元惠連 夏慶杰 王志偉

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中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求分析

元惠連 夏慶杰 王志偉

（北京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 北京 100871）

本文使用1995年和2002年的CHIP微觀數(shù)據(jù)和QUAIDS模型考察了中國(guó)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)行為與需求結(jié)構(gòu)的變化。隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，城鎮(zhèn)居民收入逐漸提高，家庭消費(fèi)規(guī)模也穩(wěn)步增加，但是收入增長(zhǎng)率低于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，消費(fèi)增長(zhǎng)率又低于收入增長(zhǎng)率，消費(fèi)需求不足較為突出。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)在升級(jí)過(guò)程中，食品、衣著等基本生活需求的消費(fèi)比重下降，醫(yī)療保健、交通和通訊、教育娛樂(lè)文化服務(wù)和居住的比重明顯上升。從變化趨勢(shì)來(lái)看，正如生命周期理論和預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄理論所說(shuō)，醫(yī)療、子女教育、購(gòu)房的負(fù)擔(dān)越來(lái)越重，這些負(fù)擔(dān)不利于促進(jìn)居民消費(fèi)。

中國(guó) 城鎮(zhèn)居民消費(fèi) QUAIDS 非線性模型

一、引 言

世紀(jì)之交前后的中國(guó)經(jīng)濟(jì)體制改革奠定了中國(guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的基礎(chǔ)，也導(dǎo)致中國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)生活各方面的巨大變化。在這一特別時(shí)期，中國(guó)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)需求是否發(fā)生了變化？發(fā)生了何種變化？本文使用中國(guó)家庭收入項(xiàng)目數(shù)據(jù)（CHIP）中的城鎮(zhèn)隨機(jī)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析。

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和發(fā)展，居民消費(fèi)的重要性不斷增加。但是，對(duì)中國(guó)家庭消費(fèi)的研究還不盡人意。就現(xiàn)存文獻(xiàn)來(lái)看，較多集中于宏觀層面，使用從生命周期理論到目前的流動(dòng)性約束、預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄理論等理論研究中國(guó)的儲(chǔ)蓄和消費(fèi)問(wèn)題。近年來(lái)，使用入戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)研究中國(guó)居民消費(fèi)的文獻(xiàn)在不斷增加。但也基本是在考察影響家庭消費(fèi)的因素，如預(yù)算約束、生命周期假說(shuō)、永久收入假說(shuō)等，還很少見(jiàn)到對(duì)家庭各大類(lèi)消費(fèi)項(xiàng)目如食品、衣著、家庭生活用品、旅游等具體項(xiàng)目的考察。事實(shí)上，不同類(lèi)家庭（收入、家庭人口結(jié)構(gòu)等方面的差別）在各大類(lèi)消費(fèi)上的消費(fèi)行為是不同的。只有弄清楚影響家庭各類(lèi)消費(fèi)的主要因素，政策制定者才能夠制定出影響消費(fèi)的恰當(dāng)政策。

從研究方法上來(lái)看，能夠?qū)用窦彝?nèi)部各類(lèi)消費(fèi)進(jìn)行數(shù)量分析研究的主要是Deaton和Muellbauer（1980）提出的近乎理想的需求系統(tǒng)模型（Almost Ideal Demand System, 以下簡(jiǎn)稱(chēng)為AIDS模型），Banks, Blundell和Lewbel（1997）提出的加入家庭消費(fèi)總量對(duì)數(shù)平方項(xiàng)的AIDS模型（Quadratic Almost Ideal Demand System, 以下簡(jiǎn)稱(chēng)為QUAIDS模型），以及增加了家庭人口特征變量的QUAIDS模型（Poi, 2002）。AIDS模型和QUAIDS模型均屬于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的結(jié)構(gòu)方程模型，需要使用聯(lián)立方程形式和非線性方法進(jìn)行統(tǒng)計(jì)回歸估計(jì)（QUAIDS模型是非線性模型）。我們使用的是中國(guó)家庭收入項(xiàng)目（CHIP）的城鎮(zhèn)隨機(jī)抽樣入戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)既有家庭人口統(tǒng)計(jì)變量，又有按中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)分類(lèi)的家庭消費(fèi)項(xiàng)目，即食品煙酒、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通通訊、教育文化娛樂(lè)及服務(wù)、居住、雜項(xiàng)商品和服務(wù)等八類(lèi)。由于獲取最新數(shù)據(jù)上的困難，本文只使用CHIP1995和2002年城鎮(zhèn)入戶(hù)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，考察世紀(jì)之交前后中國(guó)城鎮(zhèn)家庭各主要項(xiàng)目的影響因素及其價(jià)格效應(yīng)。

本文第二部分概述家庭消費(fèi)理論和計(jì)量方法的發(fā)展和現(xiàn)狀；第三部分介紹數(shù)據(jù)；第四部分為家庭消費(fèi)的描述性統(tǒng)計(jì)和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果；第五部分為總結(jié)。

