今天小编为大家推荐《家庭消费论文范文(精选3篇)》仅供参考，大家一起来看看吧。摘要：家庭消费的廉政逻辑是家庭消费反映收入差异，折射家庭成员的清廉程度;家庭消费体现消费道德，映射家庭成员的品行操守;家庭消费融合身份地位，增大家庭成员的廉政风险。家庭消费可以反映腐败的蛛丝马迹：家庭人情消费是腐败的温床，家庭奢侈消费折射腐败影子，家庭消费与职务消费容易混同。
第一篇：家庭消费论文范文
农村家庭收入来源、家庭特征与旅游消费
[摘 要]中国作为农业人口大國，其农村家庭蕴藏着巨大的旅游消费潜力。在收入不断提高的市场环境下，农村家庭旅游消费却远未达到与其收入匹配的预期水平，这可能与家庭收入结构有关。文章基于行为经济学中的心理账户理论，采用中国家庭追踪调查数据，从微观层面检验不同来源收入对农村家庭旅游消费需求的差异化影响，从理论和经验上验证农村家庭旅游消费行为中的心理账户效应。结果表明：农村家庭针对不同来源的收入采用不同的旅游消费预算和处理规则，表现为不同类别收入存在差异化的边际旅游消费倾向，即存在心理账户效应，并且农村家庭旅游消费行为中的心理账户效应比城镇家庭更显著。同时，文章发现，典型的农村家庭特征对边际旅游消费倾向以及心理账户效应产生异质性影响。从事非农业生产的农村家庭，其边际旅游消费倾向总体更高，且心理账户效应更显著。随着受教育程度提高，农村家庭在旅游消费上的心理账户效应也越显著。对于子女年龄处于中学阶段的农村家庭，其旅游消费的心理账户效应比较明显。
[关键词]收入来源;心理账户;旅游消费;农村家庭;家庭特征
[文献标识码]A
Doi： 10.19765/j.cnki.1002-5006.2020.01.009
引言
在经济新常态下，释放国内消费潜力已成为我国推动经济发展方式转变的重要途径。随着国民收入的显著提升，国内旅游需求市场呈现出迅速扩张的发展态势。根据《2015年中国旅游业统计公报》，2015年我国国内旅游人数达40亿人次，总收入达3.42万亿元人民币，而全国农村家庭的旅游消费总支出却不足国内旅游总收入的20%。可见旅游消费对于促进我国经济增长的作用愈加明显，这也使得促进国民旅游消费正在成为优化产业结构、加速经济转型的重要措施。然而，与旅游需求旺盛的城镇家庭相比，农村家庭旅游消费需求却远未达与其收入相匹配的预期水平。在总体收入不断提升的条件下，农村旅游消费市场仍难以发挥应有的需求潜力，根据边际消费倾向递减规律，这主要是由于收入结构的失衡，包括二元经济结构造成的城乡收入失衡以及要素市场不完善导致的家庭收入结构失衡，而后者则更容易被忽略。这不利于国内旅游市场的可持续发展和总体旅游消费需求的提升。
收入水平始终被认为是影响我国农村家庭旅游消费需求的最重要因素[1]。多数对我国旅游消费需求影响因素的实证研究已证实了这一观点[2-4]。随着我国农村要素市场的发展，农村家庭的经营方式趋于多元化，增收渠道逐渐拓宽。根据《中国农村统计年鉴》，2015年中国农村家庭收入中工资性收入占40.3%、经营净收入占39.4%、财产净收入占2.2%、转移净收入占18.1%，且不同来源收入的占比趋于收敛，相比于往年的收入分布情况，农村家庭收入结构正在向多元化、均衡化发展。现有大量研究从不同视角和维度对我国农村家庭或居民旅游消费行为决策进行了有益的探索，这些研究以经典消费假说为理论基础，强调并检验了农村家庭或居民总收入水平对旅游消费需求的决定性作用[5-8]，而少有研究从收入结构的视角区分不同来源收入对农村家庭旅游消费的差异化影响，并据此进一步解释我国农村旅游消费市场需求不足的现实。在国民整体收入水平不断提升的条件下，传统消费理论不足以解释当前我国农村家庭旅游消费需求与收入水平不匹配的现象。基于边际消费倾向递减规律以及我国农村家庭旅游消费预算结构的现状，现存于我国的农村旅游消费市场需求不足以及收支不匹配现象可能与家庭收入结构有关。
行为经济学中的心理账户理论在一定程度上突破了传统消费假说的条件约束，认为现实中消费者的决策行为并非完全理性。在该理论框架下，不同来源收入之间并非是完全替代的关系，消费者倾向于将不同来源的收入纳入各自对应的心理账户，进而配以不同的预算管理规则，对可比的消费活动产生不同的消费倾向[9]。因此，在心理账户理论框架下，从家庭收入结构视角识别不同来源收入对旅游消费行为的差异化影响可能有助于解释我国农村家庭收入和旅游消费倾向不匹配的行为矛盾。随着我国农村要素市场的发展以及居民收入多元化的趋势，近年来国内相关研究已经开始关注收入结构对旅游消费的差异化影响[1， 10-11]。在现有文献的基础上，为了验证我国农村家庭旅游消费行为中的心理账户效应及其异质性，并据此解释农村旅游消费市场需求不足的现象，本文采用中国家庭追踪调查(Chinese Family Panel Studies， CFPS)微观数据，从微观家庭层面检验不同来源的收入对农村家庭旅游消费倾向的差异化影响，并考察典型的农村家庭特征对旅游消费心理账户效应的异质性影响。
本文对现有文献可能的补充和贡献可归结如下：在理论方面，首先，基于旅游消费需求富有弹性的基本假设以及我国城乡收入差距的事实，首次通过模型推导直接验证了我国农村家庭在旅游消费行为中存在心理账户效应，即不同来源收入的边际旅游消费倾向存在显著差异;其次，模型推导结果证明了相对于城镇家庭而言，收入水平较低且不确定性更大的农村家庭在旅游消费行为中的心理账户效应更为显著，这为解释我国农村家庭收入水平与旅游消费需求不匹配现象提供了新的理论依据;此外，依据模型推导结果，本文通过构建概念图直观呈现了我国农村家庭旅游消费心理账户效应的产生条件及传导机制。在实证方面，首先，本文首次采用微观家庭调查数据直接检验了我国农村家庭旅游消费心理账户效应，这相比于基于宏观数据的实证研究而言，不仅能够准确反映理性消费者的收入约束变化对其消费行为的影响，而且更加符合行为经济学对心理账户的定义和假设条件;其次，本文在验证了农村家庭旅游消费心理账户效应存在的基础上，进一步识别了该效应的城乡差异及家庭特征异质性，为解释农村家庭旅游消费需求不足提供了充分的经验依据。
1 理论框架与假说
在西方主流经济学的消费理论框架下，收入始终被认为是影响居民旅游消费最直接和根本的因素[2-4，12-14]，包括绝对收入、相对收入、收入预期等[2，15-16]。现有国内文献也普遍基于以凯恩斯消费理论为代表的传统消费假说证实收入水平对居民旅游消费的决定性作用[6-8]，包括对我国农村居民和家庭旅游消费的研究[8，17-18]。除了收入因素外，城乡差距、旅游产品价格、消费习惯、不确定性、闲暇等因素也被证明是影响我国农村居民旅游消费的重要因素[17-19]。
可见，国内外相关研究基本证实了收入对居民和家庭旅游消费决策和支出水平的决定性作用，这符合传统消费理论的基本假设和结论。不同的是，国外在识别旅游消费函数的研究中较早地将不同来源的收入加以区分，例如居民旅游消费在工资和流动资产上的需求弹性较大，而对住房和社会保障等财产性收入则不敏感[20]，而住房资产又比金融资产对家庭旅游消费的影响更显著[21]。国内研究则受限于微观数据可得性，更加依赖居民或家庭总收入指标间接地估计旅游消费函数[11]，这使得难以准确识别消费主体之间差异化旅游决策的产生机制[22]。基于总收入指标的研究多是以不同来源收入在满足旅游消费过程中是同质的和完全相互替代的为隐含假设，即旅游消费倾向及支出水平仅与居民可支配或预期的总收入水平相关，并未进一步识别不同来源收入对居民旅游消费倾向及支出水平的差异化影响。尤其对于我国农村居民，多是基于传统消费假说检验旅游消费与收入水平的关系，缺乏从收入结构视角探讨旅游消费需求的研究[6，10]。在我国二元经济结构背景下，农村要素市场不断完善，农村家庭收入结构发生着显著变化，日益多元化的收入来源不仅能够直接增加居民收入水平，也可能通过收入结构的改善进一步刺激农村家庭的旅游消费潜力和意愿。针对这一潜在因果关系，目前仅有少数研究从收入结构视角检验了不同来源收入对旅游消费的差异化影响[1，10]，但缺乏对我国农村家庭旅游消费心理账户效应的直接检验。
以凯恩斯消费理论为代表的传统消费理论，包括绝对收入假说、相对收入假说、持久收入假说和生命周期假说等，都是以消费者行为完全理性为假设前提，认为用于可比较的消费活动上的不同來源收入之间是完全相互替代的[10]。然而，现实中的消费者并不完全满足这些严格的传统假设，而是由于收入不确定性等因素对不同来源收入赋予不同的边际消费倾向[23-24]。不同来源收入的差异化消费倾向同样体现在我国农村居民的消费过程中[25]。随着消费者行为理论和微观统计手段的发展，传统消费理论在解释消费者非理性行为时的不足日益凸显，而行为经济学中的心理账户理论框架则逐渐成为传统消费理论的有益补充。心理账户理论基于收入预算非替代性这一重要特征，揭示了消费者在决策中无意识地将“相对重要性”或“机会成本”不同的收入划归不同的虚拟预算管理账户的行为准则，并且不同来源收入在各账户间无法相互转移[24，26]。在该理论框架下，消费者的非预测性决策方式超越了传统理性经济人假设的解释范畴[27]。现实中的消费者正是基于这种潜在的心理账户建立差异化的支出预算规则并制定消费决策[28]。而不同收入的相对重要性或机会成本则是消费者构建心理账户预算规则的关键因素[24]。从这种意义上来看，在面对需求层次较高的旅游消费时，消费者在权衡不同收入机会成本时的谨慎心理将促使其产生更强烈的心理账户效应。尤其对于收入水平较低且不确定性较强的农村家庭，按照旅游消费需求富有弹性的性质以及心理账户中收入相对重要性原则，将不同来源的收入配以不同的旅游消费管理规则并对应产生不同的消费倾向正是体现了旅游消费者的心理账户效应。国内外文献已针对消费者心理账户效应的存在性和作用机制进行了充分讨论[29-32]，利用经验证据证实了不同来源的收入对于消费者并非完全同质的，各类收入的相对重要性或机会成本决定了其在特定需求上的消费倾向和支出水平。而针对旅游消费心理账户效应的直接探讨则相对缺乏，更多的是通过分解和比较不同收入的旅游消费需求弹性间接地验证旅游消费心理账户效应[11，20，23，33]。
按照传统的绝对收入假说或生命周期假说的隐含假设[34-36]，不同来源的收入或收入预期对于可比的消费活动的支付倾向并无差异化影响[23]，在该传统假设条件下农村家庭的旅游消费支出可表示为加总可支配收入的函数：
式(1)中，Ctr指农村家庭r的旅游消费支出，Yr指该家庭生命周期中总收入和财富的折现值，yri指该家庭i类收入的折现值，i包括经营性收入、财产性收入、工资性收入、转移性收入及其他财富形式。式(1)表示在消费者完全理性的条件下，农村家庭旅游消费支出仅取决于家庭总收入或预期总收入，而与家庭(预期)收入结构无关，并且各类收入上的边际旅游消费倾向相同。
在心理账户理论框架下，传统的生命周期理论被发展为行为生命周期模型[37]，认为消费者将其收入及财富分为不同的类型，且相互之间不存在完全的替代性，并对应产生不同的消费倾向[9，26]。在行为生命周期理论框架下，家庭消费决策不仅依赖总收入预期，还取决于预期收入的结构[24]，此时农村家庭旅游消费函数应表示为：
式(2)中，yIr指农村家庭不同来源的各类收入。式(2)表示在考虑消费者“心理账户”效应的条件下，各类收入上的边际旅游消费倾向会有所差异。
根据以上基准消费函数可直观比较两种理论假设下农村家庭的不同来源收入之间边际旅游消费倾向的差异，如下所示：
其中，式(3)和式(4)分别表示传统生命周期假说和行为生命周期假说下各类收入之间边际旅游消费倾向之间的关系比较，即在传统生命周期模型中不同类型收入或财富之间在可比的消费过程中是完全替代的[23]，因而边际旅游消费倾向相同，而在行为生命周期模型中不同类型收入或财富具有不可替代性[37]，因而在理想条件下其边际旅游消费倾向各不相同。消费者心理账户效应正是体现在不同收入之间边际消费倾向上的差别[9]。
由于心理账户效应产生的重要基础是不同来源收入之间的相对重要性或机会成本[24]，这决定了消费者的总收入水平和对应消费品的需求层次在心理账户作用过程中起着关键作用。对于本文的研究背景，一方面，在我国二元经济结构长期存在的条件下，相比于城镇家庭，农村家庭收入水平较低且不确定性较强，强烈的预防性消费心理促使其各类收入之间的相对重要性或机会成本差异更凸显，由于农业生产风险带来的不稳定收入可能会造成农村家庭较城镇家庭更低的边际消费倾向[36]，因而在旅游消费上表现出更明显的心理账户效应。此外，由于储蓄模式和生产要素所有权不同[38]，城乡消费者对于旅游营销的态度存在明显差异[39]。尤其对我国农村居民而言，消费习惯、转移支付和代际支持等因素使其工资性收入的消费倾向区别于城镇居民[40]，而城乡财产性收入差距也严重抑制了农村居民的消费需求[41]。因此，农户对于不同来源收入的处理方式及边际消费倾向可能存在显著差异[23]。由于不论对于收入水平较高的城镇家庭还是收入水平较低的农村家庭，都普遍遵循边际消费倾向递减的经济规律[34]，因此，在给定城乡家庭收入差距以及边际消费倾向递减的条件下可以得出城乡家庭旅游消费心理账户效应理论上的强度对比，如下所示：
