收入差距、社會地位與家庭消費

一、收入差距對中國社會地位的影響中國的消費儲蓄率一直是一個受關注的話題。中國的儲蓄中一半是由家庭儲蓄構成的,目前占到GDP的20%左右。1根據中國統計局的城鎮調查數據,城鎮家庭的消費率(除去教育支出的生活性消費/可支配收入)在近年來一直持續下降,從1997年的82%下降到了2006年的75%。2對此,很多研究從不同的角度來分析這個問題,包括經濟增長與未來收入(Kraay,2000;ModiglianiandCao,2004;Qian,1988),人口結構和撫養系數的變化(Kuijs,2006;ModiglianiandCao,2004),收入增長和習慣(HoriakaandWan,2007),預防性儲蓄(Kuijs,2006;ChamonandPrasad,2008;Meng,2003),投資回報率變化(Wen,2009)以及性別比例變化(WeiandZhang,2009)。本文對中國近年來儲蓄率的上升提出另外一種解釋:日漸擴大的收入差距可能會抑制家庭消費,刺激儲蓄。文獻已經對這種負面影響提出了宏觀的機制:由于邊際消費傾向隨收入的上升而下降,收入差距的擴大會導致儲蓄率的上升。本文提出收入差距對消費的負面影響還可能來源于更深層次的微觀機制:人們有為追求社會地位而儲蓄的動機(statusseekingmotive)。具體而言,人們有提高社會地位的需求,這不僅僅是因為好的社會地位帶來心理上的滿足,更是因為進入好的社會階層帶來的物質和非物質的回報。同時,社會地位通常與家庭財富在社會中的排序有關,即使是與財富沒有直接關系的社會地位,比如教育水平,也往往需要家庭先積累財富來進行投資,特別是在信貸市場不夠完善的時候。因此,人們為了獲得或維持自己的社會地位需要積累財富。而收入差距的擴大使得社會分層更加凸顯,社會地位較高的群體掌握了更多比例的財富,他們與其他群體的差距也在擴大,這使得進入社會上層的收益更高,同時進入上層所需要的財富積累也更高。因此,收入差距的擴大會給人們更強的儲蓄激勵,并且這種影響對較窮和較年輕的家庭會更加明顯。中國的收入差距在近些年的上升以及收入差距的變化在地區間的差異為驗證收入差距對消費的影響提供了很好的機會。改革開放以來,中國居民的收入差距開始有顯著的上升。根據世界銀行的統計,中國的基尼系數在二十多年間從0.33上升到0.47(世界銀行,2005)。另外一些社會學家提出中國出現了新的社會分層,中國社會的階層從以往以出身劃分的工人、農民、干部和知識分子轉變為以收入、財富、學歷劃分的新的階層(陸學藝,2002)。同時,收入差距在各個省市之間也有很大的差異,比如城鎮住戶調查顯示某個北方省份的省內基尼系數從1997年的0.19上升到2006年的0.25,而某個南方省份的省內基尼系數從1997年的0.23上升到2006年的0.32。我們使用中國城鎮住戶調查9個省1997—2006年的微觀數據為基礎來驗證我們提出的假說。我們的實證結果表明在控制了家庭收入后,參照組(同一地區同一年齡組)內的收入差距仍然對城鎮家庭的消費(除去教育支出的消費)有顯著的負向影響。從1997—2006年,參照組的基尼系數平均從0.23上升到0.29,這導致一個代表性城鎮家庭的消費降低了約2.3個百分點,平均消費傾向下降了約1.63個百分點。3而1997—2006年總的平均消費傾向從82%下降到75%,因此收入不平等的擴大能夠解釋其中的23%。這些都和“收入差距的擴大加強了人們尋求社會地位的動機”這一假說相一致。我們同時證實相對于富人而言,窮人提升社會地位的動機更強,在收入差距擴大時,他們的消費被抑制得更多。另外,收入不平等對年輕人的消費的負向影響比對老年人的影響強。此外,由于受教育水平是社會地位的一個重要指標,我們還檢驗了收入差距對家庭教育投資的影響,并發現在控制收入的影響之后,收入差距的擴大會顯著提高家庭的人力資本投資。最后,我們還在實證上排除了針對這些結果提出的一些其他解釋,包括和房地產價格、收入不確定性、社會保障以及性別比等相關的解釋。我們的研究首次證實收入差距的擴大可能是中國近十年儲蓄率上升的一個重要原因。現有的研究雖然提出收入不平等會對宏觀的消費儲蓄率產生影響,但是這些研究大多強調不同收入家庭的平均消費傾向不同,特別是高收入家庭的消費傾向低,因而收入分配的變化會導致總儲蓄率的變化。4而我們的研究則揭示了即使控制了家庭平均消費傾向的異質性,收入不平等仍然會直接影響微觀個體家庭的消費儲蓄決策。另外,我們提出了一個連接收入差距和家庭消費儲蓄決策的微觀機制:追求社會地位的儲蓄動機,而且找到了支持這個假說的微觀實證證據。