二、消費(fèi)者需求理論和計(jì)量模型

AIDS和QUAIDS模型。Deaton和Muellbauer（1980）從獨(dú)立于價(jià)格的一般對(duì)數(shù)形式（Price Independent Generalized LOG，以下簡(jiǎn)稱(chēng)PIGLOG）的支出函數(shù)出發(fā)提出了需求模型。根據(jù)Muellbauer（1975, 1976）提出的定理，不同消費(fèi)者的需求可以準(zhǔn)確加總而代表市場(chǎng)需求，就像市場(chǎng)需求是一個(gè)具有代表性的理性消費(fèi)者的決定。消費(fèi)者們的偏好可以通過(guò)消費(fèi)支出函數(shù)來(lái)表示，該消費(fèi)支出函數(shù)在給定價(jià)格情況下定義了達(dá)到特定效用水平的最低必要消費(fèi)開(kāi)支額度。Deaton和Muellbauer把PIGLOG定義為：

其中在效用u和價(jià)格向量p給定情況下的最低消費(fèi)開(kāi)支函數(shù)為c（u,p），效用u介于0（生存型效用水平）和1（享受型效用水平），因而正的線性齊次函數(shù)a（p）和b（p）可以分別表示生存型消費(fèi)成本和享受型消費(fèi)成本。在界定了和的函數(shù)形式后，根據(jù)謝法德（Shephard）引理推導(dǎo)出了近乎理想的需求系統(tǒng)（Almost Ideal Demand System，以下簡(jiǎn)稱(chēng)AIDS）：

AIDS模型假設(shè)恩格爾曲線是線性的。然而不少實(shí)證研究結(jié)果表明部分商品的恩格爾關(guān)系并不是線性的。為此，Banks, Blundell和Lewbel（1997）提出了包括家庭消費(fèi)總支出對(duì)數(shù)二次項(xiàng)的AIDS模型（Quadratic AIDS, 以下簡(jiǎn)稱(chēng)QUAIDS）。QUAIDS模型包含AIDS模型的具有PIGLOG特征的間接效用函數(shù)：

其中，lnV（p, m）為間接效用函數(shù)，p為價(jià)格向量，m為總支出，lna（p）為對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換函數(shù)（translog function）：；b（p）為Cobb– Douglas價(jià)格加總：；l為以?xún)r(jià)格向量p為自變量、且可微的齊次函數(shù)：。通過(guò)Roy（1947）恒等式（Roy’s Identity），家庭消費(fèi)份額wi可以表述為：

為了分析家庭人口特征對(duì)各消費(fèi)需求的影響，在Ray（1983）提出的包括家庭特征的需求模型基礎(chǔ)上，Poi（2002）在QUAIDS模型中增加了家庭人口特征變量。由于QUAIDS模型的目的是考慮非線性情形，因而包括家庭特征的QUAIDS模型表述如下：

包含家庭特征的QUAIDS模型的彈性。包括家庭特征的需求模型的彈性跟QUAIDS模型一樣，可以分別用支出對(duì)數(shù)和價(jià)格對(duì)數(shù)微分計(jì)算得出。支出彈性為

價(jià)格彈性為

三、數(shù) 據(jù)

本文以中國(guó)家庭收入項(xiàng)目（Chinese Household Income Project, CHIP）中的1995年、2002年的城鎮(zhèn)家庭入戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)。CHIP 入戶(hù)調(diào)查是由研究中國(guó)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題的國(guó)際學(xué)者和中國(guó)社會(huì)科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所的研究人員設(shè)計(jì)，樣本采用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的具有全國(guó)代表性家庭調(diào)查項(xiàng)目的子樣本。CHIP數(shù)據(jù)樣本在1995年抽取了中國(guó)大陸31個(gè)省份中的11個(gè)、在2002年抽取了12個(gè)。①為CHIP入戶(hù)調(diào)查所設(shè)計(jì)的問(wèn)卷比官方收入調(diào)查問(wèn)卷更加詳細(xì)，特別是關(guān)于收入和勞動(dòng)的部分。此外，我們根據(jù)中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的相關(guān)省市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)把各年數(shù)據(jù)中的工資收入變量調(diào)整為以2002年不變價(jià)格為標(biāo)準(zhǔn)的變量。Gustafsson et al．（2008）等對(duì)各年的CHIP入戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)及其結(jié)果進(jìn)行了詳細(xì)介紹。

根據(jù)中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)，我們所使用的城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)分成八個(gè)大類(lèi)，即食品煙酒、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通通訊、教育文化娛樂(lè)及服務(wù)、居住、雜項(xiàng)商品和服務(wù)，1995年、2002年的消費(fèi)調(diào)查基本滿(mǎn)足該分類(lèi)。①使用抽樣入戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)研究消費(fèi)需求不可避免的問(wèn)題是零消費(fèi)和異常值。食品支出為零的家庭被剔除，其他消費(fèi)支出用地區(qū)平均來(lái)代替②（Poi, 2002）。為了處理異常值，剔除了偏離平均值5個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差之外的觀測(cè)值（Banks et al., 1997）。