[iIjI?Ctr?yir-?Ctr?yjr2>iIjI?Ctu?yiu-?Ctu?yju2 if yir≥yiu， d?Ct?yidyi≤0] (5)
式(5)中，i和j分别表示不同类型的收入和财富，且i≠j，Ctr和Ctu分别指农村家庭旅游消费支出和城镇家庭旅游消费支出，yir和yiu分别表示农村家庭和城镇家庭的各类收入或财富。式(5)表明，相对于收入水平更高的城镇家庭，旅游消费需求富有弹性的农村家庭在旅游消费决策过程可能存在更明显的心理账户效应。在我国实际的城乡发展背景下，这也与国外关于农户在不同收入间存在显著边际消费倾向差异的研究结论一致[23]。对于面对较大收入不确定性的农村家庭，该模型推导结果间接证实了收入不确定性对城乡家庭心理账户效应差异的关键作用，即不稳定收入家庭的边际消费倾向低于稳定收入家庭的边际消费倾向[42]，因为前者无需通过大量储蓄来应对收入变化带来的影响。
另一方面，根据马斯洛需求层次定律，作为我国农村家庭消费品中需求层次较高的商品服务[1]，旅游消费会面临来自其他基础性消费的强烈挤占和替代。旅游对于现阶段我国家庭而言仍属于富有弹性的消费品[11]，尤其对于收入水平较低的农村家庭，旅游消费的需求收入弹性可能远大于其他基础性消费。根据“心理账户”框架下的收入相对重要性和机会成本原则[24]，旅游消费的需求层次属性可能会促使农村家庭在旅游消费决策过程中表现出更为强烈的“心理账户”效应。因此，在支出水平可比的条件下，农村家庭各类收入用于旅游和其他消费品的边际消费倾向差异可表示如下：
式(6)中，Cor指农村家庭其他需求收入弹性较小的消费品支出，εtr和εor分别指农村家庭旅游消费和其他消费的需求收入弹性，yc指可比条件下的特定阈值。式(6)表明，旅游消费作为需求层次较高或需求收入弹性较大的消费品，在家庭收入相对较低且消费支出水平给定的条件下，比其他弹性较小的基础性消费更容易受到心理账户效应的影响。为了更清晰地阐释上述理论分析结果，我们构建了旅游消费心理账户概念模型，如图1所示，灰色框表示效应传导机制或结果，白色框表示效应传导介质，虚线框表示要素之间的关系特征，实线箭头表示心理账户效应传导中的各阶段要素的作用方向，其中，箭头数量越多表示作用强度越大，虚线箭头表示要素特征逻辑关系。从图1中可以简要概括旅游消费者心理账户效应的作用逻辑：假设城乡家庭均遵循边际消费倾向递减规律，并且旅游消费需求弹性相对较大，因而城乡家庭在旅游消费决策上均存在一定程度的心理账户效应，即不同类别收入存在差异化的边际旅游消费倾向。由于我国城乡家庭收入差距既定存在，心理账户效应对农村家庭旅游消费的影响比城镇家庭更为显著。由于边际消费倾向递减规律，因此由心理账户效应产生的差异化边际消费倾向会降低农村家庭整体的旅游消费水平。
基于上述理论分析，我们首先在理论上证明了农村家庭旅游消费的心理账户效应。此外，随着农村要素市场的发展，我国农村家庭收入来源日趋多元化，其多元化结构及波动幅度已经超过城镇家庭，这从现实角度支持了农村家庭收入结构可能会对旅游消费产生越来越重要的影响。因此，我们提出以下理论假说：
假说1：根据传统消费假说，农村家庭可支配收入与旅游消费支出存在正相关关系
假说2：根据心理账户假说，不同来源的家庭收入对农村家庭旅游消费支出存在差异化影响，即农村家庭旅游消费存在心理账户效应
假说3：在存在城乡收入差距及边际消费倾向递减的条件下，农村家庭旅游消费的心理账户效应比城镇家庭更显著
在我国城乡二元经济结构长期存在的条件下，除了收入因素外，农村家庭之间的典型差异主要体现在受教育程度、家庭结构和生产经营方式上。这些典型的农村家庭特征可能会对家庭旅游的边际消费倾向和心理账户效应产生差异化影响。户主的受教育程度不仅直接影响家庭的收入水平和结构，在一定程度上也决定了家庭的消费观念和需求层次[24]，对家庭旅游倾向和支出水平存在直接促进作用[43-45]。家庭结构是旅游消费行为研究中始终关注的重要因素[46]，其中，子女年龄是家庭结构中影响家庭旅游消费的关键因素之一[15，45，47]，随着子女年龄段的提升，其对家庭旅游消费决策的影响逐渐增大[48]。对于不同年龄段的子女，家庭所承担的经济压力和享有的闲暇不同。代际理论和生命周期理论的研究表明，长期中旅游消费群体的年龄中位数具有上升趋势[49]，从我国家庭对子女抚育的投入状况来看，该结果也从侧面表明随着子女年龄的增长，家庭从抚育子女中获得的经济和闲暇的释放将改变家庭的旅游消费能力和意愿，因而子女年龄可能会导致农村家庭的旅游消费产生差异化的心理账户效应。同受教育程度类似，家庭经营方式不仅直接影响着家庭收入水平和结构，也能通过收入稳定性差异在相当程度上决定家庭的消费观念和需求層次，而不稳定收入的边际消费往往低于稳定收入[42]。具体来看，对于具有多元化经营方式的农村家庭，尤其是从事非农业生产的农村家庭，其收入风险预期相对较低，进而消费观念更加开放，且消费需求层次也相对更高。而对于从事农业生产的家庭，往往面临着更大的收入不确定性，务农收入的边际消费倾向往往低于非务农收入[23]，因而家庭消费理念也更加保守。因此，农村家庭经营方式可能会对其边际旅游消费倾向及心理账户效应产生异质性影响。
给定家庭的资源禀赋，尤其是在我国农村要素市场尚不完善的条件下，农村家庭在不同来源且相同数量的收入中所投入的成本存在差异。在心理账户理论框架下，这种成本差异产生了消费决策过程中不同类别收入的“相对重要性”或“机会成本”[24]，消费者正是基于这种潜在的机会成本对不同类型收入的使用进行心理权衡，进而产生不同的边际消费倾向[9]。根据西方经济学对机会成本的定义可知，机会成本的相对大小必然是因人(家庭)而异的，因此这些差异使得不同特征的农村家庭在不同类型收入的“机会成本”评估上产生差别，进而造成消费者心理账户效应的差异。基于此，典型的农村家庭特征可能会产生差异化的边际消费旅游倾向及心理账户效应，如下所示：
其中，E和e分别指代相互对应的两类农村家庭特征，包括户主受教育程度、子女年龄以及家庭生产经营方式，其他指标与前文一致。根据上述对3种典型农村家庭特征的分析，式(7)表示基于我国农村现阶段的家庭结构特征，可以假设受教育程度较高，子女年龄越大，或者从事非农生产经营的农村家庭在旅游消费中的需求弹性较小，即旅游消费对一定范围内的收入变化相对不敏感。式(8)表明，各类型收入的边际旅游消费倾向因农村家庭特征的差异而存在区别。式(9)表明，在具有不同特征的农村家庭旅游需求弹性存在差异的假设条件下，不同来源收入表现出的旅游消费心理账户效应存在差异。根据上述关于3种家庭特征对旅游边际消费倾向的实际影响，本文提出以下理论假说：
假说4：受教育程度越高，农村家庭边际消费倾向越大，且不同受教育程度的农村家庭在旅游消费中的心理账户效应存在差异
假说5：子女年龄越大，农村家庭边际消费倾向越大，且子女处于不同年龄段的农村家庭在旅游消费中的心理账户效应存在差异
假说6：从事非农业生产的农村家庭边际旅游消费倾向更大，且务农与非务农农村家庭在旅游消费中的心理账户效应存在差异
2 计量模型与数据
2.1 数据来源和预处理
本文所使用的数据来源于中国家庭动态追踪调查(Chinese Family Panel Studies， CFPS)数据库。CFPS是北京大学中国社会科学调查中心(Institute of Social Science Survey， ISSS)实施的一项旨在为学术研究和政策决策提供数据的重大社会科学 项目，其跟踪收集了个体、家庭、社区3个层次的数据，综合反映了中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁。本文使用的CFPS 2014共计13 946个城乡微观样本，其调查范围涵盖了东中西部共计29个省份、自治区和直辖市。CFPS数据库每两年更新一次，目前已更新至2016年，但由于CFPS 2016并未对家庭收入类别进行详细划分，难以获取财产性收入、转移性收入和经营性收入等关键指标数据，因此笔者使用2014年数据进行分析。此外，考虑到动态趋势和消费滞后性等因素对本文心理账户效应估计稳健性的影响，本文分别采用2012年的城乡家庭收支数据以及2012年城乡家庭收入与2014年城乡家庭旅游消费支出的样本匹配数据进行稳健性检验。
相比于宏观层面数据，本文所采用的中国家庭追踪调查(CFPS)微观层面数据具有两方面优势：第一，观测样本之间的波动或变化(cross-sectional variation)是回归分析有效性的基础。宏观加总数据利用地区间加总指标的波动来识别个体的消费决策，这一估计过程往往存在严重的加总误差，掩盖了微观个体间的差异。微观计量分析是利用个体间的变异作为回归分析的基础，这不仅在统计上为回归分析提供更多的有效信息，进而获得更稳健的估计结果，而且能够反映家庭或居民个体实际的消费行为决策。第二，微观数据允许人们观察到差异化的农村家庭特征，进而能够进一步识别农村家庭边际旅游消费倾向和心理账户效应的异质性，为理论分析结果提供经验证据。重要的是，本文的主要研究目的是借鉴行为经济学的理论检验我国农村家庭旅游消费行为中的心理账户效应，以及城乡差异、家庭特征差异对心理账户效应的异质性影响，因而采用微观家庭数据能够满足本文的研究需要。
CFPS数据库的调查对象按照户籍所在地类型可划分为村委会户籍居民和居委会户籍居民两类。本文选取在村委会注册户籍的9764个农村家庭样本作为研究对象。对该群体的调查涵盖了本研究所需要的所有必要信息。具体地，在家庭经济方面涉及家户收入、家户支出、家户资产和负债，此外还涵盖了家庭规模、家庭经营方式和家庭所处地域等重要的家庭特征信息。重要的是，对家户收入的调查还详细地统计了家户经营性收入、转移性收入、工资性收入和财产性收入等不同来源的家收入，并且家户支出信息也明确区分了家庭文化娱乐支出和旅游支出，为本文的实证分析提供了充足的数据来源。
对于CFPS数据库中的9764个农村家庭原始样本，本文在回归之前做如下处理：首先是对缺漏值进行处理。根据实证分析中常用的数据清理方法[50]，当缺失比例小于2%时，可用均值替代;当缺失比例在2%～5%之间时，可用最大似然估计获得;当缺失比例大于5%时，则需要用多项回归估计或直接剔除样本。由于CFPS2014中农村家庭旅游支出数据的缺漏比例为27.2%，为确保实证结果的可靠性，故剔除了缺失的样本。此外，由于转移性收入、财产性收入和经营性收入3个指标存在较小程度(小于2%)的数据缺失，则以均值替代。其次是对离群值的处理。通过检验发现，原始样本中旅游消费支出、工资性收入、经营性收入、财产性收入和转移性收入均存在一定的离群值，因此本文对这5个指标进行97.5百分位的右缩尾处理。通过以上处理，本文实际以1075个农村家庭样本进行回归分析。
2.2 计量模型与变量
为了验证我国农村家庭在旅游消费决策过程中是否存在心理賬户效应，基于本文的理论框架，采用逐步回归方法对农村家庭不同来源收入边际旅游消费倾向的差异化影响进行稳健性检验。具体地，首先将可能影响家庭旅游消费的典型家庭特征变量逐步纳入基准消费函数中，检验不同类别收入对家庭旅游消费影响的稳健性，以保障心理账户效应识别的有效性。基于此，通过F检验识别各类别收入之间边际旅游消费倾向差异的显著性，据此来验证农村家庭旅游消费的“心理账户”假说。基准回归模型如下：
式(10)中，i表示农村家庭，TC为被解释变量，表示被调查的农村家庭在过去12个月实际发生的旅游消费总支出，包括与旅游行为相关的交通费、食宿费、景区门票等支出项目。根据本文的研究目的和理论分析结果，解释变量主要分为两类，分别是结构性家庭收入和家庭特征变量。家庭收入包括家庭工资性收入(WI)、经营性收入(OI)、财产性收入(PI)和转移性收入(TI)。根据《中国统计年鉴》对居民收入的划分标准以及CFPS的问卷设计，工资性收入包括家庭工资收入或打工收入，经营性收入包括家庭农产品收入或个体经营、私营等税后净利润，财产性收入包括所有房产、地产、耐用品、金融产品的市值，及相关资本利得，转移性收入包括各种政府补助、社会补助、离退休或养老金等。根据上述理论分析，本文选择户主受教育程度(Edu)、家庭经营方式(BP)、子女年龄受(Age)3个主要家庭特征来检验农村居民旅游消费心理账户效应的异质性。其中，受教育程度由户主的受教育水平表示。根据常用的教育程度划分方法[51]以及CFPS调查问卷提供的居民受教育信息，本文将户主受教育水平划分为4个类别：未受正规教育(文盲和半文盲)、接受义务教育(小学和初中)、接受中等教育(高中、中专、技校和职高)以及接受高等教育(大专及其以上)。由于农业生产的自然属性是导致农村家庭收入预期不确定性的主要原因，因此家庭经营方式主要考察该家庭是否为从事农业生产经营。对子女年龄的衡量按照教育阶段进行划分[48]，分为1～12周岁、13～18周岁和18周岁以上3个年龄段。此外，我们控制了地区虚拟变量(Re)，来剔除不可观测的地区因素。
为了进一步考察农村家庭特征对不同来源收入边际旅游消费倾向及心理账户效应的差异化影响，本文在基准回归模型中分别纳入各类型收入与家庭特征的交互项，并检验了不同特征家庭之间旅游消费心理账户效应的差异显著性，模型构建如下：