5雖然目前有一些關于經濟增長的研究強調追求社會地位的儲蓄動機對經濟增長有重要貢獻(CorneoandJeanne,2001;FutagamiaandShibatab,1998;GongandZou,2001;Pham,2005),文獻中還沒有證明這種儲蓄動機的存在及重要性的經驗證據,特別是來自于微觀數據的證據。本文的后續章節安排如下:第二部分介紹經濟學和社會學中關于追求社會地位的研究并提出相關假說;第三部分討論計量模型的設定;第四和第五部分分別描述使用的數據和基礎模型的估計結果。第六部分對主要結果進行了穩健性檢驗。最后一部分是小結和討論。二、社會地位與財富分配根據WeissandFershtman(1998),社會地位是個人或群體在社會中受到普遍認同的排位(rank)。一般認為,人們會根據某一普遍認同的指標在社會中進行排序,從而確定每個人的社會地位,這些指標包括家庭財富、出身、學歷、職業以及行為舉止等。而且,社會地位通常是一個群體的概念。群體中的每個成員可能在簡單排序中的名次不相同,但是他們同樣享受作為群體的一員而得到的社會地位。同時,他們需要共同約束群體中的成員、控制新成員的進入來塑造或維持這個群體在社會中的形象和權威(Weber,1922)。社會分層的高低表現為成員對于社會資源占有量的多少,這里說的社會資源包括經濟資源和政治資源。改革開放以后,居民在政治地位上的區別已經基本被消除,而經濟地位上的分層卻原來越明顯。對此,李強(1997,2002)指出,自改革以來,社會分層結構的變化是“因財產、收入等方面的差異而造成的”經濟上的不平等取代了政治上的不平等。關于人們為何要進入更高的階層,已有的文獻中有很多解釋。早期的研究強調心理上的因素,如獲得自尊(self-esteem)或成就感。Coleetal.(1992)和CorneoandJeanne(1999)強調即使社會地位并不直接進入效用函數,更高社會地位的群體能夠享有更多的不在市場中進行分配的資源,這導致人們最終會關心社會地位。他們列舉了幾個進入更高的社會階層獲得的收益:首先是俱樂部效應(clubeffect),很多的社會活動都是在同一階層內部展開的,如婚姻、信息共享以及機會等;其次,進入社會上層往往帶來一些特權,有利于爭奪那些沒有在市場中進行分配的資源;最后,高階層的人更容易受到信任、贏得贊同、合作并獲得領導權,比如有研究表明,在陪審團中,高階層的人的意見更容易受到重視和認同(WeissandFershtman,1998)。由于這些回報,人們有很強的激勵來通過積累財富,對人力資本、社會資本進行投資,加入一些社會團體,以及選擇合適的行為等各種途徑來進入更高的階層,其中追求社會地位的儲蓄動機是文獻中討論最多的一個機制。WeissandFershtman(1998)給出了一個文獻綜述。Coleetal.(1992)證明當社會地位代表了家庭在非市場化活動中的競爭力時,穩定的均衡就是社會地位由財富水平決定。6因此獲得更高的社會地位就成為了積累財富的重要動機,而且人們往往通過抑制消費,增加儲蓄來積累財富。社會地位和財富之間的連接可能不是直接的,比如社會地位可能更多的依賴于教育水平、職業甚至戶口等,但是要獲得好的教育水平、職業甚至戶口,首先需要有足夠的財富積累來進行好的教育投資,因此人們仍然會為提高社會地位而積累財富。由于我國的社會分層主要體現在經濟地位方面,社會中收入差距的擴大很可能會加強人們追求社會地位的行為。7因為不平等的上升往往導致社會地位高的階層所掌握的社會資源比例增加,這使得積累財富進入社會上層的收益更高。同時收入差距的擴大也通常帶來社會群體之間的財富差距擴大,因此要進入更高階層需要積累更多的財富。這兩種途徑都會導致收入差距的擴大刺激家庭的儲蓄。當然,當進入更高階層要求更多的財富時,少量的財富增加可能無法提高社會地位,進而財富積累的邊際收益可能下降,人們可能因此減少儲蓄。因此收入差距最終的影響取決于哪一種效應更強,是一個實證問題。我們認為前兩種效應更可能占主導,具體的證明可見Jinetal.(2010)的理論模型。8基于這些分析,我們提出第一個可驗證的假說。假說1收入分配會影響家庭的消費決策,不平等的上升會抑制家庭消費,刺激儲蓄,因為人們更有激勵通過減少消費增加儲蓄進而積累財富來追求更高的社會地位。為提高社會地位而儲蓄的動機的強弱在不同群體之間是有所差異的。假設社會地位是一種正常商品,提高社會地位的邊際收益隨社會地位的上升而遞減,那么富人由于已經處在一個較高的階層,其提高社會地位的邊際收益不如窮人高。特別是最富的階層,雖然他們也需要維持自己的社會地位,但是他們通過積累財富來提高社會地位的動機卻相對弱很多。