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，城鎮(zhèn)居民收入逐步增加，消費(fèi)總量與消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)生了很大變化。由表１可以看出，中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)呈現(xiàn)出以下兩個(gè)特征。第一，城鎮(zhèn)居民家庭平均消費(fèi)總支出從1995年的12,399元增加到2002年的18,260元，消費(fèi)總支出年均增長(zhǎng)率為4.18%。而這一時(shí)期的年均GDP增長(zhǎng)率為8.7%③，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局計(jì)算的人均可支配收入增長(zhǎng)率為7.2%，用CHIP數(shù)據(jù)計(jì)算的人均可支配收入增長(zhǎng)率為6.4% （Khan和Riskin, 2005）。④⑤與同期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和收入增長(zhǎng)率相比，城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)增長(zhǎng)較低，這意味著中國(guó)城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄率較高。

第二，消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)生顯著變化。食品支出比重由1995年的54%減少到2002年的38%，⑥恩格爾系數(shù)大幅度下降。衣著比重稍微下降，從1995年的12.75%減少到2002年的9.59%，家庭設(shè)備用品也下降了8個(gè)百分點(diǎn)，即基本生活需求的消費(fèi)比重均呈下降趨勢(shì)。與此相反，家庭醫(yī)療保健支出比重由1995年的3.08%上升到到2002年6.15%。交通通訊的消費(fèi)比重從1995年的2.14%增加到2002年的9.16%。教育娛樂(lè)文化服務(wù)的消費(fèi)支出比重從8.12%到14.69%。居住消費(fèi)比重由1995年的3.81%增加到2002年的13.95%。隨著收入的增加，居民收入不僅用于滿(mǎn)足基本的生存需要，而是更多地關(guān)注自身發(fā)展和享受的需求。居住比重增加的主要原因在于住房消費(fèi)體制的市場(chǎng)化改革，1998年底全國(guó)城鎮(zhèn)正式取消福利分房體制。

整體來(lái)看，從1995年到2002年，中國(guó)城鎮(zhèn)居民的基本生活需求得到滿(mǎn)足，注重對(duì)醫(yī)療、交通通訊、教育文化等自身發(fā)展和享受的需求，居民生活得到改善。

表1 城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)與支出比重

續(xù)表1

1995年2002年年均增長(zhǎng)率（金額，元）年均增長(zhǎng)率（比重，%） 消費(fèi)支出分類(lèi)金額（元）比重（%）金額（元）比重（%） 醫(yī)療保健381.743.081123.766.1515.0110.38 交通和通訊265.632.141673.499.1628.2223.09 教育娛樂(lè)文化服務(wù)1006.418.122682.1914.6913.398.84 居住472.073.812547.0313.9525.4120.37 其他商品和服務(wù)321.442.59527.922.895.811.58 總消費(fèi)支出12399.2100.0018260.94100.004.18

注：（1）消費(fèi)支出單位為家庭，消費(fèi)支出金額為各年的現(xiàn)值。（2）年均增長(zhǎng)率均用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的城鎮(zhèn)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整后計(jì)算，以2002年為基準(zhǔn)年。

四、中國(guó)城市家庭消費(fèi)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型分析

由本文第三部分可知，在AIDS模型中加入居民家庭消費(fèi)總開(kāi)支的二次項(xiàng)就成了QUAIDS模型。究竟是使用AIDS模型還是QUAIDS模型估計(jì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭內(nèi)部各項(xiàng)主要消費(fèi)支出的影響因素，主要依據(jù)是中國(guó)城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)（即家庭各項(xiàng)消費(fèi)支出份額與家庭消費(fèi)總支出之間的關(guān)系）是線性還是非線性的。為此，我們使用了非參數(shù)回歸方法估計(jì)了中國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭在1995年和2002年各項(xiàng)主要消費(fèi)開(kāi)支份額的恩格爾系數(shù)。①根據(jù)以上回歸結(jié)果，對(duì)某些商品而言，中國(guó)城鎮(zhèn)居民的恩格爾曲線是非線性的，因而我們使用包含戶(hù)主年齡和家庭孩子數(shù)變量的QUAIDS模型進(jìn)行估計(jì)，并根據(jù)模型得出的結(jié)果測(cè)算了中國(guó)城鎮(zhèn)家庭八大消費(fèi)項(xiàng)目的支出彈性和價(jià)格彈性。各項(xiàng)消費(fèi)支出份額和家庭人口變量都根據(jù)CHIP數(shù)據(jù)計(jì)算。由于CHIP數(shù)據(jù)沒(méi)有價(jià)格或者商品數(shù)量的信息，因此用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)按照消費(fèi)分類(lèi)進(jìn)行調(diào)整的數(shù)據(jù)為價(jià)格變量。②國(guó)外關(guān)于需求模型中的價(jià)格變量的討論還在繼續(xù)，直接用價(jià)格信息、或者用數(shù)量信息的單位價(jià)格方法，以及用消費(fèi)指數(shù)的方法等各有特點(diǎn)，但重要的是能否反映相對(duì)價(jià)格的變化（Deaton 和 Muellbauer, 1980）。QUAIDS模型估計(jì)前需要設(shè)定模型中的值，根據(jù)Deaton和Muellbauer（1980）的方法設(shè)定為總支出對(duì)數(shù)的最小值（Banks et al., 1997）。