在回归分析之前对模型有效性进行检验，发现VIF膨胀因子远小于10，所以模型不存在多重共线性。同时采用White估计量对模型进行同方差检验时，发现p值接近于0，拒绝了同方差假设，因此，本文采用White稳健性估计对异方差进行处理。
3 实证结果
3.1 农村家庭旅游消费心理账户效应
本文从家庭收入结构的视角检验我国农村家庭旅游消费支出的心理账户效应，并分析了典型的农村家庭特征对边际旅游消费倾向和心理账户效应的差异化影响。首先采用逐步回归方法对不同收入的边际旅游消费倾向进行稳健性检验，确保后续心理账户效应检验的有效性，基准结果见表1。依据相关性统计分析结果，首先在模型(1)中纳入不同类型的家庭收入变量，初步判断不同类型收入的边际旅游消费倾向。随后，在模型(2)和模型(3)中依次纳入与旅游消费相关的主要家庭特征变量，即户主的受教育程度、家庭经营方式及子女年龄。模型(4)进一步纳入地区虚拟变量，以控制地区不可观测的扰动因素，并考察不同地区农村家庭旅游消费支出的差异。通过比较模型(1)至模型(4)的估计结果，以检验家庭收入和家庭特征对农村家庭旅游消费影响的稳健性，为后续检验心理账户效应提供依据。
模型(1)结果表明，工资性收入、转移性收入、经营性收入和财产性收入对农村家庭旅游消费支出均具有显著的正向影响。这符合经典消费假说和以往的研究结论，也确保了下文检验旅游消费心理账户效应的有效性。在考虑了家庭经营方式和户主的受教育程度后，模型(2)结果显示，各类别的家庭收入对旅游消费的影响基本保持稳健。此外，从事农业生产的家庭的旅游消费支出相对较低。进一步考虑子女年龄后，模型(3)结果表明平均意义上子女年龄与家庭旅游消费支出存在正相关关系。本文也进一步估计了子女年龄对农村家庭旅游消费的非线性影响，发现结果并不显著。同时，结果显示户主的受教育水平对家庭旅游消费存在一定的促进作用。模型(4)进一步控制了地区虚拟变量，发现各类家庭收入以及家庭特征的经济显著性和统计显著性没有发生大的变化，表明基准回归结果基本稳健。
在确保基准回归结果稳健的基础上，本文重点考察农村家庭旅游消费过程中的心理账户效应。具体地，针对每个模型检验了各类家庭收入边际旅游消费倾向之间的差异在统计上的显著性，检验结果表明，不同类型家庭收入对农村家庭旅游消费支出存在显著的差异化影响，这证实了本文的理论假说。除了统计显著性外，基准回归结果也表明心理账户效应也具有一定的经济显著性。本文以模型(4)的估计结果来解释心理账户效应。具体地，工资性收入、转移性收入、财产性收入和经营性收入对农村家庭产生的边际旅游消费倾向显著不同。当各类收入每增加1000元时，其中将会有7元工资性收入、37元转移性收入、38元财产性收入和16元经营性收入分别用于其家庭的旅游消费，并且这种差异在统计上也是显著的(F统计量=7.13)。该结果表明，我国农村家庭旅游消费存在明显的心理賬户效应。根据上文的理论框架，由于农村家庭相对较低的收入水平以及旅游消费较大的需求收入弹性，农村家庭在旅游消费决策上更倾向于将不同来源收入的机会成本和前期投入考虑在内，进而在不同类别收入之间形成差异化的预算管理规则，造成不同来源收入之间在边际旅游消费倾向上的明显差异，即产生心理账户效应。在二元经济结构环境下，我国农村家庭更倾向于将机会成本更高的转移性收入和财产性收入用于旅游消费，这符合心理账户中对收入替代性或相对重要性的解释。此外，根据马斯洛需求层次理论，人们倾向于首先将工资性收入用于家庭当期的基础性开支，此后再考虑将财产性收入用于更高层次的旅游消费。
需要强调的是，虽然基准回归结果证实了理论假说1，即不同类型的家庭可支配收入对旅游消费支出均存在促进作用，但所估计的各类收入边际旅游消费倾向的大小可能与其他类似研究的结果不同，这种差异取决于样本和指标选取。因此，本文估计的边际旅游消费倾向在经济意义上的绝对大小或相对大小可能不具有直接的参考价值，而是作为证实旅游消费心理账户效应存在的基础证据。也就是说，只有在选取的样本下，家庭旅游消费行为满足传统消费假说，才能进一步验证农村家庭是否存在旅游消费心理账户效应。即假说1成立是验证假说2的前提条件。表1首先证实了我国农村家庭旅游行为满足传统消费假说，进一步地，各类型收入系数的差异显著性检验统计量介于7.13与8.87之间，这表明我国农村家庭旅游消费决策存在“心理账户”效应。因此，本文提出的理论假说1和假说2得以证实。
在典型的农村家庭特征方面，户主受教育程度和家庭经营方式一定程度上决定着家庭的消费观念和层次。一般而言，对于受教育程度越高的非务农家庭，其消费理念更加开放，需求层次也更高，进而用于需求弹性弹性较大的旅游消费支出也相对更多。子女年龄很大程度上决定着家庭用于旅游消费的经济能力和闲暇时间。作为一种基础需求，家庭对子女的抚养和教育支出具有较低的弹性，因而随着子女年龄的增长，家庭所承担的对低需求弹性产品的支出会大幅降低，这会显著释放家庭消费能力和意愿，将有限资源更多地用于需求层次更高的消费品上来，如旅游消费。表1的估计结果初步证实了受教育程度、经营方式以及子女年龄对农村家庭旅游消费支出的直接影响。重要的是，这些典型的农村家庭特征对家庭旅游消费决策的影响主要是基于旅游产品的需求弹性或需求层次而产生的，这符合本文理论框架中的农村家庭旅游消费心理账户效应存在的基础假设，即对于收入水平较低的农村家庭，旅游消费具有较大的需求弹性。因而该估计结果为后续验证农村家庭典型特征对边际旅游消费倾向以及心理账户效应的异质性影响，即假说4～假设6，提供了基础证据。
3.2 城乡家庭旅游消费心理账户效应差异
根据上文构建的理论模型(5)，笔者提出理论假说3，即在存在城乡收入差距及边际消费倾向递减的条件下，农村家庭旅游消费决策中的心理账户效应平均意义上比城镇家庭更显著。由于存在边际消费递减的固有规律，因而收入水平较低的农村家庭是挖掘国内旅游需求市场潜力的关键。基于这个角度，识别我国家庭旅游消费心理账户效应的城乡差异有助于从微观角度解释我国农村地区收入增长与旅游需求不匹配以及国内整体旅游需求水平不足的事实。
为了检验这一理论假说，本文基于同一时期内可比的城乡家庭样本对农村家庭和城镇家庭的旅游消费心理账户效应以及边际旅游消费倾向和的相对强弱进行检验。首先，通过直接比较城乡家庭各类收入边际旅游消费倾向差异的统计显著性(即F统计量)，可直观地识别农村家庭旅游消费心理账户效应的相对强弱。结果如表2所示，其中，列(1)和列(2)分别表示农村家庭和城镇家庭样本，且均不控制除收入外的其他家庭特征变量，结果表明，城乡家庭旅游消费基本符合传统消费假说，并且两类家庭在旅游消费决策中都表现出了显著的心理账户效应。重要的是，心理账户效应对于农村家庭旅游消费行为而言更为显著(F统计量分别为8.87和5.39)，该结果证实了理论假说3。列(3)和列(4)进一步控制了家庭特征变量，检验结果仍然支持以上结论(F统计量分别为7.13和5.33)，一定程度上表明我国家庭在旅游消费决策中普遍存在心理账户效应，并且农村家庭旅游消费行为更容易受到心理账户效应的影响。由于边际消费倾向递减规律，在总收入水平既定的条件下更均衡的收入结构是提高旅游消费水平的有效措施，因而理论假说3的证实为改善农村家庭收入结构-拓宽增收渠道提供了经验证据。
上述结果通过跨样本比较分析直接验证了城乡家庭间旅游消费心理账户效应的差异，为了保证上述检验结果的稳健性，本文基于整合的城乡家庭样本通过检验家庭类型对边际旅游消费倾向调节效应的差异显著性来进一步验证城乡家庭心理账户效应的差异，即通过检验“差异的差异”来实现这一验证过程。结果如表3所示，列(1)和列(4)分别引入了家庭类型与对应类型收入的交互项，列(5)则将所有类型收入的交互项同时引入模型。其中，家庭类型表示为虚拟变量，若观察单元为农村家庭，则取1，若为城镇家庭，则取0。首先，列(1)至列(4)显示所有交互项估计系数在统计上显著，这初步表明城乡家庭在每类收入上的边际旅游消费倾向均存在差异，并且纳入交互项后城乡家庭在旅游消费行为中普遍存在心理账户效应(F统计量介于24.14～31.47)，这为进一步验证心理账户效应的城乡差异提供了基础证据。列(5)将每类收入与家庭类型的交互项同时引入，结果仍支持上述观点，重要的是，各交互项估计系数在统计上显著不同(F统计量为5.41)，这表明城乡家庭对每类收入的调节效应存在明显差异，也证实了城乡家庭在旅游消费心理账户效应上的差异。基于以上估计结果，由于在现有的收入水平上城镇家庭边际旅游消费倾向显著大于农村家庭，并且各类家庭遵循边际消费倾向递减规律，因此列(5)中F统计量即可以表明农村家庭在旅游消费上表现出更显著的心理账户效应。这再一次验证了理论假说3，并且检验结果是稳健的。
3.3 稳健性检验
为了检验时间动态趋势以及消费滞后性对上述检验结果的影响，本文分别采用与2014年匹配的2012年家庭样本收支数据，以及2012年家庭收入-2014年家庭旅游支出匹配数据，检验城乡家庭旅游消费心理账户效应的稳健性。结果如表4所示，考虑了动态趋势和消费滞后性后，各类收入的边际旅游消费倾向基本保持稳健，重要的是，时间趋势和消费滞后性等潜在因素并未影响本文关注的核心问题，结果仍支持农村家庭旅游消费心理账户效应的存在(F统计量分别为17.53和27.68)，并且该效應在农村家庭旅游消费过程中的影响要强于城镇家庭(F统计量分别为4.50和3.27)。因此，以上对假说1至假说3的实证检验结果是稳健的。
为了进一步检验旅游消费心理账户效应，表5估计了农村家庭任意两类收入边际旅游消费倾向的差异显著性，结果表明，平均意义上农村家庭在每类收入上用于旅游服务的边际消费倾向均存在显著差异(F统计量介于5.10～15.37)，这再次证实了对理论假说2检验结果的稳健性，即我国农村家庭在旅游消费决策中存在“心理账户”效应。
4 异质性分析
4.1 农村家庭特征对边际旅游消费倾向的异质性影响
根据理论分析结果，农村家庭特征可能会对边际旅游消费倾向和心理账户效应产生异质性影响。为了检验理论假说4至假说6，本节识别家庭经营方式、受教育程度和子女年龄3个典型农村家庭特征对各类收入边际旅游消费倾向的调节作用。结果如表6所示。列(1)在基准模型中引入家庭经营方式与各类家庭收入的交互项，结果表明，对于从事农业生产的农村家庭，其工资性收入的边际旅游消费倾向明显较小。在经济显著性上，务农家庭的财产性收入和经营性收入用于旅游消费的边际份额也相对较低，这部分证实了理论假说6，即农村家庭经营方式一定程度上决定了各类收入的边际旅游消费倾向，并且务农家庭的边际旅游消费倾向更小。农业生产的自然属性会给农村家庭收入预期带来较大的不确定性，这导致务农家庭在需求层次较高的旅游产品上消费倾向相对较弱，而是将更多的收入储蓄用于确保需求层次较低的基础性支出。
列(2)检验了户主受教育程度对农村家庭边际旅游消费倾向的影响，结果表明，户主受教育程度越高，家庭转移性收入用于旅游消费的边际份额越小。其他类型收入用于旅游服务的边际支出则未受到户主受教育水平的显著影响，这与理论假说4不符。一方面，受教育程度较高的农村家庭更倾向于将主要针对低收入群体的转移性收入更多地用于基础性消费或保障性消费，而对需求层次更高的旅游消费则比较谨慎;另一方面，受教育程度对家庭边际旅游消费倾向的影响可能随家庭收入水平呈现非线性的趋势，当家庭总体收入低于一定水平时，高学历家庭可能具备更强的预算管理能力，通过压缩不必要的高层次消费需求以保障不确定性收入情况下的基础支出，而当家庭收入高于一定水平时，预算约束放松后的高学历家庭倾向于增加高需求层次的旅游消費，这是由消费观念差异和旅游服务的文化属性和投资属性共同决定的。
4.2 农村家庭特征对旅游消费心理账户效应的异质性影响
典型的农村家庭特征已被证实对边际旅游消费倾向存在差异化的影响，并且这种影响本身也可能受到家庭总体收入水平等潜在因素的调节作用。不同于边际消费倾向，心理账户效应本质上是消费者潜在的一种行为决策准则，具体指不同类别收入用于特定消费的边际份额的差异，在本文中主要以统计显著性加以识别，因此对心理账户效应存在性以及异质性的检验可以得出更稳健的结论。该小节重点检验典型的农村家庭特征对农村家庭旅游消费心理账户效应的异质性影响。首先，仍采用上文中在全样本下心理账户效应的检验方法，对估计的边际消费倾向的差异显著性进行检验，结果如表6所示，其中，F统计量(a)表示各类收入边际旅游消费倾向的差异显著性，但由于回归中纳入了家庭特征与各类收入的交互项，因此F统计量(a)无法提供直观的统计信息。F统计量(b)表示家庭特征对各类收入边际消费倾向调节效应的差异显著性，其估计值介于5.45～11.2，表明3个典型的农村家庭特征对旅游消费心理账户效应均存在异质性影响，这证实了理论假说4至假说6。
