徐亞東 張應良 侍述強

摘? ?要：基于CFPS 2014—2018年數(shù)據(jù)，從收入不平等和流動性約束相互作用的視角研究農(nóng)戶消費問題。研究發(fā)現(xiàn)：第一，基尼系數(shù)每下降0.1，農(nóng)戶消費水平將在現(xiàn)有基礎上提高20.31%；基尼系數(shù)下降至0.350，則會增加32.155%的農(nóng)戶消費。第二，借錢被拒絕過的農(nóng)戶家庭面臨較強的流動性約束，其消費水平小于借錢沒有被拒絕過的農(nóng)戶家庭。第三，收入不平等會強化流動性約束的擠出效應，間接降低農(nóng)戶家庭人均消費。以上結(jié)果在考慮內(nèi)生性問題后仍然成立，但是存在明顯的異質(zhì)性。第四，收入不平等會顯著抑制農(nóng)戶的生存型消費、發(fā)展型消費、福利型消費、房貸型消費和其他類消費，而流動性約束只對前三者有顯著的抑制效應；間接效應只在生存型消費和發(fā)展型消費中顯著。

關鍵詞：農(nóng)戶消費；流動性約束；收入不平等

中圖分類號：F323.8? ?文獻標識碼：A? ?文章編號：1003-7543（2023）03-0133-15

投資、消費和出口是拉動中國經(jīng)濟增長的“三駕馬車”，三者增長速度和質(zhì)量直接決定中國經(jīng)濟增長速度和質(zhì)量。在國外需求疲軟和國內(nèi)經(jīng)濟進入新常態(tài)的背景下，以出口為導向的經(jīng)濟增長模式受到負面沖擊，倒逼中國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，實現(xiàn)由外需拉動型向內(nèi)需拉動型的轉(zhuǎn)變。2021年最終消費支出拉動國內(nèi)生產(chǎn)總值增長5.3個百分點，消費對經(jīng)濟增長的作用越來越突出。在此背景下，探究“中國高儲蓄之謎”①對指導當前中國宏觀調(diào)控具有重要意義。有學者認為，中國消費率低的重要原因是農(nóng)戶消費水平低；農(nóng)戶總消費占居民總消費的比重在宏觀數(shù)據(jù)中持續(xù)下降，且沒有上升的趨勢［1］。《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》中提出，“堅持擴大內(nèi)需這個戰(zhàn)略基點”“全面促進消費”“開拓城鄉(xiāng)消費市場”。朱信凱、駱晨認為，擴大內(nèi)需的重點是讓農(nóng)戶成為合理的消費市場群體［2］。農(nóng)戶是最大和最有潛力的消費群體，其需求結(jié)構(gòu)將由物質(zhì)消費為主轉(zhuǎn)變?yōu)槲镔|(zhì)消費和精神消費并重［3］。挖掘農(nóng)戶消費潛力，有利于擴大內(nèi)需，促進消費和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級。但是，在當前中國經(jīng)濟體制下，特別是在農(nóng)村地區(qū)，制約居民消費擴大和升級的障礙仍然較多。與此同時，中國收入不平等程度較高，基尼系數(shù)長期超過國際警戒線水平0.4；且收入不平等問題在農(nóng)村地區(qū)更為嚴重。此外，中國家庭部門尤其是低收入家庭所面臨的借貸約束或信用約束依然較大。由此，農(nóng)村居民家庭低消費、收入不平等和流動性約束這三者同時存在且同步變化的現(xiàn)象是否相互關聯(lián)？探究收入不平等和流動性約束及其交互效應對農(nóng)戶消費的影響機制，對于破解農(nóng)村消費低迷困局具有重要意義。因此，本文從收入不平等和流動性約束相互作用的視角討論農(nóng)戶消費問題，為破解農(nóng)村消費低迷困局提供理論依據(jù)。

一、相關文獻評述

絕對收入假說認為，消費受到當前可支配收入的影響。此后，相對收入假說、生命周期假說和持久收入假說相繼被提出，均指出了收入對消費的重要影響。隨后學者們基于理論預期思想和隨機游走模型，提出了流動性約束假說和預防性儲蓄假說，拓展了收入對消費的影響研究。生命周期理論指出，居民家庭消費決策著眼于實現(xiàn)整個生命周期內(nèi)的消費效用最大化，由此消費取決于整個生命周期內(nèi)的全部預期收入，而不是即期收入。然而，大部分經(jīng)驗結(jié)果與理論預期不相符合，例如，居民消費存在過度敏感性和過度平滑性問題。學者們認為生命周期理論和持久收入假說中關于儲蓄率的假定是不符合實際的，經(jīng)濟社會中存在預防性儲蓄和流動性約束。流動性約束理論被學者們用來解釋“中國高儲蓄之謎”，認為中國金融信貸發(fā)展滯后導致居民面臨較大的流動性約束，從而降低了消費［4-6］。在流動性約束背景下，中國居民的消費并不以整個生命周期的效用最大化為目的，而是一種短期行為，其消費決策的依據(jù)也是短期收入和短期儲蓄，因而當期消費低于最優(yōu)水平，是次優(yōu)選擇；且流動性約束弱化了居民消費能力［7］，強化了居民謹慎動機［8］，降低了居民消費水平。部分學者進一步討論了流動性約束的成因。Deaton指出，不完善和不完全的資本市場是流動性約束的主要成因［5］，如信任和利率的非對稱，以及體制性障礙等。當資產(chǎn)變現(xiàn)存在障礙時，居民收入和消費會下降，流動性約束會制約居民消費。學者們還進一步分地區(qū)、分城鄉(xiāng)、分商品討論了流動性約束對消費的影響。分地區(qū)來看，中部地區(qū)面臨的流動性約束最大；分城鄉(xiāng)來看，農(nóng)村居民相較于城鎮(zhèn)居民面臨更大的流動性約束；分商品來看，流動性約束對耐用品和非耐用品的影響是不同的。當然，流動性約束對中國居民消費的影響并非呈線性關系，而是會受到收入不平等、家庭社會地位等因素的影響。研究發(fā)現(xiàn)，社會地位越高，流動性約束的抑制作用越?。?］。緩解流動性約束有助于促進居民消費［7，10］。消費信貸有利于緩解流動性約束，短期消費性貸款提高了消費者的總消費水平，信用卡對消費具有刺激作用［7］。同時，消費信貸對耐用品和非耐用品的影響程度是不同的，前者大于后者［10］。另外，杭斌、余峰的研究發(fā)現(xiàn)，除了即期的流動性約束外，潛在的流動性約束也會抑制居民消費［9］。