（一）QUAIDS消費(fèi)需求模型估計(jì)結(jié)果

表2 1995年城鎮(zhèn)家庭QUAIDS 模型估計(jì)結(jié)果

續(xù)表2

食品衣著家庭設(shè)備醫(yī)療保健交通通訊教育文化居住其他 價(jià)格對(duì)數(shù)2-0.115***（0.007）0.113***（0.004）0.017***（0.004）-0.002（0.002）-0.007***（0.002）-0.001（0.004）-0.011***（0.001）0.005**（0.002） 價(jià)格對(duì)數(shù)3-0.011（0.009）0.017***（0.004）-0.008（0.007）-0.001（0.003）-0.003（0.002）0.005（0.006）0.004**（0.002）-0.003（0.003） 價(jià)格對(duì)數(shù)4-0.062***（0.005）-0.002（0.002）-0.001（0.003）0.033***（0.003）0.001（0.002）0.015***（0.004）0.008***（0.001）0.008***（0.002） 價(jià)格對(duì)數(shù)5-0.018***（0.004）-0.007***（0.002）-0.003（0.002）0.001（0.002）0.016***（0.002）0.006*（0.003）0.004***（0.001）0.001***（0.002） 價(jià)格對(duì)數(shù)6-0.126***（0.012）-0.001（0.004）0.005（0.006）0.015***（0.004）0.006*（0.003）0.077***（0.011）0.011***（0.003）0.014***（0.004） 價(jià)格對(duì)數(shù)7-0.069***（0.004）-0.011***（0.001）0.004**（0.002）0.008***（0.001）0.004***（0.001）0.011***（0.003）0.042***（0.001）0.011***（0.001） 價(jià)格對(duì)數(shù)8-0.052***（0.005）0.005**（0.002）-0.003（0.003）0.008***（0.002）0.001***（0.002）0.014***（0.004）0.011***（0.001）0.016***（0.003） 戶(hù)主年齡0.043***（0.002）-0.016***（0.001）-0.042***（0.002）0.004***（0.000）0.000（0.000）0.008***（0.001）0.007***（0.000）-0.002***（0.000） 成年人數(shù)0.009***（0.001）0.003***（0.001）-0.011***（0.002）0.000（0.000）0.000（0.000）-0.001（0.001）0.001***（0.000）-0.001**（0.000） 孩子數(shù)0.006（0.004）0.003*（0.002）-0.022***（0.004）0.000（0.001）-0.003***（0.000）0.016***（0.002）0.001（0.001）-0.001（0.001） 實(shí)際消費(fèi)額對(duì)數(shù)-0.174***（0.013）0.027***（0.006）0.207***（0.012）-0.017***（0.003）-0.001（0.002）-0.024***（0.006）-0.028***（0.002）0.011***（0.002） 實(shí)際消費(fèi)額對(duì)數(shù)二次項(xiàng)-0.064***（0.005）0.020***（0.002）0.067***（0.004）-0.003***（0.001）0.001（0.001）-0.014***（0.002）-0.010***（0.001）0.004***（0.001）

注：（1）***、**和 *分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。（2）價(jià)格對(duì)數(shù)1到8分別為各為食品、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通通訊、教育文化娛樂(lè)及服務(wù)、居住、雜項(xiàng)商品和服務(wù)價(jià)格對(duì)數(shù)項(xiàng)。

表3 2002年城鎮(zhèn)家庭QUAIDS 模型估計(jì)結(jié)果

續(xù)表3

食品衣著家庭設(shè)備醫(yī)療保健交通通訊教育文化居住其他 價(jià)格對(duì)數(shù)5-0.054***（0.012）0.001（0.004）-0.002（0.005）0.004（0.005）0.056***（0.006）-0.003（0.010）0.006（0.006）-0.008***（0.003） 價(jià)格對(duì)數(shù)6-0.119***（0.028）-0.027**（0.011）0.011（0.009）0.001（0.012）-0.003（0.010）0.163***（0.032）-0.036***（0.013）0.010**（0.005） 價(jià)格對(duì)數(shù)7-0.052***（0.016）-0.024***（0.005）-0.002（0.006）-0.011*（0.006）0.006（0.006）-0.036***（0.013）0.117***（0.009）0.002（0.004） 價(jià)格對(duì)數(shù)8-0.022***（0.006）-0.003（0.003）-0.005（0.005）0.006（0.004）-0.008***（0.003）0.010**（0.005）0.002（0.004）0.024***（0.004） 戶(hù)主年齡-0.001（0.000）0.002***（0.000）0.000***（0.000）-0.002***（0.000）0.001***（0.000）0.000（0.000）-0.001***（0.000）0.000（0.000） 成年人數(shù)0.000（0.001）0.000（0.000）0.000（0.000）0.000（0.000）0.000（0.000）-0.001*（0.000）0.001**（0.000）0.000（0.000） 孩子數(shù)-0.001（0.001）0.000（0.000）0.001***（0.000）0.001***（0.000）0.003***（0.000）-0.005***（0.001）0.001（0.000）0.001***（0.000） 實(shí)際消費(fèi)額對(duì)數(shù)-0.205***（0.031）-0.051***（0.018）0.039**（0.015）0.001（0.020）0.019（0.017）0.181***（0.031）-0.015（0.023）0.031***（0.007） 實(shí)際消費(fèi)額對(duì)數(shù)二次項(xiàng)-0.007***（0.002）-0.004***（0.001）0.001（0.001）-0.001（0.001）0.000（0.001）0.008***（0.002）0.001（0.002）0.002***（0.000）