为了进一步识别家庭特征对心理账户效应产生影响的相对强弱，本文采用跨样本比较回归分析方法，具体考察每个类别的农村家庭在旅游消费心理账户效应上的差异化表现。结果如表7所示，相对于其他经营方式的家庭，务农家庭在旅游消费上的心理账户效应较弱。由理论分析结果可知，这种差异主要由于务农家庭收入预期不确定性造成较大的旅游消费弹性。对于不同受教育程度家庭在旅游消费心理账户效应上的差异，结果显示随着户主受教育程度的提升，农村家庭在不同来源收入上旅游消费倾向的差异越显著，即心理账户效应越强烈。子女年龄在12～18岁之间的农村家庭在旅游消费上表现出显著的心理账户效应。该年龄段是子女接受教育的关键阶段，此时农村家庭会面临较大的教育成本和精神压力，因而在旅游消费上的收入弹性可能会较大，这可能是导致该阶段旅游消费心理账户效应产生的主要原因。
5 结论和启示
基于中国家庭追踪调查(CFPS)微观数据，本文从微观家庭层面检验了我国农村家庭不同来源的收入对旅游消费支出的差异化影响，从理论和实证上验证了我国农村居民旅游消费中存在的心理账户效应。此外，估计了典型农村家庭特征对边际旅游消费倾向和心理账户效应的异质性影响。研究结论可归纳为以下几点：
不同来源的家庭收入对农村家庭旅游消费均存在显著的正向影响，这与经典消费理论和多数研究结论一致。重要的是，农村家庭对于不同来源的收入表现出显著差异化的边际旅游消费倾向，即存在心理账户效应。并且，农村家庭旅游消费的心理账户效应在统计上比城镇家庭更为显著。农村家庭在旅游消费上的心理账户效应主要与家庭收入水平和旅游消费需求层次有关。具体地，在二元经济结构背景下，由于收入预期的不确定性和城乡家庭收入差距的存在，农村家庭倾向于将转移性收入和财产性收入用于其家庭旅游消费，这在一定程度上符合马斯洛需求层次理论的观点。从心理账户理论中对收入相对重要性的解释来看，农村家庭倾向于将工资性收入纳入家庭基础性开支的预算中，将经营性收入用作经营活动的投资和运营。在存在心理账户效应的条件下，平均而言，农村家庭各类收入每增加1000元，其中将会有7元工资性收入、37元转移性收入、38元财产性收入和16元经营性收入分别用于其家庭的旅游消费支出。可见，我国农村家庭旅游消费心理账户效应存在经济上和统计上的显著性。
在心理账户效应以及边际消费倾向递减的共同作用下，除了提高可支配收入外，拓宽农村家庭收入来源和平抑各类收入差距是提高农村地区总体边际旅游消费倾向的有效措施。第一，拓宽收入来源可以直接有效地增加农村家庭的可支配收入，这对旅游消费支出和边际消费倾向产生直接的刺激作用;第二，多元化的增收方式不但能够扩大农村家庭的消费选择空间，并且能够调节心理账户中各类收入的相互替代性，这在微观层面有利于消费者的理性决策，在宏观层面有助于优化旅游消费市场的资源配置效率和整体福利;第三，在边际消费倾向递减的条件下，通过完善农村要素市场、拓宽农村家庭收入来源，有利于缩小家庭、城乡以及区域间的收入差距，有利于提升总体的边际旅游消费倾向。
研究结果还发现，典型的农村家庭特征对边际旅游消费倾向和心理账户效应产生异质性影响。首先，从事农业生产的农村家庭在工资性收入、财产性收入和经营性收入的边际旅游消费倾向相对较低，并且心理账户效应也相对更弱，这主要是由于农业生产的自然属性造成的收入预期不确定性。该结果同样表明，通过完善农村要素市场和拓宽增收渠道，降低农村家庭收入不确定，有利于整体上提升农村市场的边际旅游消费倾向。其次，受教育程度更高的农村家庭的旅游消费心理账户效应更显著。受教育水平很大程度上决定着家庭的消费理念和决策方式，理性的消费者更倾向于将针对低收入群体的转移性收入更多地用于家庭基础性和保障性支出，这有利于家庭消费结构的优化和整体效用的提升。对于需求层次较高的旅游消费，其决定因素不只在于收入水平和收入结构，也在一定程度上依赖于消费者的消费理念和决策方式，而这是可以通过教育加以优化。因此，对于农村家庭而言，教育可能是优化消费结构并提升整体福利的有效措施。在更广泛的意义上，通过教育提升农村地区的人力资本，有助于改善城乡收入差距以及家庭收入差距，这是刺激内需、优化产业结构的重要途径。此外，对于子女处在中学教育阶段的农村家庭，其表现出明显的旅游消费心理账户效应。尤其对于我国农村家庭，子女年龄决定着家庭出游的经济能力、闲暇时间和精神压力状况，这种影响主要体现在子女的养育和教育成本对旅游消费的挤出效应。因此，从广泛的意义上来说，通过转移支付和社会保障机制缓解农村家庭的子女养育压力以及城乡差异，有助于释放农村家庭的旅游消费潜力。
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2. Chongqing Tourism & Culture Academy， Chongqing 400013， China; 3. School of Tourism and Event
Management， Shanghai University of International Business and Economics， Shanghai 201620， China)
The results show that rural households present differential budgets and rules on tourism consumption depending on different sources of incomes. Specifically， different types of incomes create differential marginal propensities to tourism consumption， that is， there exists mental accounting effect on tourism consumption for rural households. With the existence of mental accounting effect， for every 1000 yuan of increase in each kinds of incomes of rural families， 7 yuan of wage incomes， 37 yuan of transfer incomes， 38 yuan of property incomes and 16 yuan of business incomes will be used for tourism consumption expenditure on average respectively. Furthermore， we find a more announced mental accounting effect on tourism consumption for rural households than urban households. This is consistent with the theorical analysis results showing that the significant mental accounting effects of tourism consumption for rural households result from the lower income level and larger elasticity of tourism demand to income.
In addition， the estimated mental accounting effects of tourism consumption above are different between households with differential family characteristics. First， rural households with non-agricultural production have greater marginal propensity to tourism consumption， and more significant mental accounting effect， which is mainly due to the uncertainty of income expectation caused by the nature-based attribute of agricultural production. Second， the mental accounting effect of tourism consumption is prominent increasingly with the improvement of education level for rural households. Educated level largely determines the family’s consumption concept and decision-making mode. Especially for tourism consumption at higher Maslow’s hierarchy of needs， the decision-makings of families depend not only on the quantity and structure of income， but also on the consumption concept that can be shaped through education. Third， the rural families whose children are in the stage of middle school show more announced mental accounting effect on tourism consumption than other types of rural families. For rural households in China， the growth stage of children determines the economic ability， leisure and mood to travel， which is mainly embodied in the crowding out effect of parenting and education costs on tourism consumption.
Under the joint effects of mental accounting and diminishing marginal propensity to consume， in addition to increasing disposable income， it is an effective way to release the potential of tourism consumption demand in rural areas that broadening the sources of income of rural families and smoothing the gaps between various types of incomes.
[責任编辑：吴巧红;责任校对：宋志伟]
作者：邓涛涛 胡玉坤 杨胜运 马木兰
第二篇：家庭消费的廉政审视
摘 要：家庭消费的廉政逻辑是家庭消费反映收入差异，折射家庭成员的清廉程度;家庭消费体现消费道德，映射家庭成员的品行操守;家庭消费融合身份地位，增大家庭成员的廉政风险。家庭消费可以反映腐败的蛛丝马迹：家庭人情消费是腐败的温床，家庭奢侈消费折射腐败影子，家庭消费与职务消费容易混同。因此，需切实加强家庭消费的廉政建设，自费消费，杜绝腐败;适度消费，抑制腐败;道德消费，防范腐败。
关键词：家庭消费;腐败;廉政建设
家庭是社会的基本单元，也是消费的基本主体。居民家庭消费是国民生产总值的动力，也是国民经济增长的重要来源。家庭消费，不仅反映着家庭的经济实力，也反映了家庭成员的生活水准和廉洁程度。家庭是党风廉政建设的特殊阵地，在反腐倡廉建设中具有独特作用，因而研究家庭消费的廉政建设，对进一步推进党风廉政建设具有重要意义。
一、家庭消费蕴涵的廉政逻辑
家庭消费是指家庭用于生活消费以及其他消费的全部支出，通常包括食品、住房、交通、旅游、教育、医疗、抚养子女、赡养老人和人情往来等方面的费用。家庭是社会的基本消费单位，我国人口众多，家庭基数大，家庭消费在整个国民消费中占有较大的比重。随着经济社会的发展，家庭消费水平伴随收入水平的提高而相应提高。根据国家统计局2016年公布的数据，2016年全国居民人均消费支出17111元，名义增长8.9%，扣除价格因素，实际增长6.8%。[1]不仅家庭消费水平提高较快，家庭消费结构也发生了较大的变化。2016年，食品消费支出比重(恩格尔系数)继续下降，而与个人发展和享受相关的支出却增长迅猛。2016年居民人均居住、用品及服务、医疗保健、交通通信支出分别增长9.6%、9.7%、12.3%和12.0%，增速比上年提高2.8、2.8、0.8和0.4个百分点，人均文化教育支出也保持了11.2%的较快增长。[1]家庭消费不只是一个经济现象，也是一种廉洁文化现象。家庭消费不仅反映了社会经济发展的变化，也蕴含着一定的廉政逻辑。