關于“中國高儲蓄之謎”的研究，除了流動性約束因素外，收入不平等程度加劇也是重要的原因之一［11-13］。一般而言，低收入群體的邊際消費傾向較高，而高收入群體的邊際消費傾向較低。因此，收入不平等程度越大，越不利于居民消費，這是導致中國高儲蓄現(xiàn)象的重要因素［14-15］。王湘紅、陳堅使用2008—2009年RUMiC數(shù)據(jù)對農(nóng)民工群體的消費行為進行分析，發(fā)現(xiàn)低收入家庭的平均消費傾向更高，且收入不平等顯著制約了農(nóng)民工家庭（特別是低收入家庭）的消費［16］。這符合凱恩斯消費理論的相關結(jié)論。部分學者進一步討論了收入不平等對居民消費的影響機制。收入不平等提高了居民追求高社會地位的儲蓄動機，降低了消費，且這一機制在低收入家庭和年輕家庭中更為顯著［12］。朱國林等則從儲蓄動機視角討論收入不平等對居民消費的影響機制，認為居民儲蓄具有三個動機，分別是生命周期儲蓄、預防性儲蓄和遺贈性儲蓄，其中遺贈性儲蓄指的是消費者個體留給子女的財產(chǎn)。他們指出，生命周期儲蓄是一個水平較低的常數(shù)，而預防性儲蓄和遺贈性儲蓄分別是可支配收入的嚴格遞減函數(shù)和嚴格遞增函數(shù)，且函數(shù)的二階導數(shù)分別為正和負。如果將收入由低到高分為四個階段，則存在四類不同的平均儲蓄傾向：第一階段，儲蓄傾向很?。坏诙A段，預防性儲蓄較高；第三階段，儲蓄傾向最小；第四階段，遺贈性儲蓄較高。這解釋了當前中國居民消費的重要特征：農(nóng)村居民的消費水平低于城鎮(zhèn)居民，同時證明了收入分配不均會制約居民消費［17］。另外，方福前指出，除了微觀層面的收入不平等外，宏觀層面收入分配中居民收入占總收入比重越來越低也是中國居民消費持續(xù)低迷的重要原因［18］。劉生龍、周紹杰的經(jīng)驗分析得出了相同的研究結(jié)論［19］，這為本文的研究提供了間接的證據(jù)。

由此可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有文獻分別討論了流動性約束、收入不平等對消費的影響，而將流動性約束和收入不平等納入統(tǒng)一框架研究消費的文獻還相對較少。本文將收入不平等和流動性約束結(jié)合起來，分析兩者及其交互效應對農(nóng)戶消費的影響。與本文直接相關的是杭斌、修磊［20］和甘犁等［21］的研究。杭斌、修磊從地位尋求角度分析了收入不平等對城鎮(zhèn)家庭消費的影響，但是并沒有直接討論流動性約束的影響［20］；甘犁等則討論了收入不平等和流動性約束對中國家庭儲蓄率的影響，認為兩者相互作用是中國居民高儲蓄率的根本原因，但是并沒有直接討論對居民消費的影響［21］。與現(xiàn)有文獻相比，本文的邊際貢獻表現(xiàn)為：第一，研究對象不同。本文討論了收入不平等、流動性約束，以及兩者交互效應對農(nóng)戶消費的影響，豐富了農(nóng)戶消費的相關研究。第二，關于流動性約束的代理變量選擇。甘犁等選擇了兩類流動性約束指標①［21］，但是這兩類指標并不符合農(nóng)戶的實際情況，大部分農(nóng)戶沒有金融資產(chǎn)和信用卡，因而討論農(nóng)戶消費時需要重新選擇相應的代理變量。本文結(jié)合農(nóng)戶實際情況，選擇“以前借貸是否被拒絕過”這一變量作為衡量流動性約束的代理變量。一般而言，借貸被拒絕過的農(nóng)戶家庭下一次借貸成功的可能性較低，該部分家庭在未來會面臨流動性約束。第三，關于模型的內(nèi)生性問題討論?，F(xiàn)有文獻缺乏對計量模型的內(nèi)生性問題討論，特別是交互項的內(nèi)生性問題。本文從雙向固定效應模型、滯后效應和面板工具變量三個維度討論了模型的內(nèi)生性問題，以增強回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