注：（1）***、**和 *分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。（2）價(jià)格對(duì)數(shù)1到8分別為各為食品、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通通訊、教育文化娛樂(lè)及服務(wù)、居住、雜項(xiàng)商品和服務(wù)價(jià)格對(duì)數(shù)項(xiàng)。

表2和3分別是1995年和2002年城鎮(zhèn)家庭QUAIDS模型的估計(jì)結(jié)果，可以看出，大部分估計(jì)參數(shù)通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。針對(duì)1995年的模型估計(jì)結(jié)果的Wald檢驗(yàn)都拒絕了零假設(shè)，意味著模型中的實(shí)際消費(fèi)支出的二次項(xiàng)和家庭特征變量確實(shí)對(duì)家庭的消費(fèi)行為產(chǎn)生影響。然而在2002年城鎮(zhèn)家庭QUAIDS模型的估計(jì)結(jié)果中，家庭內(nèi)成人數(shù)基本不顯著，且Wald檢驗(yàn)結(jié)果也僅在10%的顯著性水平上拒絕零假設(shè)，這說(shuō)明2002年成人數(shù)對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響較小。

首先看戶(hù)主年齡增加的影響，1995年時(shí)戶(hù)主年齡增加導(dǎo)致食品消費(fèi)顯著增加、醫(yī)療保健和教育開(kāi)支及居住消費(fèi)略有增加，而衣著和家庭設(shè)備消費(fèi)顯著減少、其它開(kāi)支略有減少、交通通訊開(kāi)支沒(méi)有影響；這一結(jié)果與描述性統(tǒng)計(jì)一致。而2002年時(shí)戶(hù)主年齡增加導(dǎo)致衣著和交通通訊消費(fèi)略有增加、醫(yī)療保健和居住開(kāi)支略有減少，對(duì)食品、家庭設(shè)備、教育文化和其它開(kāi)支沒(méi)有顯著影響；這一結(jié)果與描述性統(tǒng)計(jì)幾乎沒(méi)有一致性。

1995年時(shí)家庭成人人數(shù)變量增加導(dǎo)致食品、衣著、居住消費(fèi)略有增加，家庭設(shè)備開(kāi)支顯著減少、其它開(kāi)支略有減少，對(duì)醫(yī)療保健、交通通訊、教育文化開(kāi)支沒(méi)有影響。2002年時(shí)該變量增加只是導(dǎo)致居住略有增加、教育文化略有減少，對(duì)食品開(kāi)支等其它變量沒(méi)有影響。

1995年時(shí)孩子數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)家庭設(shè)備和交通通訊開(kāi)支具有統(tǒng)計(jì)上顯著的負(fù)面影響，但是對(duì)后者的影響幅度要小得多。于此同時(shí)，孩子數(shù)對(duì)家庭教育開(kāi)支具有顯著的正影響，在均值水平上家庭增加一個(gè)孩子，家庭教育支出比重就增加1.6%；考慮到1995年的教育支出比重只有8%，這一分析結(jié)果既與理論預(yù)期一致、也與描述性統(tǒng)計(jì)相符。從描述性統(tǒng)計(jì)來(lái)看，家庭成人數(shù)對(duì)教育文化支出的影響與孩子數(shù)相反，如果不分成人和孩子只用家庭規(guī)模，則很難觀測(cè)到這些微妙的差異。這一結(jié)果暗示在1995年教育支出的消費(fèi)不平等程度相當(dāng)?shù)?，教育主要取決于家庭有沒(méi)有孩子。這是不隨著收入的增加而增加的支出項(xiàng)目。2002年時(shí)孩子數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)家庭設(shè)備、醫(yī)療保健、交通通訊、其他無(wú)法歸類(lèi)的開(kāi)支具有統(tǒng)計(jì)上顯著的正向影響，而對(duì)教育文化開(kāi)支具有統(tǒng)計(jì)上顯著的負(fù)面影響（與描述性統(tǒng)計(jì)相反）。就描述性統(tǒng)計(jì)而言，2002年有一個(gè)孩子的家庭比沒(méi)有孩子的家庭教育開(kāi)支多1/3，但隨著孩子數(shù)的增加，教育支出比重增加得及其微小。