(一)家庭消费反映收入差异，折射家庭成员的清廉程度
家庭收入决定家庭消费。通常收入越多的家庭，家庭消费就越多;收入越少的家庭，家庭消费也就越少。低收入家庭，主要以生活必需品消费为主，消费内容比较单一;高收入家庭，消费内容已从生存性的数量型向享受性的质量型转变，从物质生活逐步向精神生活过渡。尤其在文化娱乐、旅游和教育消费方面，低收入家庭与高收入家庭差距较大。[2]当然，家庭消费也存在一个最低限度，要生存就要消费，即使没有收入，家庭消费也必须维持在一个基本的必要水平，而这种消费支出的来源可能是靠社会救济或者亲友帮助。[3]在其他条件不变的情况下，家庭可支配收入越多，家庭消费量就越大，收入增长较快，消费增长也较快;反之，收入下降，消费也下降，甚至有的家庭收入只能维持基本生活，别无其他消费能力。因此，家庭消费能够生动体现家庭收入。家庭收入状况一般不为外人所知，但家庭消费则难以掩饰。相比家庭收入，家庭消费更能准确反映家庭的真实情况，諸如家庭喜好、消费结构、生活质量等等。家庭的高消费，通常意味着家庭的高收入，而这些高收入如果不是来自合法渠道，或者高消费系由他人买单，那家庭成员的清廉状况就值得令人怀疑。
(二)家庭消费体现消费道德，映射家庭成员的品行操守
消费道德，是指人们在消费活动中所遵循的道德准则和道德规范。家庭消费不仅是一个满足家庭生活的私人行为，同时也是一个充满道德伦理色彩的社会活动。从经济关系的角度来讲，“一切已往的道德观归根到底都是当时的社会经济状况的产物”[4]。消费活动深藏着经济利益关系，而道德是物质关系的产物，用以协调各种利益关系，因此，消费行为具有道德的属性。消费行为不仅包含消费支出与消费结果的经济关系内容，而且包含人与人之间的人文内容，即消费的方式和结果对他人的影响。而从人的全面发展的角度来看，“消费是人的全面发展的根本条件。而人的自由而全面的发展，是人类社会发展的最高目标。可见，消费是同人类社会发展的最高目标联系在一起的”[5]。人的根本属性是社会性，这就意味着人的消费行为不能仅仅理解为人的欲望的满足，还应理解为人的理性的社会活动。人在消费过程中，不仅追求个人生理、心理和社会交往需要，还追求人格品质和身心的健康发展。但是，现实中人获得消费的满足是有限的，而追求消费享受的欲望是无限的。因此，需要理性的道德力量对欲望进行自我抑制。这就需要恪守消费道德并内化为一种自我约束的心理力量，对消费冲动进行内在弱化和控制。因此，消费与道德有着内在的逻辑联系。一方面，消费道德引导、规范人们的消费行为;另一方面，消费行为促进消费道德的形成和发展。可以说，家庭消费体现家庭成员的消费道德。失却道德理性的家庭消费，通常意味着家庭成员的品行不高、操守不严，很难设想这样的家庭成员能够严于律己、廉洁奉公。
(三)家庭消费融合身份地位，增大家庭成员的廉政风险
消费者在消费过程中，往往对其所处社会的阶层、地位、能力、财富等社会标签有一种认同和归属感，消费行为融合了身份地位的符号元素，具有社会属性，它体现着一定的社会秩序与存在逻辑。通俗地说，消费者会举头望招牌、低头摸口袋，掂量自身什么实力才选择进什么店铺消费。正如马克思所说，商品关系的背后反映的是人与人的关系，消费的是物，体现的则是人在社会中的地位和身份。[6]乔纳森·弗里德曼指出，在世界范围内的消费都是对身份认同的消费。[7]福赛尔认为，可以根据一个消费者的品位与格调判定该消费者所属的社会阶层。[8]因此，消费充分体现了社会阶层分布和个体身份认同。一方面，消费行为是实现身份认同的重要手段，通过消费可以体现和维持某种身份地位;另一方面，身份地位又影响人们的消费行为。个体总是下意识地选择与其身份相匹配的消费方式。在现代社会，消费已成为身份、地位的重要甄别指数，个人的消费方式、品味和风格既能展现自己与他人的差异，又能构筑自己的社会地位和高度。[9]通常而言，家庭消费超众，意味着家庭成员能力强、地位高、资源广、财富多，也意味着其接触腐败的机会较多，这实际上增大了家庭成员的廉政风险。
二、家庭消费隐含的腐败轨迹
家庭消费不仅体现家庭收入、家庭消费道德、家庭社会地位，还可以从中发现腐败的蛛丝马迹。
(一)异化的家庭人情消费
人情消费是指人们在亲友、邻居、同事或其他熟人发生婚丧嫁娶、乔迁新居、升学就职等人生大事时，或在传统佳节、日常往来等场合中出于礼节、表示心意等方面的支出。[10]礼尚往来是中国的一种传统习俗，人情消费是家庭日常生活中一项重要支出。礼尚往来的人情消费本是纯粹的私人活动，是亲朋好友融洽关系、交流感情的重要渠道。但是，如今市场经济的利益至上原则打破了人情消费的传统意蕴。时下的人情消费，消费对象不断扩大，消费种类日渐增加，消费标准逐步攀升，已经超出了我国传统文化礼尚往来的范畴，礼金轻重代表人情深浅，成为衡量人与人之间关系亲疏远近的重要标尺，礼尚往来逐步被异化。异化的人情消费目的性极强，常常与各种诉求相联系，并逐步渗透到公权力领域，成为腐败的温床。在中国的人际交往中，存在大量求人的事项，办事的效果往往与“礼”的贵重程度有关，这已成为心照不宣的共识和“潜规则”。在异化的人情消费中，礼品的工具性越来越强，在不送礼就难以办事的社会意识下，礼品总是流向权力拥有者和资源掌握者。而资源总是稀缺的，这就使得利益相关者想方设法进行利益输送，因此，掌权者便打着礼尚往来的幌子，利用公权谋取私利。在这种交换关系中，送礼者获得所需资源，一切问题仿佛都迎刃而解，进而人们对权力的崇拜随之强化，人情消费肆意泛滥，权力腐败愈演愈烈。久而久之，这种“潜规则”会逐步渗透到社会的各个层面。也许，这种人情消费对很多人来说并非主观所愿，但无人能够逃脱和免俗。人情消费的泛滥不仅增加了人们的负担，扭曲了正常的人际关系，而且严重破坏了社会风气。
(二)过度的家庭奢侈消费
奢侈消费是指满足基本生活需要之后的高级消费。随着社会经济不断发展，收入不断增长，消费水平也必然随之提高，人们适度购买奢侈品，出现高消费现象也属正常。根据奢侈品权威研究机构2016年发布的《中国奢侈品报告》显示：2016年中国全球奢侈品消费达到1168亿美元，同比增长9%，算上汇率变化，这个数字比2014年足足增加1000亿人民币。中国人在2016年买走了全球约46%的奢侈品，奢侈品消费达到千亿美元。[11]据麦肯锡估计，2016年有760万户中国家庭购买了奢侈品，超过了马来西亚或荷兰的家庭总数。其中，家庭年均奢侈品消費达7.1万元人民币，是法国或意大利家庭的两倍。总体来看，中国消费者的奢侈品年支出超过5000亿元人民币，相当于贡献了近三分之一的全球市场。[12]
奢侈品非一般消费者的购买力所能及，奢侈品市场火热的背后，隐藏的是行贿受贿之风。因此，价格昂贵的奢侈品成为贿赂的宠儿也就不足为奇了。“经过10余年的试探和塑造，奢侈品腐败已经形成一套成熟的模式。除了官员喜爱的奢侈品类型相对固定以外，奢侈品腐败的方式、流程，从最初购买到最后流向都已有迹可寻。简言之，奢侈品腐败进入成熟市场期”[13]。从近年落马高官的案件来看，办案人员均搜出价值不菲的各种名酒、名表和名贵珠宝首饰。随着反腐高压态势的不断深入，当抽名烟、喝名酒、戴名表，屡屡成为反腐导火索时，一些官员开始看重受贿的“文化含量”，比如收受名贵字画等“雅贿”。使用者和支付者分离，畸形的消费造就了畸形的市场。奢侈品市场火热的背后，隐藏着钱权交易的勾当，权力的任性不仅助推了高端消费，也制造了消费泡沫，制造了权力狂欢的幻象，不利于政治和经济的健康发展。奢侈是腐败的催化剂，奢腐相关，奢腐相伴。一定程度上讲，奢侈性消费本身就是一种腐败。[14]奢侈之风曾一度在党员干部中盛行，腐蚀了党的健康肌体，破坏了党群关系，动摇了党的执政基础。翻开历史画卷，从夏桀到商纣、到隋炀、再到陈主，从两晋门阀到晚宋士族、再到清末贵族，或衰于骄奢淫逸之中，或葬于酒色游宴之中，或灭于玉树庭花之中，或亡于莺歌燕舞之中。[14]
(三)家庭消费与职务消费混同
职务消费是指国家公务人员为正常行使职权、履行职责所必须发生的各种消费的总称，主要包括差旅费用、交通费用、通讯费用、接待费用、会议费用、办公费用、礼仪费用、社交费用、学习培训费用、报刊费用等支出。[15]职务消费是必不可少的，适当的职务消费有利于提高工作效率。职务消费的成本来自于纳税人缴纳的税费，它是一种公务活动，从实际来看，职务消费容易产生两个问题：一是职务消费铺张浪费，二是职务消费公私不分。因此，职务消费一直以来都是舆论关注的焦点。就职务消费公私不分而言，究其原因，客观上在于职务消费制度设计不够完善、公私界限模糊，致使在正当职务消费之外，利用职务之便或假借公务之名的纯粹个人消费大行其道。从职务消费当事人的主观角度来讲，当事人未能找准自己的角色定位，未能理清公务与私事的界限，未能完成公职人员和公民个人之间的角色转换。这是导致家庭消费与职务消费混同的最主要的原因。人作为社会性的人，往往具有多重身份和属性，在不同的社会场景中通常扮演着不同的社会角色。对于公职人员来说，在公共领域中他是党政机关、社会团体和企事业单位工作人员，在私人领域中则是普通的公民个人。这两个领域的价值规范和行为准则都是不同的，不能混同，否则将会出现角色冲突、公私不分。有的公职人员对自己的角色没有清醒的认识，甚至是故意模糊，把职务消费当成个人消费，进而滋生腐败。[16]有的职务消费面广线长，诸如手机话费、差旅费、公车燃油费、招待费、参观考察费等等，名目繁多，潜在的腐败机会也较多，有的则借机将个人家庭的消费全部算在职务消费的账单中，一人当官，全家享受。
三、家庭消费行为的廉政建设
综上所述，家庭消费已经不是一人一家之事，事关党风廉政建设和反腐败斗争。因此，需要切实加强家庭消费的廉政建设。
(一)自费消费，杜绝腐败
消费一般来说可以分成两个部分：私人消费和职务消费。如前所述，职务消费已经变味，腐败的“毒瘤”躲在职务消费背后生根发芽，衍生出诸多腐败。名目繁多的职务消费让人眼花缭乱，部分人挥金如土，大张旗鼓地借着“职务”之名挥霍浪费，更有甚者，家属“搭顺风车”消费。不当职务消费演变成一种消费腐败，影响了正常的分配秩序，浪费了公共资源。因此，要重点打击和遏制由“人民买单”或变相由“人民买单”的职务消费，使官员回归家庭消费，让自己掏钱消费成为权力运行规矩。首先，领导干部要转变“官”念，当官就是要为民着想，回归社会和家庭生活是一种常识。这个常识就是在大多数情况下，衣食住行等非公务消费要自己掏钱，扭转“吃喝基本靠送，工资基本不动”的反常识生活状态。其次，实行职务消费制度化，建立健全公开透明的公共财政体系，完善职务消费的规则体系，将职务消费支出情况公开化、透明化，使其在阳光下变得一览无余，自觉接受各种监督，彻底清除职务消费背后的腐败雾霾。公职人员除了国家规定的职级待遇和正当公务支出外，不应该有其他的职务消费，其他消费应该自掏腰包，这是杜绝腐败的重要手段，畸形的职务消费得以限制，商品价格才会回落寻常百姓家，消费结构才会合理。
(二)适度消费，抑制腐败
适度消费是与社会经济发展速度及个人收入水平相匹配的消费。适度消费之所以必要，是因为：第一，适度消费符合中国国情。我国人口众多，人均资源相对紧张，应倡导节约的消费模式，积极践行理性消费观念。第二，适度消费是中华民族的优良传统。适度消费的“适度”既是一个经济概念，也是一个哲学范畴。中国古代哲学提出的“中庸”含有“适度”之意。宁俭勿奢，是古代消费道德的重要内容。中华民族是一个崇尚节俭文化的民族。历朝历代，由盛而衰，常常表现在消费上由俭而奢，最后在统治者的纸醉金迷中“寿终正寝”。对此，唐代李商隐指出：“历览前贤国与家，成由勤俭败由奢。”[17]古人尚且提倡节制消费，我们今天更应该牢记毛泽东同志告诫的“务必继续保持谦虚、谨慎、不骄、不躁的作风;务必继续保持艰苦奋斗的作风”。这样的优良传统不仅艰苦年代需要发扬，即使在繁荣富裕的今天仍然值得传承。第三，适度消费是一种美德。勤俭节约、艰苦奋斗是我国的传统美德，更是一种民族精神。发扬勤俭节约、艰苦奋斗的优良作风，有利于个人优秀品德的形成和情操的陶冶。消费方式是人的生活方式和价值取向的外在表现，折射出人的道德状况和人生境界，消费方式为我们全面认识、考察人的生活世界打开了一扇窗户。通过消费这个外显层面，可以判断其消费与收入是否相称，透视其价值取向和内在品性，较为科学地测量出人的道德状况。[18]第四，适度消费利于净化社会风气。奢侈消费是腐败的动力源泉，如果心存过度消费欲望，当正当收入无法满足时，就易于以权谋私、贪污受贿。从每年查处的腐败案例来看，大都与过度消费有关。适度消费文化盛行之时，便是风清气正之时。[19]一个信仰坚定、头脑清醒的领导干部，通常难以产生非分消费欲望，不会有奢侈消费行为。但是，人也可能会被社会环境所改变，如果不抑制奢侈消费，不营造“以奢侈为耻”的社会环境，社会风气就会败坏，腐败行为就会蔓延开来，一些原本清廉的干部就有可能会走向腐败。
当然，提倡适度消费行为，并不是抑制消费。抑制消费是与适度消费相悖的，抑制消费不利于提高人们的生活水平，也不利于发展经济。提倡适度消费也并不反对适度的“超前消费”。适度消费，关键在于“度”，只要在“度”允许的范围内，即在国情和家庭收入允许的范围内进行的“超前消费”是合理的。如果脱离社会和自身家庭经济的实际状况过度消费，既有损国民经济的健康发展，也有损家庭生活的和谐幸福，甚至可能会导致违法犯罪。