二、理論分析框架的構(gòu)建

在生命周期持久收入假說LC-PIH假定下，代表性農(nóng)戶家庭消費的目的是實現(xiàn)整個生命周期內(nèi)效用最大化，且消費決策取決于收入。而這一收入概念是指其整個生命周期內(nèi)的全部預期收入，而非即期收入。該假說暗含的假設條件是農(nóng)戶家庭所在地區(qū)的市場經(jīng)濟是發(fā)達的，處于完全借貸市場，金融貸款的成本接近于零。即農(nóng)戶家庭完全可以零成本通過金融借貸實現(xiàn)家庭現(xiàn)金的無障礙流動，從而農(nóng)戶家庭在缺乏現(xiàn)金時，可通過借款實現(xiàn)生命周期內(nèi)的平滑消費，表現(xiàn)為圖1（下頁）中“完全信貸市場下的農(nóng)戶家庭人均消費曲線”。但是，在市場經(jīng)濟條件下，居民家庭的貸款是有成本的。同時，金融發(fā)展的不平衡不充分，以及借貸利率的差異等均提高了農(nóng)戶家庭的貸款成本。當貸款的效用低于貸款的代價時，農(nóng)戶家庭將受到流動性約束，從而影響家庭消費支出。Flemming和Tobin & Dolde的理論與經(jīng)驗研究表明將流動性約束納入居民家庭儲蓄模型是很重要的［22-23］。Zeldes研究發(fā)現(xiàn)，除了當期流動性約束會降低居民家庭消費、增加儲蓄外，未來可能預期到的流動性約束也會降低當期消費，提高預防流動性約束的儲蓄［24］；經(jīng)驗研究也證明了上述結(jié)論［6］。由此，若農(nóng)戶家庭人均消費存在流動性約束，則該家庭的人均消費曲線表現(xiàn)為圖1中虛線部分，即農(nóng)戶家庭人均消費在“流動性約束線”以下。農(nóng)戶家庭的實際消費曲線表現(xiàn)為三個特征：首先，當家庭收入較少時，農(nóng)戶家庭的消費等于家庭收入，主要滿足基本的生存支出，在圖1中表現(xiàn)為“農(nóng)戶家庭的實際消費曲線”與“流動性約束線”重合；其次，當家庭收入超過基本生存支出時，由于流動性約束的存在，理性的農(nóng)戶家庭會增加儲蓄，預防未來的不確定性和風險，在圖1中表現(xiàn)為“農(nóng)戶家庭的實際消費曲線”與“流動性約束線”分離；最后，當家庭收入足夠多時，農(nóng)戶家庭人均消費不需要考慮流動性約束，家庭收入完全可以應對未來不確定性和風險的沖擊，在圖1中表現(xiàn)為“農(nóng)戶家庭的實際消費曲線”與“完全信貸市場下的農(nóng)戶家庭人均消費曲線”重合。

Campbell & Mankiw提出了一個既與終生持久收入有聯(lián)系，又與即期收入有聯(lián)系的宏觀消費函數(shù)，即λ假說［25］。本文借鑒λ假說構(gòu)建收入不平等和流動性約束影響農(nóng)戶家庭人均消費的理論分析框架。按收入水平可將農(nóng)戶家庭分為兩類群體——低收入群體和高收入群體。其中，低收入群體受到流動性約束的限制，消費取決于即期收入；高收入群體不受流動性約束的限制，消費取決于終生持久收入。同時，設低收入群體的總收入（Y低）占農(nóng)戶家庭總收入（Y總）的比重為λ，那么高收入群體的總收入（Y高）占農(nóng)戶家庭總收入（Y總）的比重為 1-λ，于是有：

收入不平等和流動性約束均會直接降低農(nóng)戶家庭人均消費，同時兩者的交互效應也會降低農(nóng)戶家庭人均消費，即收入不平等通過強化流動性約束對農(nóng)戶家庭人均消費的影響，能夠間接降低農(nóng)戶家庭人均消費，也即收入不平等能夠強化流動性約束對農(nóng)戶家庭人均消費的擠出效應。收入不平等會影響農(nóng)戶家庭的收入不確定性，實證結(jié)果表明居民收入不確定性感受強烈程度與收入不平等成正比。同時，收入不平等擴大還會給農(nóng)戶家庭帶來社會緊張感和政治上的不穩(wěn)定感［26］，提高農(nóng)戶對未來的不確定性，從而增強流動性約束對農(nóng)戶家庭人均消費的影響。在圖1中表現(xiàn)為收入不平等越大，“農(nóng)戶家庭的實際消費曲線”向下移動，見“曲線1”和“曲線2”；且“曲線1”對應的收入不平等程度小于“曲線2”。

三、計量模型構(gòu)建、指標選取與數(shù)據(jù)來源

（一）計量模型構(gòu)建

借鑒Bacchetta & Gerlach的做法［27］，將流動性約束和收入不平等納入公式（15），討論兩者對農(nóng)戶家庭消費的影響，構(gòu)建計量經(jīng)濟學模型如下：

△ct=λ△yt+αInequalt+βCreditt+εt（16）

在現(xiàn)有的數(shù)據(jù)庫中，并沒有給出直接刻畫農(nóng)戶家庭面臨流動性約束大小的變量；同時，預防流動性約束的儲蓄動機是一種心理狀態(tài)，難以直接尋找到合適的衡量變量，這就需要找到合適的代理變量。流動性約束假說指出，在市場經(jīng)濟條件下，農(nóng)戶家庭的貸款是有成本的，其消費面臨流動性約束；同時，除當期流動性約束會降低農(nóng)戶家庭人均消費外，未來可能預期到的流動性約束也會降低當期消費。農(nóng)戶家庭具有預防流動性約束的儲蓄行為，以預防現(xiàn)在或未來消費中可能面臨的資金流動性約束。較好刻畫流動性約束的變量需要滿足以下三個條件：一是該事件在未來大概率會發(fā)生；二是該事件發(fā)生后，自身收入水平和當前儲蓄能力不能滿足需要，有必要進行對外借貸；三是知道成功借貸的可能性。找到完全滿足上述三個條件的指標較為困難，一個可行的選擇是采用“以前借貸是否被拒絕過”這一變量作為衡量流動性約束的代理變量。一般而言，借貸被拒絕過的農(nóng)戶家庭下一次借貸成功的可能性較低，因而該部分家庭在未來會面臨較大的流動性約束。