由于2002年時(shí)家庭孩子數(shù)、家庭總支出對(duì)數(shù)及其平方項(xiàng)對(duì)教育支出的影響與1995年完全相反，從不平等的角度看，可以預(yù)測(cè)2002年城鎮(zhèn)家庭教育支出的不平等程度比1995年高，家庭教育支出差距主要受收入的影響。中國(guó)的計(jì)劃生育政策在1980年代得到較為徹底的貫徹（特別是對(duì)在城鎮(zhèn)國(guó)有單位工作的家庭而言），如果說(shuō)1995年時(shí)城鎮(zhèn)家庭還有一定數(shù)量的多子女家庭，那么2002年時(shí)城鎮(zhèn)多子女家庭會(huì)是極少數(shù)，這一點(diǎn)也由本文的描述性統(tǒng)計(jì)得到證實(shí)。與1995年相比，2002年城鎮(zhèn)家庭孩子數(shù)的減少和教育比重的增加可推斷，對(duì)獨(dú)生子女的教育支出增加的程度相當(dāng)高，而家庭教育開(kāi)支差距主要取決于家庭的經(jīng)濟(jì)水平。

（二）不同家庭特征的城鎮(zhèn)家庭支出彈性結(jié)果分析

通過(guò)QUAIDS模型估計(jì)的參數(shù)計(jì)算，可以得出支出彈性（即消費(fèi)者理論中的收入彈性）、自身和交叉價(jià)格彈性。因?yàn)槟Ｐ椭邪淖兞枯^多，得出的彈性也較多，因此本文只討論QUAIDS模型的平均支出與自身價(jià)格彈性，以及不同家庭特征的支出與自身價(jià)格彈性。根據(jù)消費(fèi)者理論，支出彈性大于1，該商品的支出份額變化大于總支出的變化，這樣的商品稱(chēng)為奢侈品；彈性小于1，支出分額的變化小于總支出變化的程度，稱(chēng)為必需品（Varian, 1992, Choice, 第116–143頁(yè)）。

表4 1995年不同家庭對(duì)各類(lèi)消費(fèi)項(xiàng)目的支出彈性

續(xù)表4

食品衣著家庭設(shè)備醫(yī)療保健交通通訊教育文化居住其他 孩子數(shù)20.8551.0681.8870.7370.6611.1390.6091.240 孩子數(shù)30.8161.1371.4430.6810.4351.2060.5341.258

注：（1）戶(hù)主年齡2-7為家庭的戶(hù)主年齡段分別為20-29、30-39、40-49、50-59、60-69、70歲以上。（2）成人數(shù)和孩子數(shù)均為家庭內(nèi)的人數(shù)。

注：（1）戶(hù)主年齡2-7為家庭的戶(hù)主年齡段分別為20-29、30-39、40-49、50-59、60-69、70歲以上。（2）成人數(shù)和孩子數(shù)均為家庭內(nèi)的人數(shù)。

根據(jù)表4和5，1995年和2002年時(shí)食品消費(fèi)和居住的支出彈性都小于1，而且基本不隨戶(hù)主年齡、家庭成人數(shù)、家庭孩子數(shù)的變化而變化，說(shuō)明食品和居住做為生活必需品基本不隨收入或者開(kāi)支增加而增加；然而食品消費(fèi)的支出彈性下降（由1995年的0.85下降到2002年的0.76）、居住的支出彈性上升（同期由0.61增加到0.79），這意味著隨著生活水平的提高，食品消費(fèi)的重要性下降、居住的重要性上升。

與食品和居住相反，衣著和家庭設(shè)備的支出彈性都大于1，1995年時(shí)衣著支出彈性基本不隨戶(hù)主年齡變化而變化、但是隨成人數(shù)和孩子數(shù)的增加而略有增加，2002年該彈性隨戶(hù)主年齡、成人數(shù)、孩子數(shù)的增加而增加；家庭設(shè)備的支出彈性也都顯著大于1，1995年時(shí)該彈性隨戶(hù)主年齡增加而增加，2002年時(shí)隨戶(hù)主年齡增加而減少；另外衣著的平均支出彈性由1995年的1.04增加到2002年的1.14，而同期家庭設(shè)備的支出彈性則由2.00減少到1.46，這說(shuō)明隨著人們的收入增加、生活水平的提高，衣著的重要性在提高，而家庭設(shè)備的重要性在下降，另外也可能是家庭電器價(jià)格大幅度下降造成的。

1995年時(shí)醫(yī)療保健、交通通訊、教育文化的支出彈性都小于1，而2002年時(shí)這三項(xiàng)消費(fèi)的支出彈性都大于1，其中醫(yī)療保健的平均支出彈性由0.76增加到1.06（其支出份額由2%增加到6%），交通通訊由0.90到1.30（其支出份額由3%增加到9%），教育文化由0.90到1.42（其支出份額由8%增加到15%）；這可能是由于隨著收入和生活水平的提高，醫(yī)療保健、交通通訊和教育文化支出的重要性大幅度上升、由必需品變?yōu)樯莩奁?、收入或支出的增加?duì)這三項(xiàng)開(kāi)支的影響很小變得影響很大。