(三)道德消费，防范腐败
人的消费行为受到自身价值观念的影响，而在市场经济活动中，各个主体的消费观念不同，消费行为也迥然相异，其中不乏不符合道德的消费观念，导致种种与国情不相适应的畸形消费现象和消费行为，这就需要消费道德加以规范。[20]道德消费是人们在日常消费行为中所体现出来的一种对人类自身的关怀和对整个世界兼顾的下意识举动。这里的“道德”最本质的含义在于：对人类、动物和环境不造成伤害或剥削。以“自利性”为价值基础的消费行为，将引发社会道德滑坡，将人变成了经济社会的消费工具。[21]而消费道德能够把人引向“善”的方向，指引人们合理消费，即以人为目的的消费，这才是人真正需要的消费。消费道德要求消费主体的消费行为应该兼顾个人自身与经济、社会、自然、环境等多方面的关系，要求在满足消费主体自身需求、提高消费主体素质的同时促进社会经济、自然环境的和谐进步。[22]随着消费者“道德”意识的逐渐提高，越来越多的人意识到：不道德消费或缺德消费表面上有利于自己，实质上有损自身的道德修养。如果人人都对消费道德缺失熟视无睹、无动于衷，那么迟早会为此付出代价。因此，大家开始注重选择可再生能源的产品、购买在环保方面有杰出表现的产品、低碳产品、食用有机健康食品、拒绝皮草服饰、反对虐杀动物等。如今，我们己经进入消费时代，家庭消费的很多方面都能够揭示人的道德修养、思想境界等内在的本质的东西。消费方式也是考核人的道德水准的一个重要观察点。因此，提高领导干部的消费道德水平，规范消费行为，有助于从根本上防范腐败。
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责任编校 陈 瑶
作者：谭志君
第三篇：家庭债务与居民消费质量
摘 要：基于中国追踪调查（CFPS）数据，文章实证检验了收入不平等对家庭债务影响居民消费的调节效应和对消费结构与消费质量的影响，以及在不同收入水平、不同财富水平和城乡居民家庭差异下，家庭负债对居民消费质量的影响。实证结果表明：家庭负债对居民消费具有显著正向影响，且家庭纯收入和家庭总资产对居民总支出均有显著正向影响，即强化了财富效应。由于居民消费质量会随时间改变，消费者只有满足基本物质生活需求后才会关注发展与享乐型消费，因此文章将生存型消费作为较低质量消费的衡量，将发展与享乐型消费作为较高质量消费的衡量，并进一步将居民消费质量与收入不平等联系起来。我们观察到家庭债务对发展与享乐型消费的促进作用显著大于对生存型消费的促进作用，并且收入不平等在家庭债务影响居民消费质量的过程中具有调节作用。在不同收入水平、不同财富水平和城乡居民家庭中，家庭债务对居民消费质量的影响也存在显著差异。研究结论有利于提高我国居民消费水平和消费质量，进一步实现金融促进消费质量的提高。
关键词：家庭债务比率;消费;收入不平等;消费质量;消费结构
一、引言
2020年5月23日，习近平总书记在全国政协十三届三次会议联组会上强调，应该把满足国内需求作为发展的出发点，加快构建完整的内需体系，逐步形成以国内大循环为主体、国内国际双循环互相促进的新发展格局，推動中国经济高质量发展。2008年金融危机以后，中国经济增长越来越依靠国内消费和投资，外贸依存度持续下降。近年来，社会消费品零售总额从2007年同比增长达到最高的25%后逐年下降，到2018年12月份同比增长只有8.2% 数据来源于国家统计局，如无特别说明，均为同比名义增长。;同时，居民的人均消费支出占人均可支配收入的比重也由2013年的72%下降至2017年的70.5%，因此消费存在供需失衡的矛盾，消费质量下降。此外，由于受到新冠疫情冲击，消费需求在短期内受到极大程度的遏制，如何促进消费反弹，如何通过消费金融来刺激消费、改善我国消费质量，拉动内需增长，实现消费升级备受关注。
党的十九大报告指出，我国经济已经从高速增长阶段转向高质量发展阶段，推动互联网、大数据、金融科技、人工智能和实体经济深度融合，在中高端消费、创新引领、数字经济、共享经济、绿色低碳经济等领域形成新动能。消费结构升级和消费质量升级是在客观因素的支配下寻求消费改善的过程，从具体形式上看，消费升级包含消费总量的增加、消费品质的提高、新的消费内容和消费形式（王蕴和黄卫挺，2013）。十三五规划中也提出应顺应消费加速升级，实现供给和消费环境的改善，释放消费潜能，深化供给侧结构性改革，扩大内需，更好地满足当代消费需求，实现新经济下的消费结构升级，通过提升消费质量驱动经济增长。其中，扩大内需的核心是激发和调动国内消费和投资潜力，以便更有效地支持供需互动形成的经济循环，明确供给侧结构性改革是我国现代经济体系的主线。在供给端，宽松的货币政策和各项政府激励措施促使金融类机构不断创新产品和服务;在需求端，受到房价快速上涨和消费信贷（如信用卡、花呗、借呗等）超前消费理念不断深入的影响，增加了信贷需求，负债性消费促使我国家庭部门杠杆率不断攀升。根据中国社会科学院金融研究所等权威机构报告，2016年我国居民杠杆率（居民部门债务占GDP比重）已达52.6%。报告显示，2000年中国居民杠杆率只有14.11%，2008年也仅为19.9%，随后居民杠杆率呈现持续增长态势，8年间激增30多个百分点，已明显高于发展中国家38.7%的平均水平（见图1 家庭数据来自《中国国家资产负债表2018》，李扬，中国社会科学出版社;Gini系数数据来自《中国统计年鉴》。）。负债是把“双刃剑”，适度的居民家庭负债不仅能促进居民生活质量的提升，还有助于增强工作动力，释放消费需求，促进经济高质量健康发展;而过度负债不仅削弱居民当期消费能力，造成信用违约，还会强化信贷约束，诱发金融风险，进而损害经济增长。在中国，已然出现居民家庭债务迅速攀升而消费增速下降的局面，同时考虑到消费升级和消费质量提升是新时代经济结构调整和持续扩大内需的关键因素，家庭杠杆率过高是否会对消费形成挤出效应？高杠杆是否透支了居民的消费能力进而影响到消费结构和消费质量的提高？这是本文关注的重点问题。
此外，本文旨在通过一个不同于以往大多数研究的视角来证明家庭债务与居民消费质量之间的关系，我们考察了收入不平等在家庭债务对居民消费质量影响中的调节效应。我们观察到，同期居民收入差距不断扩大，基尼系数从2000年的0.42上升到2009年的0.49，尽管随后持续降低到2016年的0.47，但仍然属于世界居民收入差距较大国家之一（见图1）。Bahadir等（2020）通过研究跨国家庭债务和消费数据建立一般均衡模型得出结论表明，不平等程度越高的国家，消费对冲击的反应越敏感。家庭信贷冲击对消费有正向影响，但随着时间流逝，这些影响逐渐消失，并且对某些国家最终产生负面影响，其中基尼系数更高的国家会在家庭信贷冲击中表现出更大的短期收益，而长期消费收益将受到更大的负面影响。尹志超等（2021）基于中国家庭金融调查（CHFS）数据研究发现，收入不平等会显著提高中国家庭杠杆率水平，当收入差距提高10%，家庭杠杆率显著提升4.64%，随着收入不平等程度加剧，低财富家庭杠杆将显著提高。因此笔者认为，收入不平等和家庭需求渠道之间存在强烈的因果关系。那么，中国收入不均现象已处高位，收入不平等是否会对家庭消费产生影响？是否会在家庭债务影响消费的过程中起到一种调节作用，影响机制是什么？在不同收入水平家庭和城乡居民家庭之间，这种调节作用是否存在一定差异？是否会进一步影响到消费结构和消费质量？厘清这些问题既可以作为相关研究的证据，也能为扩大内需、提升消费、推动我国消费结构升级和促进消费高质量发展提供政策思路。
本文剩余部分安排如下：第二部分是文献综述与研究假说;第三部分是研究设计，说明数据来源和模型设定;第四部分是实证结果与分析;第五部分是结论和政策建议。
二、文献综述与研究假说
关于居民家庭债务对家庭消费的影响研究大多建立在微观数据分析基础上，居民家庭加杠杆究竟能否促进消费仍然未有定论。一方面，我国居民家庭收入水平提高、年轻一代居民家庭传统观念改变、互联网的普及和消费环境的改善等，以及房价上涨的预期增强，刚需的房屋消费者和投机的消费者共同推动了住房贷款快速增长，从而伴随着居民家庭债务的快速增长，这种适度规模的家庭负债能够产生“财富效应”，同时拉动相关行业消费（Dynan和Maki，2001; 易行健和周利，2018; Mian等，2019）。另外一种观点则认为，家庭债务与净金融财富的效应正好相反，家庭债务的上升并不会对居民消费产生促进作用，它还会抑制消费支出。当居民债务不断积累的时候，会产生“挤出效应”，过高的债务规模使得居民家庭的资产负债表恶化，刚性偿付压力令居民家庭不得不压缩当期消费（Mian和Sufi，2011;潘敏和荆阳，2018）。基于此，本文提出两种研究假说以待验证：
假说H1：在其他因素相同情况下，家庭债务对居民消费具有积极的促进作用，即“财富效应”占主导支配作用;
假说H2：在其他因素相同情况下，家庭债务对居民消费具有消极的抑制作用，即“挤出效应”占主导支配作用。
现有文献将收入不平等与家庭债务和消费联系起来的不多，主要针对的是收入差距扩大对消费和经济增长的影响具有异质性。一方面，主流消费理论如Modigliani（1954）的生命周期假说和Friedman（1957）的持久收入假说以及Hall（1978）的理性预期生命周期假说均认为收入再分配不会影响总量消费。收入差距扩大可以认为是暂时性的收入波动，家庭会通过增加预防性储蓄来平滑消费，因此收入差距增大对消费起抑制性作用。另一方面，部分学者认为收入不平等是影响家庭消费及消费结构变动的重要因素。Duesenberry（1949）最早提出相对收入假说，该理论认为家庭总储蓄并不取决于家庭收入的绝对值，而是与周围人群的消费行为有关，相对收入较低家庭为了攀比会提高自己的消费率来追赶高收入家庭消费水平，从而提高消费率。在此基础上，只有少数文章专门将收入差距和家庭部门债务作为影响消费的重要因素。Alter等（2018）研究表明，较低收入家庭的抵押贷款份额（作为衡量金融市场准入不平等的指标）影响了家庭债务与消费增长之间的关系，但未考虑其他衡量不平等的指标，也没有将研究结果与具体理论联系起来。Kumhof 等（2015）研究表明，高收入家庭的比例不断增加，导致杠杆率和危机增加，但并未解释家庭债务与企业债务之间的重要差异。Iacoviello（2008）指出，美国家庭债务的长期增长是由于收入不平等程度持续提高，然而并未有其他文章证明收入不平等程度高的经济体家庭债务增长也更快。Bahadir等（2020）从理论上证明了收入不平等会对家庭借贷增加消费产生影响，家庭借贷可以在短期内增加家庭消费，其代价是大幅降低中长期增长率，但这篇文章没有提供数据和理论模型之间的紧密联系。
因此本文拟从收入不平等视角入手，以中国家庭追踪调查数据库（CFPS）2010-2016年的家庭数据为样本，采用稳健的双向固定效应模型并引入家庭债务与收入不平等的交互项来分析我国收入不平等在家庭债务对居民消费影响中的调节作用。基于此，本文提出如下假说以待证实：
假说H3：收入不平等在家庭债务影响家庭消费的过程中具有调节作用，收入不平等可能会强化家庭债务对居民消费的正向影响;
假说H4：收入不平等在家庭债务影响家庭消费的过程中具有调节作用，收入不平等可能会强化家庭债务对居民消费的抑制效应。
此外，收入不平等是否会进一步影响家庭负债对居民消费结构和消费质量的影响？在不同收入水平家庭和城乡居民家庭之间，收入不平等的调节效应是否存在一定差异？也是值得深入探究的问题。已有研究对消费的考察中，很少涉及有关消费结构和消费质量的研究。20世纪80年代中期，国内的消费质量研究兴起，尹世杰、厉以宁等学者编著的《消费经济学》结合了中国实际国情，研究中国消费质量问题，为国内的消费质量研究奠定了基础。消费结构升级和消费质量升级是在客观因素的支配下寻求消费改善的过程，从具体形式上看，消费升级包含消费总量的增加、消费品质的提高、新的消费内容和消费形式（王蕴和黄卫挺，2013），本文认为消费升级包括消费总量的增加、消费结构的优化和消费质量的提高。张雅淋等（2019）认为在债务类型方面，住房类负债对消费产生一定的抑制作用，而一般性负债会促进消费，并且消费结构所受影响也不同。戴林送（2008）构建了我国城镇居民消费质量评价指标体系，他认为我国城镇居民消费质量会随时间改变导致消费关注点改变，消费者只有满足基本物质生活需求后才会关注发展与享乐型消费，物质生活消费差异缩小，发展和享乐型消费差异变大。为了进一步探究收入不平等对家庭负债影响居民消费结构和消费质量的调节效应，本文提出如下假说以待证实：
假说H5：收入不平等在家庭债务影响居民消费结构的过程中不具有明显的调节作用，家庭债务对生存型消费和发展与享乐型消费均有促进作用，且对发展与享乐型消费的影响大于对生存型消费的影响;
假说H6：收入不平等对家庭债务影响居民高质量消费中的部分消费内容具有调节作用，即适当提高家庭债务比率能够有效推动文教娱乐和医疗保健的支出，对于提高居民生活水平、生活质量、子女教育水平等都具有一定促进作用。
三、研究设计
（一）数据来源及筛选说明
