素。β3是我們關(guān)心的主要參數(shù)，反映的是高校擴(kuò)招對(duì)于擁有高中生家庭消費(fèi)行為的影響。如果預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)是影響家庭消費(fèi)的主要因素，那么預(yù)計(jì)β3<0。相反，如果預(yù)期收入增加是影響家庭消費(fèi)的主要因素，則會(huì)有β3>0，說明擁有在讀高中生家庭在高校擴(kuò)招后的消費(fèi)比率提高了。

表 2報(bào)告了模型（1）的回歸結(jié)果。列（1）至列（3）分別為改變控制變量X的回歸結(jié)果。從表 2中可以發(fā)現(xiàn)：

第一，趨勢(shì)性的年度效應(yīng)非常明顯。從1995年到2002年間，我國居民家庭的總體消費(fèi)比率下降了約21.6%。

第二，對(duì)于擁有在讀高中生的家庭而言。首先，在1995年擁有在讀高中生家庭的消費(fèi)比率就比對(duì)照組低約2.5%。其次，我們主要關(guān)心的參數(shù)表現(xiàn)出顯著為正。這說明，在2002年高校擴(kuò)招之后，擁有在讀高中生家庭的消費(fèi)比率相對(duì)顯著提高。由于我們已經(jīng)使用地區(qū)的高校錄取率將年度因素進(jìn)行了剔除，我們認(rèn)為這部分消費(fèi)比率的提高源自于高校擴(kuò)招帶來的未來預(yù)期收入的提高。

綜合表 1和表 2的結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)高校擴(kuò)招之后擁有在讀高中生家庭的消費(fèi)比率相對(duì)顯著提高，而這部分消費(fèi)比率的提高正是來自于地區(qū)高等院校錄取率的上升。因此，高校擴(kuò)招后，預(yù)期收入的增加是影響居民家庭消費(fèi)的主導(dǎo)因素。

結(jié)論

本文通過雙重差分方法，研究了高校擴(kuò)招對(duì)于居民家庭消費(fèi)行為的影響。高校擴(kuò)招會(huì)通過兩個(gè)方面來影響家庭的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為。一方面，家庭會(huì)因?yàn)轭A(yù)防性儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)而減少當(dāng)期消費(fèi)。另一方面，高校擴(kuò)招增加了家庭成員接受高等教育的機(jī)會(huì)，從而提高了家庭未來的預(yù)期收入水平。

本文的結(jié)果顯示，高校擴(kuò)招后，擁有在讀高中生家庭的消費(fèi)比率比擴(kuò)招前有了顯著提高，這說明預(yù)期收入的提高是影響家庭消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為的主要因素?；诖?，本文給出如下的政策建議：第一，不能簡(jiǎn)單地認(rèn)為高校擴(kuò)招是造成我國近年來消費(fèi)比率下降的原因。提高居民家庭的消費(fèi)比率需要發(fā)掘更深層次的原因。第二，高校擴(kuò)招提高了教育水平，增加了未來收入，這一政策應(yīng)當(dāng)予以堅(jiān)持。不斷提高居民家庭的未來收入水平是提高消費(fèi)的根本途徑。

參考文獻(xiàn)：

1.白重恩，李宏彬，吳斌珍.醫(yī)療保險(xiǎn)與消費(fèi)：來自新型農(nóng)村合作醫(yī)療的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2012（02）

2.白重恩，吳斌珍，金燁.中國養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)對(duì)消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的影響[J].中國社會(huì)科學(xué)，2012 （08）

3.陳兵.中國城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)度估計(jì)[J].上海金融，2012（10）

4.施建淮，朱海婷.中國城市居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄及預(yù)防性動(dòng)機(jī)強(qiáng)度：1999-2003[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004 （10）

5.楊汝岱，陳斌開. 高等教育改革、預(yù)防性儲(chǔ)蓄與居民消費(fèi)行為[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009 （08）endprint