1995年時(shí)醫(yī)療保健的支出彈性隨戶(hù)主年齡增加而略有增加，而2002年時(shí)該彈性隨戶(hù)主年齡增加而較大幅度下降（當(dāng)戶(hù)主年齡為50歲或以上時(shí)該彈性基本為1）；1995年和2002年時(shí)，中國(guó)只有城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保障制度，對(duì)沒(méi)有正式國(guó)有工作的老人來(lái)說(shuō)，醫(yī)療保健是必需品，因而彈性會(huì)低一些。1995醫(yī)療保健的支出彈性在成人數(shù)、孩子數(shù)變化的情況下基本保持不變；而2002年時(shí)該彈性隨孩子數(shù)增加而增加，但是隨著成人數(shù)增加而基本保持不變。

1995年和2002年時(shí)交通通訊的支出彈性都隨戶(hù)主年齡增加而增加（1995年時(shí)由小于1增加到大于1），但是基本不隨成人數(shù)變化而變化，1995時(shí)隨孩子數(shù)增加而降低、而2002年時(shí)隨孩子數(shù)增加而增加。

1995年時(shí)教育文化開(kāi)支是必需品，其支出彈性隨戶(hù)主年齡增加而呈倒U型形狀，正像戶(hù)主年齡與教育支出比重的關(guān)系所顯示的，收入增加對(duì)戶(hù)主年齡為30-50歲的家庭影響最大、導(dǎo)致的教育支出增加也最多，教育消費(fèi)增長(zhǎng)潛力大，也可以解釋為家庭的教育支出負(fù)擔(dān)重。2002年教育文化開(kāi)支已經(jīng)成為奢侈品，其支出彈性隨戶(hù)主年齡增加先下降、后增加、再下降；就戶(hù)主年齡與教育文化開(kāi)支比例的關(guān)系而言，隨著戶(hù)主年齡的上升，教育文化支出份額呈現(xiàn)倒U型，而支出彈性基本呈U型。也就是說(shuō)，戶(hù)主年齡30到39歲、40到49歲年齡群體的教育文化支出份額最大，他們的消費(fèi)需求受收入變化的影響最小。1995年時(shí)教育文化的支出彈性隨成人數(shù)增加而以較大幅度下降，但是隨孩子數(shù)增加而大幅度增加（1995年時(shí)由小于1增加到大于1）；而2002年時(shí)該彈性隨孩子數(shù)增加而減少，但基本不隨成人數(shù)變化而變化。

（三）不同家庭特征的城鎮(zhèn)家庭價(jià)格彈性結(jié)果分析

現(xiàn)在我們考察城鎮(zhèn)需求的價(jià)格彈性。需求模型的價(jià)格彈性意味著收入不變時(shí)，8大消費(fèi)支出項(xiàng)目自身價(jià)格變化1%引起的該消費(fèi)項(xiàng)目消費(fèi)量的變化。根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，價(jià)格彈性大于1富有彈性，小于1缺乏彈性，但本文使用的價(jià)格是消費(fèi)物價(jià)支出加權(quán)重的變量，價(jià)格變化幅度較小，但大致可以看出價(jià)格彈性相對(duì)大小和變化的趨勢(shì)。1995年時(shí)就平均價(jià)格彈性來(lái)說(shuō)，除了家庭設(shè)備外均小于1缺乏彈性，尤其是教育文化與居住的彈性非常小。①醫(yī)療保健和居住為正，意味著醫(yī)療保健和居住即使價(jià)格上升也會(huì)增加該項(xiàng)目的消費(fèi)支出。2002年的價(jià)格彈性均為負(fù)，且價(jià)格彈性都小于1，缺乏彈性。

五、總 結(jié)

本文使用1995年和2002年的CHIP微觀數(shù)據(jù)和QUAIDS模型考察了中國(guó)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)行為與需求結(jié)構(gòu)的變化。隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，城鎮(zhèn)居民收入逐漸提高，家庭消費(fèi)規(guī)模也穩(wěn)步增加，但是收入增長(zhǎng)率低于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，消費(fèi)增長(zhǎng)率又低于收入增長(zhǎng)率，消費(fèi)需求不足較為突出。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)在升級(jí)過(guò)程中，食品、衣著等基本生活需求的消費(fèi)比重下降，醫(yī)療保健、交通和通訊、教育娛樂(lè)文化服務(wù)和居住的比重明顯上升。從變化趨勢(shì)來(lái)看，正如生命周期理論和預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄理論所說(shuō)，醫(yī)療、子女教育、購(gòu)房的負(fù)擔(dān)越來(lái)越重，這些負(fù)擔(dān)不利于促進(jìn)居民消費(fèi)。