本文选用中国家庭追踪调查数据库（CFPS）2010-2016年的家庭数据为样本，采用稳健的双向固定效应模型和工具变量法分析我国收入差距在家庭债务影响家庭消费过程中的调节机制。CPFS数据库是由北京大学中国社会科学调查中心负责实施的，经过2010年基线调查后每两年做一次跟踪调查，旨在通过追踪个体、家庭和社区三个层次的数据来反映中国社会、经济、人口、教育和健康的變迁的数据库。CFPS的样本覆盖全国28个省/市/自治区 CFPS的样本覆盖中国除香港、澳门、台湾、新疆、西藏和宁夏之外的28个省/市/自治区。的人口，这28个地区人口约占总人口（不含港澳台）的95%，是一个全国代表性样本。但事实上，因为青海、内蒙古和海南的数据仅包含一户家庭，因此最终我们选取25个省/市/自治区的数据。CFPS的调查信息分为5个部分，分别是村居问卷、家庭成员问卷、家庭问卷、少儿问卷和成人问卷。本文使用的家庭总消费、家庭纯收入、家庭净资产、家庭人口结构等信息来自家庭问卷，而户主的性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、健康状况等个人信息来自成人问卷。综上，本文使用了2010年至2016年连续4年的家庭数据，在数据整理中保留了4572户连续4年均接受追访的家庭，最终得到有效样本规模为18288个的平衡面板数据。
CFPS数据中有详细的家庭收入信息，且2010-2016年间的四轮调查具有良好的可比性，可较准确地衡量一个地区的收入不平等程度及变化趋势，因此我们参考周广肃等（2018）的方法用CFPS数据库中家庭人均纯收入计算得到收入的基尼系数，作为本文关键调节变量。这里我们选择用全样本中与2010年可比的家庭人均纯收入计算基尼系数。首先，之所以使用全样本人均收入数据而不是用确定户主以后的家庭的人均收入，是因为基尼系数作为衡量一个地区收入不平等的指标，减少样本数量以后可能导致结果偏差;其次，从2012年起，CPFS数据库对家庭经济问卷做了重大调整，导致2010年和2012年以后的问卷在工资收入、非农经营收入和转移收入上的统计有出入，而本文内容需要用到2010-2016年不同轮次之间同一批家庭收入的变化数据，因此使用可比收入，避免了由于问卷提问内容不同导致的收入变化。计算结果显示，2010年全国平均基尼系数为0.484，2012年增加到0.487，到了2014年则降低为0.466，2016年为0.453。这一变化趋势甚至是数值都与《中国统计年鉴》中的基尼系数基本一致。此外，在进行稳健性检验时，我们也引入省级的Theil指数和对数偏差均值MLD（Mean Logarithmic Deviation）指数作为衡量收入不平等的替代变量。
考虑到家庭总支出、家庭债务比率（家庭总负债/家庭总资产）、家庭纯收入和家庭总资产可能受到异方差与极端值影响，模型中对家庭总支出、家庭纯收入和家庭总资产取对数，并对家庭债务比率在1%的水平上进行缩尾处理。同时，因为这些价格型变量会受到宏观经济的影响，因此对这些价格型变量包括房价通过各省份人均GDP进行平减。此外，为了考察家庭债务对居民消费的影响是否受收入不平等的调节作用，我们对家庭债务比率与收入基尼系数的交互项进行去中心化处理，以保证交互项回归的系数有意义。
回归中使用的控制变量分为省级和家庭控制变量。省级控制变量主要是人均GDP对数、少儿抚养比（16岁以下含16岁儿童在家庭常住人口中的比例）和老年人抚养比（65岁以上含65岁老人在家庭常住人口中的抚养比），数据来自《中国统计年鉴》，省级变量在家庭债务影响消费模型中为相对外生变量。家庭控制变量分为户主信息和家庭层面的控制变量。户主信息控制变量包括：户主、性别、年龄及年龄的平方、教育程度、婚姻状况、健康状况等。由于CFPS数据库中没有明确定义户主，所以本文将2010年的“家庭主事人”、2012年的“最熟悉家庭财务的成员”、2014和2016年的“财务回答人”指代为各年份的户主。户主性别（gender）为虚拟变量，男性赋值为1，女性为0。户主年龄（age）是家庭户主的周岁，我们将户主年龄控制在16岁至65岁之间，同时考虑到户主年龄可能对支出存在非线性影响，我们引入了户主年龄的平方项（agesq）。户主的受教育程度（edu）是由受教育年限来衡量 我们参考李小嘉和蒋承（2014），将受教育年限划分如下：小学以下的受教育年限为0年，小学为6年，初中为9年，高中、职业高中、中专、技校为12年，大专、高职为15年，大学本科为16年，硕士研究生为19年，博士研究生为22年。。户主的婚姻状况（married）分为未婚、已婚、离异和丧偶，简化起见我们将已婚记为1，其他记为0。户主健康状况（health）分为5个等级：非常健康记为1、很健康记为2、比较健康记为3、一般健康记为4和不健康记为5。家庭层面控制变量包括：家庭纯收入（与2010年可比）、家庭总资产、家庭人口数量、家庭劳动力等。其中：家庭纯收入（ln（incijt））使用与2010年可比的家庭纯收入，包括工资性收入与经营性收入、财产性收入、转移性收入和其他收入;家庭总资产（ln（assetijt））主要由土地、房产、金融资产、生产性固定资产和耐用消费品构成; 家庭人口数量（pop），即CFPS数据库原始数据的家庭规模（familysize），表示家庭成员的数量，包含住在家里的和有经济联系的外出成员。对于家庭劳动力（labor）情况，我们将家庭中有成年未婚男性赋值为1，其他为0。相关变量的描述性统计见表1。
（二）模型设定
为考察我国收入差距对家庭债务影响家庭消费支出的调节作用，我们先考察家庭债务对家庭总支出的直接影响，再加入家庭债务比率与基尼系数的交互项，进一步分析收入不平等的调节效应。
1.家庭债务对家庭支出的直接影响
参考周广肃和樊纲等（2018）以及Jin 等（2011） 的模型，我们将基本的计量模型设定如下：
lnexpijt=α+β1levijt+γ1Fijt+γ2Iijt+γ3provjt+γ4δt+εijt（1）
其中，i、j和t分别表示家庭个体、家庭所在省份和所处的调查年份。被解释变量lnexpijt表示2010年至2016年间家庭总支出（exp）的对数。根据CFPS数据库的统计分类，家庭总支出包括居民消费性支出（pce）、转移性支出（eptran）、福利性支出（epwelf）和建房购房贷款支出（mortage）。levijt为家庭债务比率（家庭总负债/家庭总资产）CFPS数据库中家庭总负债包括房贷和非房贷负债。，是主要解释变量。家庭债务比率可能存在内生性问题，与居民消费之间出现联立性误差，即居民消费与家庭总负债（或家庭总资产）互为因果关系。因此我们采用经过平减后各省在2010年至2016年的平均商品房销售价格作为家庭債务的工具变量（潘敏和刘知琪，2018），该工具变量符合相关性和外生性两个假设条件。就相关性而言，商品房销售价格可能对家庭债务比率的分子分母同时产生影响，而通过工具变量回归的第一阶段回归结果我们发现，商品房销售价格是通过影响家庭资产进而影响到家庭债务比率的。同时，通过控制时间的稳健弱工具变量检验结果显示，Kleibergen-Paap rk Wald F 统计量为63.889，大于10的经验规则，拒绝工具变量是弱工具变量的原假设。其次Kleibergen-Paap rk LM统计量结果为61.877，在1%显著性水平上拒绝“工具变量识别不足”的原假设，即工具变量符合外生性条件，与模型残差项无关。所有统计结果都表明，商品房平均销售价格作为工具变量是合理的。
同时，我们控制了可能影响居民家庭消费的其他因素，Fijt为家庭层面特征向量，包括家庭纯收入、家庭总资产、家庭人口数量和家庭劳动力;Iijt为户主层面特征向量，包括户主的性别、年龄、教育程度、婚姻状况、健康状况等;provjt表示省份虚拟变量;δt表示年份虚拟变量;εijt为随机扰动项。省份虚拟变量可以控制居民消费环境和消费习惯以及其他重要经济变量的地区差异，年份虚拟变量则可以控制居民消费及家庭债务的时间趋势。
2. 收入差距对家庭债务影响家庭支出的间接影响
为考察收入差距在家庭债务影响家庭总消费过程中是否具有调节作用，我们在模型（1）的基础上引入收入不平等变量Ginijt以及收入不平等和家庭债务的交互项Ginijt*levijt，建立模型（2）：
lnexpijt=α+β1levijt+β2Ginijt+β3Ginijt*levijt+γ1Fijt+γ2Iijt+γ3provjt+γ4δt+εijt（2）
其中解释变量Ginijt为衡量该家庭所在省份的收入不平等情况的变量，收入不平等和家庭债务的交互项Ginijt*levijt是本文关注的重要指标。若收入不平等程度增加（减少）会放大（缩小）家庭债务对家庭总消费的影响，则β3系数显著。
3. 收入差距对家庭债务影响家庭消费质量的调节效应
对于消费质量的概念，国内学者较多认可尹世杰和蔡德荣（1992）所给出的消费质量的定义，他们认为消费质量即消费的主体、客体与环境相互作用之间形成的关于消费的本质特性，是根据人们的生活需求、消费欲望的满足程度而体现的内在表现，由主体质量、客体质量和环境质量三部分组成。而根据马斯洛的需求层次理论，该理论认为人的需求从低到高分为五层：生理需求、安全需求、爱与归属的需求、尊重需要、自我实现的需求。随着人民生活水平的提高，人们的需求从低层次的满足生理需求到更高层次的满足自我实现需求，表现为需求的结构优化、消费质量提升。在生活水平达到一定高度后，居民消费质量的衡量应该更多地从生存型消费转移到发展与享乐型的高层次消费指标，如通讯、文化娱乐、教育、医疗保健等服务性支出，随着社会的发展，人们越来越追求消费质量的提升。
本文设定一个指标Qualityijt表示家庭i在时间t的消费质量，因无法衡量消费的环境质量，我们仅从个体家庭差异分析，将生存型消费作为较低质量消费，将发展与享乐型消费作为较高质量消费，代为衡量消费质量的高低，即：
Qualityijt=α+β1levijt+β2Ginijt+β3Ginijt*levijt+γ1Fijt+γ2Iijt+γ3provjt+γ4δt+εijt（3）
四、实证结果及分析
（一）收入不平等对家庭债务影响家庭总支出的实证结果
利用Stata14统计软件，我们对模型（1）和（2）进行了估计，表2中第2至4列是模型（1）的回归结果，第5至7列是模型（2）的回归结果。考虑到时间和地区差异都可能对结果产生影响，所以在OLS回归中控制了时间和省份虚拟变量。虽然控制了时间和省份虚拟变量，但仍可能受到省级以下遗漏變量的影响，导致估计结果的偏差，例如家庭风险偏好和家庭储蓄意愿的不同也会直接影响家庭债务比率，同时也可能与地区的收入不平等程度相关，构成潜在的遗漏变量。因此为解决遗漏变量产生的内生性问题，我们采用控制时间和地区的稳健的双向固定效应模型（FE_TW）。此外，参考潘敏和刘知琪（2018）采用经过GDP平减的各省在2010-2016年的平均商品房销售价格作为家庭债务的工具变量，该工具变量符合相关性和外生性两个假设条件，进一步解决内生性问题，表2汇报了详细回归结果。
表2报告了家庭债务对居民总支出影响的回归结果。基于模型（1）和模型（2）的结果显示，家庭债务显著促进了居民总支出，且均在统计意义上具有1%的显著性水平，说明目前我国负债消费的倾向确实存在。同时家庭纯收入和家庭总资产对居民总支出均有显著正向影响，也进一步验证了财富效应的存在，并且证明我国消费金融的发展还处于较低水平，居民借贷能力还有进一步优化的空间，因此借助金融杠杆和金融创新手段比如普惠金融、高质量商业借款平台的发展等，能够促进居民消费。因此假说H1得到验证，即在其他因素相同的情况下，适度家庭债务对居民消费有积极的促进作用。
表2的第5至6列在模型（1）的基础上加入了收入不平等和收入不平等与家庭债务比率的交互项，考察收入不平等在家庭债务影响消费的过程中是否具有一定的调节作用。回归结果显示，家庭债务比率的系数显著为正，收入不平等的系数显著为负，收入不平等与家庭债务比率的交互项系数显著为正，说明收入不平等对家庭债务影响居民总支出的确有调节作用，即在一定条件下适当的收入不平等程度的增加会放大家庭债务对消费的正面影响。一个可能的原因是，收入差距扩大，高收入家庭和中低收入家庭对未来消费预期不同，高收入家庭对未来收入的预期增加，因此家庭消费也增大;而中低收入家庭通过借贷消费突破流动性约束，在整个生命周期内平滑消费，从而增加了家庭总支出。
在表2的第4和第7列，我们将家庭债务比率视为内生变量，引入平减后的商品房销售价格作为工具变量得到IV的回归结果。我们采用2SLS进行估计，来验证工具变量的有效性。首先根据Kleibergen-Paap rk LM统计量检验工具变量与内生变量是否相关，结果在1%显著性水平上拒绝了“工具变量识别不足”的原假设;然后在一阶段回归中Kleibergen-Paap F统计量的值为81.784和63.889，显著大于10的经验规则，拒绝工具变量是弱识别的原假设;最后，DWH（DURBIN-WU-HAUSMAN） F检验结果在1%显著性水平上证明工具变量是外生的，与残差项无关。所有统计检验都显示，工具变量的选择具有合理性，模型设定可靠。从IV回归结果来看，家庭债务比率和家庭债务比率与收入不平等交互项系数的显著性与前面OLS和双向固定效应回归结论一致。因此综合上述结果，假说H3得到验证，收入不平等对家庭债务影响居民总支出的确有调节作用，即在一定条件下适当的收入不平等程度的增加会放大家庭债务对消费的正面影响。