理論上，“以前借貸有被拒絕過”的農(nóng)戶家庭有較高的預防流動性約束的儲蓄動機，從而有更高的儲蓄和更低的人均消費；同時，遭受的收入不平等程度越高，農(nóng)戶家庭人均消費越低。由此，構(gòu)建以下模型加以檢驗：

cit=α0+α1Inequalit+α2Creditit+α3lnIncomeit+αXit+province+yeart+εit（17）

其中，cit為農(nóng)戶家庭人均消費水平對數(shù)①；Inequalit為收入不平等，使用基尼系數(shù)衡量，并分為省域?qū)用婊嵯禂?shù)（Gini省城）和縣域?qū)用婊嵯禂?shù)（Gini縣域）；Creditit為流動性約束，使用“以前借貸是否被拒絕過”這一變量衡量②；lnIncomeit為農(nóng)戶家庭人均可支配收入對數(shù)；Xit為控制變量，α是控制變量的回歸系數(shù)；province為省域固定效應；year為時間固定效應；εit為隨機擾動項。因為收入與消費在理論模型中是差分形式，所以在計量經(jīng)濟學模型中進行對數(shù)處理。α1和α2是模型重點關注的系數(shù)，預期符號為負。收入不平等除直接影響農(nóng)戶家庭人均消費外，還通過強化流動性約束的擠出效應，間接降低農(nóng)戶家庭人均消費。借鑒尹志超等的研究［28］，構(gòu)建以下模型加以檢驗：

cit=α0+α1Inequalit+α2Creditit+α3Intit+α4lnIncomeit+αXit+province+yeart+εit（18）

其中，Intit為Gini與Credit的交互項，為降低模型多重共線性，這里進行對中處理。因為Credit為虛擬變量，由此，可進一步進行以下分析：

當“以前借貸被拒絕過”時（Credit=1），有：

c1=α1Inequal+α2+α3Inequal+αX（19）

當“以前借貸沒有被拒絕過”時（Credit=0），有：

c0=α1Inequal+αX（20）

c1-c0=α2+α3Inequal（21）

理論上，α1為負、α2為負。當α3為零時，收入不平等不會強化流動性約束的影響，間接效應不存在；當α3顯著為負時，收入不平等會強化流動性約束的影響，間接效應存在；而當α3顯著為正時，則需要進一步討論α2+α3Inequal的符號：當 α2+α3Inequal＜0時，收入不平等會強化流動性約束的影響，間接效應存在；當α2+α3Inequal＞0時，收入不平等會弱化流動性約束的影響，間接效應存在且反向影響。

（二）指標選取

控制變量的選取如下：第一，地區(qū)層面的收入變量——地區(qū)人均收入。相對收入假說指出，個體的消費不僅受到自身影響，而且受到其他個體的影響。紀園園、寧磊在分析收入不平等對消費的影響時，將相對收入假說納入分析框架，指出地區(qū)人均收入顯著影響居民消費［29］。第二，家庭層面的變量。一是住房資產(chǎn)。依據(jù)生命周期理論，消費者的全部收入最終只有兩個去處，要么被消費，要么作為遺留財富。如果作為前者，那么住房資產(chǎn)會被自己消費；如果作為后者，那么住房資產(chǎn)將會被其他人在未來消費。因此，消費者的住房資產(chǎn)價值變動會影響居民消費。二是存款總額。存款是影響家庭消費的重要變量，根據(jù)預防性儲蓄假說，為了應對未來的不確定性和風險，消費者具有降低消費、增加儲蓄的偏好。由此，當存在一定的儲蓄時，居民的預防風險儲蓄動機將下降，居民消費水平將會提高。三是貸款總額。居民消費會受到金融市場的影響。家庭債務對居民消費的影響無論是擠出效應，還是擠入效應，都應作為控制變量納入模型。四是家庭人口結(jié)構(gòu)。依據(jù)生命周期理論，理性人的決策目標是實現(xiàn)整個生命周期內(nèi)的消費效用最大化，以及平滑消費，個體會在工作期間選擇儲蓄，年幼和年老期間選擇消費。五是家庭人口規(guī)模。家庭規(guī)模是重要的控制變量，家庭人口越多，農(nóng)戶家庭人均消費壓力越大，消費水平越低。第三，戶主層面的變量③。本文主要控制了四類變量，分別是：戶主性別；戶主年齡，以及戶主年齡平方；戶主婚姻；戶主受教育程度。第四，省域?qū)用娴墓潭ㄐ?。各個省域的經(jīng)濟發(fā)展水平、消費環(huán)境和習俗均不同，因而這里控制了省域變量。消費和收入數(shù)據(jù)根據(jù)城鄉(xiāng)居民消費者價格指數(shù)進行調(diào)整（以2010年為基期），數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計如表1所示。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于由北京大學中國社會科學調(diào)查中心（ISSS）主持的中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查（Chinese Family Panel Studies， CFPS）①項目，該項目系統(tǒng)、全面地收集了包含個體、家庭和社區(qū)的多層次嵌套數(shù)據(jù)。具體而言，本文采用的是中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查公布的2014—2018年數(shù)據(jù)。首先，確定戶主層面的數(shù)據(jù)，本文通過“財務回答人”確定戶主，進而構(gòu)建戶主層面數(shù)據(jù)。其次，根據(jù)戶主的家庭代碼，將個體層面的數(shù)據(jù)與家庭層面的數(shù)據(jù)庫合并。在數(shù)據(jù)處理中，本文保留戶主年齡區(qū)間為［16，80］的樣本，為避免極端值的影響，本文對樣本就家庭人均收入變量由低到高排序進行上下1.0%的縮尾處理。再次，分別操作各年份的數(shù)據(jù)后，依據(jù)“家庭編碼”依次進行合并，經(jīng)過數(shù)據(jù)清洗，得到了每年5 939份農(nóng)戶家庭數(shù)據(jù)，共計29 695份數(shù)據(jù)。最后，由于2010年和2012年數(shù)據(jù)庫中沒有本文的核心解釋變量——“以前借貸是否被拒絕過”，因而最終使用2014年、2016年和2018年的數(shù)據(jù)，共17 817個樣本。