消費(fèi)結(jié)構(gòu)隨家庭人口特征不同而存在差異，戶(hù)主年齡和孩子數(shù)是影響家庭消費(fèi)決策的重要因素。用包含家庭特征的需求模型對(duì)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)需求進(jìn)行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，家庭人口特征對(duì)居民消費(fèi)行為與支出彈性的影響較為顯著。特別是隨戶(hù)主年齡的上升，醫(yī)療支出比重增加但支出彈性變小，衣著支出比重和彈性正好相反，教育文化支出份額呈現(xiàn)倒U型特征，支出彈性呈現(xiàn)U型特征。不管在醫(yī)療保健支出比重還是需求分析結(jié)果，戶(hù)主年齡是一個(gè)關(guān)鍵因素，但是由于直到2002年只有城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)，沒(méi)有工作的老年家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)沉重，又提高這些家庭的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，低收入階層由于負(fù)擔(dān)過(guò)重會(huì)形成社會(huì)弱勢(shì)群體。值得關(guān)注的是中國(guó)城鎮(zhèn)居民的基本醫(yī)療保險(xiǎn)已經(jīng)開(kāi)始實(shí)施，2007年啟動(dòng)城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)試點(diǎn)，逐漸擴(kuò)大保險(xiǎn)的城鎮(zhèn)居民的范圍。在教育支出方面，戶(hù)主年齡為30-49歲的有孩子的家庭的負(fù)擔(dān)相當(dāng)大，尤其是教育支出的變化不僅受人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征影響，也受家庭的收入（總支出）的影響，盡管城鎮(zhèn)的教育方面的環(huán)境和條件比農(nóng)村好，但還需要提高公共教育支出，減少家庭教育負(fù)擔(dān)。

總之，通過(guò)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求的QUAIDS模型分析結(jié)果具有較強(qiáng)的政策含義，分析與預(yù)測(cè)具有不同特征的家庭消費(fèi)需求，可以使居民消費(fèi)政策的制定和實(shí)行更具針對(duì)性。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)隨收入提高而增長(zhǎng)的速度比農(nóng)村快，在整個(gè)居民消費(fèi)中的占比也越來(lái)越高，是提高全部居民消費(fèi)的主要推動(dòng)力量。完善醫(yī)療保健和教育制度，會(huì)減輕家庭負(fù)擔(dān)降低預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，對(duì)提高居民消費(fèi)有積極影響。同時(shí)，需要關(guān)注計(jì)劃生育新政策等人口結(jié)構(gòu)因素對(duì)家庭消費(fèi)行為與結(jié)構(gòu)變化的影響。因?yàn)榧彝?nèi)孩子數(shù)與教育文化支出的關(guān)系不僅影響當(dāng)期消費(fèi)需求，還與未來(lái)社會(huì)資源分配和發(fā)展存在密切關(guān)系。

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① 1995年的城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)包括北京、山西、遼寧、江蘇、安徽、河南、湖北、廣東、四川、云南、甘肅11個(gè)省市，2002年增加了重慶市，樣本容量分別為6931戶(hù)和6835戶(hù)。

① 1995年CHIP數(shù)據(jù)中沒(méi)有家庭設(shè)備用品及服務(wù)這一支出項(xiàng)目，如果把全家日用消費(fèi)品支出和用于購(gòu)買(mǎi)耐久消費(fèi)品支出的總和當(dāng)成該項(xiàng)目的消費(fèi)支出，結(jié)果發(fā)現(xiàn)比國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的消費(fèi)比重(7.44%)大兩倍左右。

② CHIP數(shù)據(jù)描述中也提到缺失值問(wèn)題，建議原則上缺失值用地區(qū)平均或者整個(gè)樣本的平均來(lái)代替。

③根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的用支出法計(jì)算的數(shù)據(jù)計(jì)算得出1995年到2002年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的年均增長(zhǎng)率。

④ Khan的收入計(jì)算方法跟國(guó)家統(tǒng)計(jì)局收入計(jì)算法的區(qū)別在于包括補(bǔ)助和住房的市場(chǎng)價(jià)值。

⑤本文計(jì)算的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總支出增長(zhǎng)率的單位是家庭，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和可支配收入增長(zhǎng)率是按人均計(jì)算的。按人均計(jì)算的消費(fèi)支出增長(zhǎng)率為4.76%，高于以家庭為單位計(jì)算的消費(fèi)總支出增長(zhǎng)率。

⑥國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的城鎮(zhèn)人均食品消費(fèi)支出比重也從1995年的50%下降到2002年的37.69%，與CHIP數(shù)據(jù)大致相同。

① Banks et al.（1997）使用Gaussian kernel 和積分均方誤差（Mean Integrated Squared-Error, MISE）估計(jì)非參數(shù)恩格爾曲線，而Lewbel（1991）用的則是biquartic kernel。因?yàn)樵诜菂?shù)估計(jì)中，曲線的形狀取決于Kernel函數(shù)和寬度（Bandwidth），這兩個(gè)因素的選擇十分關(guān)鍵，本文采取Banks et al.（1997）的方法。由于篇幅限制，這些曲線圖略去。

②中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局只公布城鎮(zhèn)和農(nóng)村各地區(qū)的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)或者全國(guó)八大消費(fèi)支出分類(lèi)的價(jià)格指數(shù)，沒(méi)有城鎮(zhèn)八大消費(fèi)支出分類(lèi)的價(jià)格指數(shù)，本文對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)指數(shù)用各地區(qū)的八大消費(fèi)支出比重的平均加權(quán)后進(jìn)行對(duì)數(shù)化得到價(jià)格變量。

①由于篇幅限制，關(guān)于價(jià)格彈性的表格略去。