（二）收入差距、家庭负债与居民消费质量和消费结构升级
当前我国经济正处于结构转型的阶段，伴随着经济结构的转型，居民消费也在逐渐升级，同时，家庭消费的转型升级对经济结构的转型升级也具有一定促进作用。因此分析收入差距对家庭负债影响居民消费的调节作用时，有必要进一步分析这种调节作用对于消费结构升级和居民消费质量的影响。根据国家统计局的分类，一般家庭消费性支出包含8个类别，分别是食品烟酒，衣着，居住，生活用品及服务，交通和通信，教育、文化和娱乐，医疗保健，其他用品和服务。CFPS数据库中也根据样本将消费性支出分为对应的8个类别，我们参考潘敏和刘知琪（2018）的分类方法，将家庭消费性支出分为生存型消费和发展与享乐型消费两大类。其中，生存型消费包括食品、衣着和居住;而发展与享乐型消费包括;生活用品、医疗保健、交通通讯、文化娱乐和其他消费，是人们为了追求更好的发展和更舒适的生活产生的消费。由于居民消费质量会随时间改变，消费者只有满足基本物质生活需求才会关注发展与享乐型消费，因此若居民家庭消费主要集中于生存型消费时我们将其视为家庭消费质量较低，若居民家庭消费主要集中于发展和享乐型消费时我们将其视为家庭消费质量较高。
表3显示了以较低质量消费（生存型消费）和较高质量消费（发展与享乐型消费）作为被解释变量的模型（3）的回归结果，第（2）列到第（5）列为生存型消费支出，第（6）列到第（9）列为发展与享乐型消费支出。从结果来看，家庭债务比率对两种类型的居民消费都具有显著的促进作用，其中，对发展与享乐型消费的影响显著大于其对生存型消费的影响，表明适当增加家庭债务对样本期内居民家庭的消费升级均有一定促进作用。收入的基尼系数对生存型消费具有显著负向作用，而对发展与享乐型消费的影响为正但并不显著。家庭债务比率和收入不平等的交互项对生存型消费具有负向影响，而对发展与享乐型消费影响为正，但这两种消费类别均不显著。说明收入不平等对家庭负债影响居民消费结构并不具有明显的调节效应，假说H5得到了验证。
因此我们对消费质量做进一步分析。随着消费市场的持续完善和消费环境的不断优化，公共设施覆盖率提高、社会服务也更加全面，从消费质量的角度来看，不同于维持和满足基本生活需求（食品、衣着和住房等方面）的生存型消费，在现代社会中更能体现居民家庭消费层次的是发展与享乐型消费支出，它是为了追求更高层次的生活质量和更好的发展机会而进行的消费。林晓珊（2020）通过分析文教娱乐、交通通讯和医疗保健三项支出的基尼系数测算发现，交通通讯的基尼系数为0.5427，文教娱乐的基尼系数为0.7486，医疗保健的基尼系数为0.7482，因此她认为对于消费质量而言，文教娱乐支出和医疗保健支出对家庭消费不平等的贡献更大，因此将这两个消费项目纳入消费质量考察体系。参考林晓珊的设定，我们也针对文教娱乐和医疗保健支出考察家庭负债对居民消费质量的影响。
回归结果如表4所示，家庭债务比率对文教娱乐支出和医疗保健支出都具有显著的正向影响，并且提高居民家庭债务比率对医疗保健支出的促进效果比对文化娱乐支出的促进效果更明显。同生存型消费与发展及享乐型消费類似，收入基尼系数对文教娱乐支出具有显著抑制作用，收入不平等每提升1%，文教娱乐支出减少约0.36%，但对于医疗保健支出的影响不显著。而收入不平等的调节效应主要体现在医疗保健支出上，收入不平等程度的增加会显著促进家庭债务比率对医疗保健支出的正向影响，但对文教娱乐支出没有明显影响，假说H6得到了验证。
上述实证结果表明，适当提高家庭债务比率会显著促进生存型和发展及享乐型消费的增加，且对发展及享乐型消费的促进作用明显大于对生存型消费的促进作用，但收入不平等程度增加则抑制了生存型消费的增加，这可能与两类消费的特征和结构相关。相比于家庭相对刚性的生存型消费支出，发展与享乐型消费是具有更高弹性的高层次支出需求，更容易受到家庭债务变化的影响;并且发展与享乐型消费主要有汽车购置、娱乐教育支出、医疗保健支出、其他交通通讯工具购买维修、家电家具购置及其他耐用品需求支出等，这类需求在一定程度上需要依靠消费信贷来实现，从而对消费信贷的变化更为敏感。适当提高家庭债务比率对于促进家庭消费质量升级同样具有显著正向影响，能够有效推动文教娱乐和医疗保健的支出，对于提高居民生活水平、生活质量、子女教育水平等都具有一定促进作用。
（三）拓展分析
1.不同收入水平和财富水平下家庭负债对居民消费质量的影响
通过之前的分析我们发现，适当提高家庭债务比率对于促进家庭消费质量升级具有显著正向影响，而家庭收入是影响家庭支出的重要决定因素，那么这一结论在不同收入水平下是否不同呢？在本部分，我们参考甘犁等（2018）将样本按收入分组划分为收入前20%、后20%和处于中间60%的家庭，通过双重固定效应检验不同收入组别下，家庭债务是否会对居民的消费质量产生不同作用。表5结果显示，家庭债务比率对中等收入人群的生存型消费具有显著的正向促进作用，但对收入前20%人群和收入靠后的20%人群没有明显影响;而家庭债务比率对低收入家庭的发展与享乐型消费有显著促进作用，可见低收入家庭发展与享乐型消费的消费需求很高。因此要提升家庭的消费质量，应合理调整家庭的消费结构，提高居民收入水平，在控制风险的前提下为居民提供更多适合的金融工具，借助金融杠杆增加内需刺激消费质量的提升。
表6列出了不同财富水平下家庭债务对居民消费质量影响的双向固定效应回归结果。从第3和第4列可以看出，在中等资产和总资产靠后的30%家庭，家庭债务比率对家庭生存型消费支出始终是正向且显著的影响，说明适度提高家庭负债比率能有效促进这部分家庭的生存型消费，但对资产靠前的30%家庭作用并不明显;同时对于第5至7列的发展及享乐型消费而言，提高家庭负债比率对全部家庭的发展及享乐型消费均具有明显的促进作用，特别是针对中等财富家庭和资产靠后30%家庭，促进作用更明显。因此适度的家庭债务比率的提升会显著促进家庭消费质量的提升，特别是针对中等财富家庭，其消费由较低质量的生存型消费向较高质量的发展及享乐型消费的转换更明显。
2.城乡差异下家庭负债对居民消费质量的影响
在现代化经济体建设过程中，结构性问题已经成为经济发展的主要关注点，而我国长期的二元结构使得城市和农村居民发展不平衡程度进一步扩大，城市居民和农村居民在家庭借贷观念、借款行为和家庭消费方面也产生了较大差异，因此有必要进一步从城乡结构的角度出发，分析城乡间差异化下家庭负债对居民消费质量的影响。通过对比表7中城镇居民和农村居民两组样本数据，基于模型（1）我们可以看出，不管是城镇居民家庭还是农村居民家庭，家庭债务的增加均有助于促进家庭消费支出，且家庭负债对发展与享乐型消费的促进作用远大于对生存型消费的促进作用。因此从整体上来看，当期我国居民在物质生活上的消费大体得到满足，人们的关注点已经从吃饱饭穿暖衣向更高质量的教育、娱乐、医疗等发展与享乐型资源消费转换。从消费发展的过程来看，人们只有在满足了基本的物质生活需求的条件下，才会注重享乐和发展资料的消费。对比城镇地区和农村地区，家庭负债对城镇地区的生存型消费和发展与享乐型消费的促进作用均比农村地区低，说明农村地区的消费升级空间更大，适度的家庭负债对农村地区消费的促进作用也更强，农村面临的流动性约束更强，而合理提升农村居民借贷能力可以更有效刺激农村地区的居民消费（韩立岩，2018）。因此政府要提高居民消费，促进城乡地区均衡发展，应考虑合理利用农村地区消费金融，推出更多惠农政策，提高农民收入水平和财富水平，进而刺激农村地区居民消费质量提升。
（四）稳健性检验
由于基尼系数只是衡量收入差距的指标之一，其本身的计算方式也存在一定的局限性。并且由于本文基尼系数是依据CFPS数据库的家庭人均纯收入计算得到的收入的基尼系数，而家庭纯收入中的经营性收入和财产性收入会因受经济周期等因素的影响发生波动，转移性收入的不确定性也较大，因此对家庭纯收入的稳定性也会产生一定影响。此外，基尼系数对于处于收入不平等中间的那部分家庭的收入更敏感，也一定程度上降低了基尼系数的可信度。因此为了验证本文的研究结论，我们参考周广肃等（2018）使用了其他度量方法，如省级的Theil指数和对数偏差均值MLD（Mean Logarithmic Deviation）指数作为衡量收入不平等的替代变量来检验实证结果的稳健性。表8的结果显示主要结论与上文所述基本一致，因此证明本文主要结论具有稳健性。
五、结论与政策含义
本文在对现有文献梳理的基础上使用CFPS（家庭追踪调查数据库）通过平衡面板数据模型研究我国收入不平等对家庭债务影响居民消费质量的调节效应，以及不同收入水平、财富水平及城乡居民家庭差异下，家庭负债对居民消费质量的影响。实证结果表明：第一，家庭债务对家庭消费具有显著正向影响，且家庭纯收入和家庭总资产对居民总支出均有显著正向影响，说明财富效应显著，挤出效应较弱。第二，加入收入不平等（Gini）和家庭债务比率与收入不平等的交互项（levjt*Ginijt）后，收入不平等对家庭债务影响居民总支出的确有调节作用，即在一定条件下适当的收入不平等程度的增加会放大家庭债务对消费的正面影响。第三，由于居民消费质量会随时间改变，消费者只有满足基本物质生活需求才会关注发展与享乐型消费，进而提高居民消费质量，因此有必要进一步分析这种调节作用对于消费结构升级和居民消费质量的影响。从结果来看，家庭债务比率对发展与享乐型消费的影响显著大于其对生存型消费的影响，表明家庭债务增加对样本期内居民家庭的消费质量升级具有一定促进作用，但收入不平等对家庭负债影响居民消费结构并不具有明显的调节效应。通过对消费质量做进一步分析我们发现，收入不平等对家庭债务影响居民高质量消费中的部分消费内容具有调节作用，即适当提高家庭债务比率能够有效推动文教娱乐和医疗保健的支出，对于提高居民生活水平、生活质量、子女教育水平等都具有一定促进作用。
同时，我们拓展分析了在不同收入水平、不同财富水平和城乡地区居民家庭差异下，家庭负债对居民消费质量的影响。在不同收入水平下，家庭债务比率对中等收入人群的生存型消费具有显著的正向促进作用，而对收入前20%人群和收入靠后的20%人群没有明显影响，但家庭债务比率对低收入家庭的发展与享乐型消费有显著促进作用，可见低收入家庭发展与享乐型消费的消费需求很高。因此要提升家庭的消费质量，應合理调整家庭的消费结构，提高居民收入水平，在控制风险的前提下为不同居民家庭提供适合的金融工具，借助金融杠杆增加内需刺激消费质量的提升。在不同财富水平下，中等资产和总资产靠后的30%家庭，家庭债务比率对家庭生存型消费支出始终具有正向且显著的影响，说明适度提高家庭借贷比率能有效促进这部分家庭的生存型消费，但对资产靠前的30%家庭作用并不明显;同时家庭债务比率的提升会显著促进家庭的消费质量的提升，特别是针对中等财富家庭，其消费由较低质量的生存型消费向较高质量的发展及享乐型消费的转换更明显。在城乡差异下，家庭负债对城镇地区的生存型消费和发展与享乐型消费的促进作用均比农村地区低，说明农村地区的消费升级空间更大，一定程度合理的家庭负债对农村地区消费的促进作用也更强。因此政府要提高居民消费水平，促进城乡地区均衡发展，应考虑合理利用农村地区消费金融，推出更多惠农政策，提高农民收入水平和财富水平，进而刺激农村地区居民消费质量提升。
本文研究结果表明，我国消费金融的发展还处于较低水平，居民借贷能力还有进一步优化的空间，因此政府在考量群体差异、地区差异的基础上借助金融杠杆和金融创新手段在合理范围内进一步促进居民消费，扩大内需，提高居民消费质量和消费水平，真正实现金融促进消费质量的提高。同时针对低收入群体和农村欠发达地区，政府应推出更多惠民政策，适度放宽农村地区消费金融准入条件，吸引优质金融公司开展消费金融业务，本着消费金融提升农村居民收入水平进而提升农村居民消费质量的目标，缩小城乡地区消费差距，实现共同富裕。虽然样本期内实证结果显示收入不平等程度的增加会显著放大家庭债务对消费的正面影响，但当收入差距进一步加大时，高收入人群的消费边际增长会下降，且收入差距长期扩大会引发社会动荡，进而影响经济增长，会抑制居民家庭消费水平的提高，不是一个良性循环，因此政策制定者需要进一步关注收入不平等扩大可能带来的潜在影响，将其控制在合理的范围之内，并且提高居民收入，才能最终扩大消费，不断提高消费质量，有效刺激经济增长。
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Household Debts and the Quality of Consumption：Evidence from the Regulatory Effect of Income Inequality
Shen Zhaolin
（School of Economics and Management， Wuhan University）
責任编辑 邓 悦
作者：沈兆林