四、實證結(jié)果分析與穩(wěn)健性檢驗

（一）回歸結(jié)果分析

表2（下頁）考察了收入不平等和流動性約束對農(nóng)戶家庭人均消費的影響，基于F檢驗和LM檢驗，選擇固定效應模型和隨機效應模型；再通過Hausman檢驗，最終選擇固定效應模型進行估計。列（1）分析了在控制家庭人均收入的情景下收入不平等和流動性約束對農(nóng)戶家庭人均消費的影響。列（2）是納入所有控制變量后的回歸結(jié)果；列（3）是采用雙向固定效應模型的回歸結(jié)果；列（4）—（5）是考慮收入不平等存在滯后效應的回歸結(jié)果；列（6）是采用面板工具變量法的回歸結(jié)果。在列（1）—（6）中，收入不平等的回歸系數(shù)值均為負，且在1%的顯著性水平下通過檢驗，表明收入不平等降低了農(nóng)戶家庭人均消費；變量“借錢是否被拒絕過”的回歸系數(shù)值均顯著為負，表明借錢被拒絕過的農(nóng)戶家庭人均消費小于沒有被拒絕過的農(nóng)戶家庭，借錢被拒絕過的農(nóng)戶家庭面臨較強的流動性約束。由此，“借錢是否被拒絕過”變量能較好地刻畫農(nóng)戶家庭的流動性約束。核心解釋變量的回歸系數(shù)的符號和顯著性不變，表明結(jié)果較為穩(wěn)健。

從列（2）的回歸結(jié)果來看，基尼系數(shù)的回歸系數(shù)在1%顯著性水平下為-2.031，結(jié)果表明基尼系數(shù)下降0.1，農(nóng)戶家庭人均消費將在現(xiàn)有水平上提高20.31%。基于CFPS的調(diào)研數(shù)據(jù)和國家統(tǒng)計局公布的農(nóng)戶家庭五等份收入數(shù)據(jù)，分別估計基尼系數(shù)對農(nóng)戶家庭人均消費的擠出效應。依據(jù)CFPS 2014—2018年的調(diào)研數(shù)據(jù)，基尼系數(shù)由2014年的0.479增加到2018年的0.508，增加了0.029；結(jié)合回歸系數(shù)值，2014—2018年收入不平等擠出了農(nóng)戶家庭6.009%的消費；如果基尼系數(shù)下降到0.350，將會增加32.155%的農(nóng)戶家庭消費。依據(jù)國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)①，收入不平等擠出了農(nóng)戶家庭3.329%的消費?！敖桢X是否被拒絕過”變量的回歸系數(shù)為-0.099，在1%水平下顯著，結(jié)果表明“借錢被拒絕過”的農(nóng)戶家庭人均消費比“借錢沒有被拒絕過”的農(nóng)戶家庭人均消費低0.099%。在CFPS調(diào)研數(shù)據(jù)和國家統(tǒng)計局公布的農(nóng)戶家庭人均消費數(shù)據(jù)中，2014—2018年農(nóng)戶家庭人均消費分別為13 998.86元和10 163元，流動性約束降低農(nóng)戶家庭人均消費13.859元和10.061元。家庭人均收入對數(shù)變量的系數(shù)值在1%水平下顯著為0.237，不等于0，表明中國農(nóng)戶家庭人均消費存在過度敏感性。家庭人均收入提高1%，農(nóng)戶家庭人均消費提高0.237%，家庭人均收入會顯著提高農(nóng)戶家庭人均消費。上述研究與金燁等［12］、陳斌開［13］的研究結(jié)論相同，由于低收入群體的邊際消費傾向較高，而高收入群體的邊際消費傾向較低，整體上收入不平等的擴大降低了居民消費。同時，由于農(nóng)戶家庭的借貸市場存在約束情況，即農(nóng)戶家庭存在流動性約束，這導致農(nóng)戶家庭抑制消費、提高儲蓄。收入不平等和流動性約束的交互項系數(shù)為-0.200，在5%水平下顯著，回歸結(jié)果表明收入不平等和流動性約束會直接降低農(nóng)戶家庭人均消費，同時收入不平等還會強化流動性約束的擠出效應，間接降低農(nóng)戶家庭人均消費。

本文從以下三個方面討論模型的內(nèi)生性問題：其一，雖然本文使用的是面板數(shù)據(jù)，并在模型中加入地區(qū)層面變量、家庭層面變量、個體層面變量、省域?qū)用孀兞亢蜁r間虛擬變量，期望通過加入足夠多的控制變量來緩解模型的內(nèi)生性問題，但即使是這樣，依舊存在遺漏變量問題。當存在一個變量既影響收入不平等和農(nóng)戶家庭的流動性約束，又影響農(nóng)戶家庭人均消費時，將導致表2中的回歸結(jié)果有偏。因此，本文通過雙向固定效應模型緩解模型的遺漏變量問題——通過個體固定效應解決“不隨時間而變但隨個體而變”的遺漏變量問題，通過時間固定效應解決“不隨個體而變但隨時間而變”的遺漏變量問題。回歸結(jié)果表明，收入不平等強化了流動性約束的擠出效應，間接降低了農(nóng)戶家庭人均消費（見表2列（3））。其二，收入不平等與農(nóng)戶家庭人均消費之間可能存在互為因果關系。因為農(nóng)戶家庭的消費結(jié)構(gòu)將影響未來收入，從而間接影響收入不平等。例如，農(nóng)戶家庭提高對教育、技能和健康等方面的投資，將會影響未來收入。由此，本文使用滯后一期的收入不平等作為解釋變量，與當期的農(nóng)戶家庭人均消費進行回歸，以解決互為因果問題。交互項是中心化處理后的滯后一期基尼系數(shù)與“借錢是否被拒絕過”變量的乘積。討論并緩解互為因果導致的內(nèi)生性問題后，收入不平等和流動性約束均會降低農(nóng)戶家庭人均消費，且收入不平等的間接影響存在，回歸結(jié)論比較穩(wěn)?。ㄒ姳?列（4）—（5））。其三，進一步使用面板工具變量法討論模型的內(nèi)生性問題。借鑒尹志超等的研究，使用區(qū)縣層面老年撫養(yǎng)比和少年撫養(yǎng)比作為收入不平等的工具變量［28］。現(xiàn)有理論研究表明，老年撫養(yǎng)比和少年撫養(yǎng)比與收入不平等呈負相關關系［30-31］；同時區(qū)縣層面的人口結(jié)構(gòu)不影響農(nóng)戶家庭人均消費。兩個變量符合工具變量的相關性和外生性要求。同時，由于收入不平等是內(nèi)生變量，其與變量“借錢是否被拒絕過”的交互項也是內(nèi)生變量，因而交互項也需要找到相應的工具變量。由此，收入不平等的工具變量選擇兩個，分別是“縣域?qū)用胬夏険狃B(yǎng)比”和“縣域?qū)用嫔倌険狃B(yǎng)比”；交互項的工具變量也選擇兩個，分別是“‘縣域?qū)用胬夏険狃B(yǎng)比變量與‘借錢是否被拒絕過變量的乘積”和“‘縣域?qū)用嫔倌険狃B(yǎng)比變量與‘借錢是否被拒絕過變量的乘積”。面板工具變量法的回歸結(jié)果表明收入不平等和流動性約束降低了農(nóng)戶家庭人均消費，且收入不平等強化了流動性約束的擠出效應（見表2列（6））。

控制變量的回歸結(jié)果符合理論推論，選擇列（2）的回歸結(jié)果加以說明：地區(qū)人均收入對數(shù)變量的系數(shù)值在1%水平下顯著為0.349，表明地區(qū)人均收入能顯著提高農(nóng)戶家庭人均消費，這一結(jié)果符合相對收入假說。住房資產(chǎn)變量的系數(shù)值在1%水平下顯著為0.098，符合以下理論推論：資產(chǎn)是一種流動性較差卻可變現(xiàn)的儲蓄，具有“財富效應”和“抵押擔保效應”，有助于農(nóng)戶家庭應對未來的不確定性和風險，降低流動性約束對消費的擠出效應。存款總額對數(shù)變量的系數(shù)值在1%水平下顯著為0.009，表明存款總額顯著提高了農(nóng)戶家庭人均消費。生命周期假說、預防性儲蓄假說和流動性約束假說分別表明儲蓄的目的是平滑整個生命周期內(nèi)的消費，應對不確定性和風險，以及應對未來的流動性約束。當有存款時，上述的儲蓄動機將下降，即存款降低農(nóng)戶家庭的儲蓄，擠入農(nóng)戶家庭人均消費。貸款總額對數(shù)變量的系數(shù)值在1%水平下顯著為0.019，表明貸款總額顯著提高農(nóng)戶家庭人均消費。家庭撫養(yǎng)比分為老年撫養(yǎng)比和少年撫養(yǎng)比。家庭撫養(yǎng)比的兩類變量回歸系數(shù)均為負，符合生命周期理論的理論推論。但是，老年撫養(yǎng)比變量的系數(shù)值不顯著為-0.001；少年撫養(yǎng)比變量的系數(shù)值在1%水平下顯著為-0.270。前者統(tǒng)計上不顯著與后者統(tǒng)計上顯著，可能的原因是中國農(nóng)戶家庭存在顯著的“重小輕老”的現(xiàn)象［22］，即相對于家庭其他成員，老年人的消費需求排在最后。家庭規(guī)模變量的系數(shù)值在1%水平下顯著為-0.084，表明家庭規(guī)模越大，農(nóng)戶家庭人均消費壓力越大，因而將降低農(nóng)戶家庭的消費水平。

戶主相關變量的解釋較為容易，這里不再贅述。

（二）穩(wěn)健性檢驗

第一，采用省域?qū)用娴氖杖氩黄降茸兞?。本文的核心變量包括農(nóng)戶消費、收入不平等，以及“借錢是否被拒絕過”。在上文的分析中，收入不平等使用的是縣域?qū)用娴幕嵯禂?shù)，這里使用省域?qū)用娴幕嵯禂?shù)刻畫收入不平等，討論收入不平等對農(nóng)戶消費的影響。第二，將家庭總消費作為被解釋變量。農(nóng)戶消費使用農(nóng)戶家庭人均消費，這里使用家庭總消費和平均消費傾向替代農(nóng)戶家庭人均消費，分別進行穩(wěn)健性檢驗。被解釋變量為家庭總消費的回歸結(jié)果表明，收入不平等會擠出家庭總消費，同時強化流動性約束的擠出效應，間接降低農(nóng)戶家庭總消費。第三，將平均消費傾向作為被解釋變量。被解釋變量為平均消費傾向的回歸結(jié)果表明，收入不平等不僅會直接降低農(nóng)戶家庭的平均消費傾向，而且會間接降低農(nóng)戶家庭的平均消費傾向。第四，選擇CFPS 2018年截面數(shù)據(jù)。使用面板數(shù)據(jù)可能存在一個問題，核心解釋變量——借錢是否被拒絕過——存在前后不一致的情況，即同一個農(nóng)戶在早些年份選擇“借貸沒有被拒絕過”，而在后續(xù)年份可能選擇“借貸被拒絕過”。因為問卷中問的是“您家借錢金額較大時（例如用于買房、經(jīng)營周轉(zhuǎn)等），有沒有被拒絕的經(jīng)歷”，所以本文繼續(xù)使用2018年數(shù)據(jù)進行實證分析。由于2018年是最新數(shù)據(jù)，包括了以前的經(jīng)歷，因而可以避免上述問題。第五，采用分層線性模型。由于基尼系數(shù)是宏觀縣域?qū)用娴臄?shù)據(jù)，而家庭消費是微觀家庭層面的數(shù)據(jù)，筆者進一步使用分層線性回歸模型（Hierarchical Linear Models）進行分析，回歸結(jié)果與基準回歸結(jié)果相同：一層結(jié)果表明流動性約束降低居民消費；二層結(jié)果表明收入不平等降低居民消費①。

五、異質(zhì)性分析與進一步討論

（一）異質(zhì)性分析

為考察收入不平等對農(nóng)戶消費的影響（直接效應和間接效應）在不同群體中的異質(zhì)性，接下來從戶主年齡、地區(qū)差異、城鄉(xiāng)差異、收入水平、家庭資產(chǎn)差異、被拒絕對象差異等多個層面對樣本進行分組回歸，回歸結(jié)果見表3和表4（下頁）。

第一，將樣本按戶主年齡分組，按戶主年齡是否超過49歲（戶主均值）將樣本劃分為高年齡組和低年齡組，回歸結(jié)果見表3列（1）—（2）。分組回歸結(jié)果顯示，收入不平等對高、低年齡組農(nóng)戶家庭均產(chǎn)生了顯著的負向影響；變量“借錢是否被拒絕過”對高年齡組農(nóng)戶家庭產(chǎn)生了顯著的負向影響，而對低年齡組農(nóng)戶家庭并未產(chǎn)生顯著影響，即低年齡組家庭并沒有受到明顯的流動性約束；收入不平等的間接效應在高年齡組不顯著，而在低年齡組顯著。第二，將樣本按地區(qū)分組，分為東部地區(qū)組、中部地區(qū)組和西部地區(qū)組，回歸結(jié)果見表3列（3）—（5）。分組回歸結(jié)果顯示，收入不平等和變量“借錢是否被拒絕過”對東部、中部、西部地區(qū)農(nóng)戶家庭均產(chǎn)生了顯著的負向影響；收入不平等的間接效應在東部、中部地區(qū)顯著，且中部地區(qū)大于東部地區(qū)，而在西部地區(qū)不顯著。第三，將樣本按城鄉(xiāng)分組，分為城鎮(zhèn)居民組和農(nóng)村居民組，回歸結(jié)果見表3列（6）。分組回歸結(jié)果顯示，收入不平等和變量“借錢是否被拒絕過”對城鎮(zhèn)地區(qū)居民家庭均產(chǎn)生了顯著的負向影響，且負向影響低于農(nóng)戶家庭；收入不平等的間接效應在城鎮(zhèn)地區(qū)顯著，且間接效應高于農(nóng)戶家庭。第四，將樣本按農(nóng)戶家庭人均收入分組，按農(nóng)戶家庭人均收入對數(shù)是否超過9.19（農(nóng)戶家庭人均收入對數(shù)均值）將樣本劃分為高收入組和低收入組，回歸結(jié)果見表4（下頁）列（1）—（2）。分組回歸結(jié)果顯示，收入不平等對高、低收入組農(nóng)戶家庭均產(chǎn)生了顯著的負向影響，且對高收入組家庭的影響更大；“借錢是否被拒絕過”這一變量對高、低收入組農(nóng)戶家庭均產(chǎn)生了顯著的負向影響，且對高收入組家庭的影響更大；收入不平等的間接效應在高收入組顯著，而在低收入組不顯著。第五，將樣本按農(nóng)戶家庭資產(chǎn)分組，按農(nóng)戶家庭是否有額外房產(chǎn)將樣本劃分為有其他房產(chǎn)組和無其他房產(chǎn)組，回歸結(jié)果見表4列（3）—（4）?；貧w結(jié)果表明，相對于有其他房產(chǎn)的農(nóng)戶家庭，收入不平等對無其他房產(chǎn)的農(nóng)戶家庭會產(chǎn)生更大的擠出效應；同時，有其他房產(chǎn)組農(nóng)戶家庭沒有受到明顯的流動性約束，而無其他房產(chǎn)組農(nóng)戶家庭受到明顯的流動性約束；收入不平等的間接效應在無其他房產(chǎn)組顯著，在有其他房產(chǎn)組并不顯著。第六，將被拒絕的對象分為民間借貸被拒絕和正規(guī)金融借貸被拒絕兩類，回歸結(jié)果見表4列（5）—（6）。無論是哪一類借貸被拒，均會對農(nóng)戶家庭消費產(chǎn)生顯著的負向影響；民間借貸被拒的負向影響大于正規(guī)金融借貸。同時，收入不平等的間接效應在兩組中均顯著為正。

（二）進一步分析

CFPS數(shù)據(jù)庫中給出了農(nóng)戶家庭的11類消費支出，包括食品支出、衣著支出、居住支出、交通通信支出、家庭設備及日用品支出、醫(yī)療保健支出、文教娛樂支出、轉(zhuǎn)移性支出、福利性支出、其他消費支出，以及建房購房房貸支出。衣食住行支出為農(nóng)村居民生產(chǎn)生活的基本消費支出，由此，將食品支出、衣著支出、居住支出和交通通信支出加總，稱為“生存型消費”；將轉(zhuǎn)移性支出和福利性支出加總，稱為“福利型消費”；將其他消費支出稱為“其他類消費”；將建房購房房貸支出稱為“房貸型消費”；將家庭設備及日用品支出、醫(yī)療保健支出和文教娛樂支出加總，稱為“發(fā)展型消費”。由此，分別討論收入不平等、流動性約束，以及兩者交互效應對農(nóng)戶家庭五類消費支出的影響?；貧w結(jié)果表明，收入不平等會顯著降低農(nóng)戶家庭五類消費。其中，對發(fā)展型消費的影響最大，其次是生存型消費，之后是其他類消費，然后是福利型消費，最后是房貸型消費。流動性約束對農(nóng)戶家庭的生存型消費、發(fā)展型消費和福利型消費產(chǎn)生顯著的負向影響，對房貸型消費和其他類消費沒有顯著影響。其中，對福利型消費的影響最大，次之是發(fā)展型消費，影響最小的是生存型消費。而收入不平等的間接效應只在生存型消費和發(fā)展型消費中顯著，在其他三類消費中并不顯著①。

六、結(jié)論與政策建議

本文以CFPS 2014—2018年數(shù)據(jù)為基礎，從收入不平等和流動性約束相互作用的視角研究農(nóng)戶消費問題。通過研究得到如下結(jié)論：收入不平等和流動性約束均會直接降低農(nóng)戶消費，同時二者的交互效應也會降低農(nóng)戶家庭人均消費，即收入不平等強化流動性約束的影響，間接降低農(nóng)戶消費。變量“借錢是否被拒絕過”的回歸系數(shù)值顯著為負，表明借錢被拒絕過的農(nóng)戶家庭人均消費小于沒有被拒絕過的農(nóng)戶家庭，借錢被拒絕過的農(nóng)戶家庭面臨較強的流動性約束。變量“借錢是否被拒絕過”能較好地刻畫農(nóng)戶家庭的流動性約束。同時，收入不平等的回歸系數(shù)值在1%水平下顯著為負，且收入不平等和流動性約束的交互項系數(shù)值顯著為負，表明收入不平等和流動性約束會直接降低農(nóng)戶家庭人均消費，同時收入不平等還會強化流動性約束的擠出效應，間接降低農(nóng)戶家庭人均消費?；貧w結(jié)果經(jīng)過一系列內(nèi)生性討論和穩(wěn)健性檢驗之后大體仍保持不變。異質(zhì)性分析結(jié)果表明，兩者及其交互效應的影響存在明顯的異質(zhì)性。以農(nóng)戶家庭資產(chǎn)分組為例，實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相對于有其他房產(chǎn)的農(nóng)戶家庭，收入不平等對無其他房產(chǎn)的農(nóng)戶家庭會產(chǎn)生更大的擠出效應；同時，有其他房產(chǎn)組農(nóng)戶家庭沒有受到明顯的流動性約束，而無其他房產(chǎn)組農(nóng)戶家庭受到明顯的流動性約束；收入不平等的間接效應在無其他房產(chǎn)組顯著，在有其他房產(chǎn)組并不顯著。進一步的分析結(jié)果表明，將農(nóng)戶消費分為生存型消費、發(fā)展型消費、福利型消費、房貸型消費和其他類消費五類，收入不平等會顯著降低農(nóng)戶家庭五類消費；流動性約束對農(nóng)戶家庭的生存型消費、發(fā)展型消費和福利型消費會產(chǎn)生顯著的負向影響，對其他兩類消費沒有顯著影響；同時，收入不平等的間接效應只在生存型消費和發(fā)展型消費中顯著，而在其他三類消費中并不顯著。

上述實證發(fā)現(xiàn)為政府促進農(nóng)戶消費、擴大內(nèi)需、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式提供了政策思路。縮小收入不平等不僅有助于促進農(nóng)戶消費，而且有助于緩解流動性約束對農(nóng)戶消費的制約作用?；诖?，提出如下建議：第一，總體上縮小收入不平等程度，提高農(nóng)戶消費水平。其一，通過加大對農(nóng)村地區(qū)低收入者的支持力度，提供更多的發(fā)展機會，增加低收入者的就業(yè)機會，從而緩解收入不平等狀況；其二，推進收入分配制度改革，提高勞動報酬在國民收入中的份額，適當提高最低工資標準，增加農(nóng)戶的勞動收入；其三，完善鄉(xiāng)村土地和勞動力市場，保護農(nóng)民耕地承包權(quán)和宅基地資格權(quán)，促進耕地經(jīng)營權(quán)和宅基地使用權(quán)讓渡，增加農(nóng)戶的租金收入；其四，推進數(shù)字鄉(xiāng)村建設和智慧農(nóng)業(yè)發(fā)展，加強農(nóng)村信息基礎設施建設，拓展數(shù)字經(jīng)濟應用的場景和領域，助推產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，增加農(nóng)戶的經(jīng)營性收入。第二，推動農(nóng)村金融服務發(fā)展，降低農(nóng)戶信貸約束［32］。其一，建立健全金融服務鄉(xiāng)村振興的激勵機制，引導正規(guī)金融機構(gòu)在鄉(xiāng)村設立服務機構(gòu)，降低農(nóng)戶享受金融服務的交易成本；其二，加強對農(nóng)戶的農(nóng)村金融知識普及教育，通過政府培訓機構(gòu)、社會培訓機構(gòu)和市場咨詢機構(gòu)等平臺，宣傳金融消費權(quán)益保護等相關內(nèi)容，提高農(nóng)戶的金融素養(yǎng)；其三，推動農(nóng)戶信用體系建設，提高支農(nóng)支小再貸款、再貼現(xiàn)的支持力度，擴大農(nóng)戶資產(chǎn)抵押擔保融資的范圍，小額貸款免除資產(chǎn)抵押，降低農(nóng)戶信貸的資產(chǎn)約束，提高農(nóng)戶信用貸款；其四，針對處于不同生命周期的農(nóng)村家庭，政府要把握不同的公共政策導向，高年齡組的農(nóng)戶家庭更容易受到流動性約束的影響，因而農(nóng)村金融服務要針對高年齡組家庭提供借貸服務。其五，由于民間借貸被拒的負向影響大于正規(guī)金融借貸，因而要進一步規(guī)范鄉(xiāng)村非正規(guī)金融發(fā)展。第三，由于收入不平等會對發(fā)展型消費產(chǎn)生不利影響，而這將不利于農(nóng)戶家庭的長期發(fā)展，因而建議通過網(wǎng)上學習、講座交流等形式，構(gòu)建學歷教育、技能培訓、實踐鍛煉等多維并舉的人力資源開發(fā)機制，提升農(nóng)戶家庭的人力資本水平，提高其增收能力。另外，要優(yōu)化農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)，優(yōu)化商品和服務的供給結(jié)構(gòu)，提高發(fā)展型和生存型商品的數(shù)量和質(zhì)量，擴展農(nóng)戶家庭的消費選擇。

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Abstract： Based on the data of CFPS from 2014 to 2018， this paper studies rural household's consumption from the perspective of the interaction between income inequality and liquidity constraints. The study found that： First， for every 0.1 decrease in Gini coefficient， the consumption level of rural household will increase by 20.31% on the existing basis; If the Gini coefficient drops to 0.350， it will increase rural household's consumption by 32.155%. Second， rural households who have been refused to borrow money face strong liquidity constraints， and their consumption level is lower than that of rural households who have not been refused to borrow money. Third， income inequality will strengthen the crowding out effect of liquidity constraints and indirectly reduce the per capita consumption of rural households. The above results are still valid after considering the endogenous problem， but there is obvious heterogeneity. Fourth， income inequality will significantly inhibit rural household's survival consumption， development consumption， welfare consumption， housing loan consumption and other types of consumption， while liquidity constraints only have a significant inhibitory effect on the first three; the indirect effect is only significant in survival consumption and development consumption.

Key words： rural household's consumption; liquidity constraints; income inequality