因此為提高社會地位而儲蓄的動機意味著收入的不平等性對窮人的影響比對富人的影響要強。假說2收入差距對窮人消費的抑制作用比對富人的影響要大。類似的,老年人和年輕人的社會地位尋求的動機也有差異。相比于老年人,提高社會地位的收益對于年輕人而言更大,因為他們的受益時間更長,因此年輕人更有激勵通過減少消費積累財富來提高自己將來的社會地位。不過,如果老年人有子女,那么老年人可能會為了提高子女的社會地位而儲蓄,這會模糊年輕人和老年人在與社會地位尋求相關的儲蓄上的差異。因此我們有第三個可檢驗的假說。假說3如果老年人為提高子女的社會地位而儲蓄的動機不強,那么收入差距對年輕人的消費的抑制作用比對老年人的要強。積累財富是提高社會地位的一個途徑,但是受教育水平也是影響社會地位的重要因素。因此消費中的教育支出可以看成是對教育的投資,這一項支出很可能因為提高社會地位的動機而增加而不是下降。因此在考慮收入差距對消費的影響時需要將教育支出剔除,同時我們有以下假說9:假說4追求社會地位的動機將促使家庭增加教育支出。三、基尼系數和其他不平等指標根據以上的討論,我們的基本模型設定為ln(C)=α+β×ln(Y)+γ×Gini+δ×X+ε,(1)ln(C)=α+β×ln(Y)+γ×Gini+δ×X+ε,(1)其中C為家庭生活性支出,但不包括教育支出;Y為家庭的可支配收入。10Gini為收入差距的指標。X為其他控制變量。類似的模型也將用于分析收入差距對教育支出的影響。在(1)式中,γ為收入不平等對消費的影響,我們的假說預測其符號為負,β為消費的收入彈性。如果存在追求社會地位的儲蓄動機,在控制了家庭收入之后,收入差距應該還能夠影響家庭的消費和儲蓄行為。如果收入差距和消費的關系僅僅來源于不同收入的家庭有不同消費傾向,那么當我們控制了家庭收入同時允許β隨不同的收入組而變化時,收入差距本身不會影響家庭的儲蓄率,即γ的估計值應該接近于0。變換我們的回歸式可以得到ln(AΡC)=α+(β-1)ln(Y)+γ×Gini+δ×X+ε,(2)ln(APC)=α+(β?1)ln(Y)+γ×Gini+δ×X+ε,(2)其中APC=C/Y,是平均消費傾向。如果β<1,則APC隨著收入的上升而下降,這與文獻中普遍的假設相一致:高收入水平的家庭其平均消費傾向低。由于我們更加關注平均消費傾向的變化量而非變化率,我們將上式變換為AΡC=α′+β′ln(Y)+γ′×Gini+δ′×X+ε.(3)APC=α′+β′ln(Y)+γ′×Gini+δ′×X+ε.(3)我們主要使用基尼系數作為衡量不平等的指標。一個人要獲得社會地位需要獲得社會中大多數人的認可,不過Coleman(1990)指出,來自同伴的認同最為重要,因為地位上、資源上的競爭更多的來源于同伴之間或者說“參照組”內部。11我們認為家庭主要考慮的參照組是和家庭決策主體的地域和年齡相近的人群。具體而言,我們假設每一個家庭的戶主關注的收入差距是同一個省內戶主年齡和自己年齡相差不超過5歲的所有家庭之間的收入差距,如一個34歲的戶主,我們確定其關注的年齡組為29—39歲,而一個戶主31歲的家庭,他們關注的年齡組為26—36歲。12我們將主要考量家庭的消費儲蓄行為如何受參照組內的收入差距的影響。除了基尼系數之外,我們還考慮了另外一個不平等指標:25%最高收入家庭的收入和25%最低收入家庭的收入的比值(簡稱Ratio75/25)。這兩組指標反映了收入分配的不同側面。基尼系數關注更多的是平均的差異,而Ratio75/25更關注兩端的差異。我們也考慮了用10%最高收入家庭和10%最低收入家庭平均收入的比率等反映收入差距的指標來做穩健性分析。在基于家庭人均收入計算不平等指數的過程中,我們使用了幾種不同的家庭規模經濟的計算方法,包括直接使用家庭人口數和Atkinsonetal.(1995)給出的三種常用的計算EquivalenceScale的方法,用各類方法得到的結果非常相似。下面報告的結果中采用的計算方法是家庭中一個成年人的系數為1,其他成年人的系數為0.7,小孩的系數為0.5的方法。X為其他控制變量,主要包括省份,年齡組,年份的固定效應。13我們考慮了35歲以下,35—45歲,45—55歲,55—65歲,以及65歲以上五個年齡組,并用其他年齡分組方法做穩健性檢驗。考慮到各個省和各個年齡組的消費可能隨時間有趨勢性的變化,我們通過控制省份和時間趨勢的交叉項以及年齡組和時間趨勢的交叉項來允許各個省份以及各個年齡組平均消費的線性時間趨勢有所不同。這樣我們計量模型的識別主要依賴于各個組的收入差距在隨時間的變化上的差別。另外我們也考慮加入省內年齡組內的平均收入水平來避免收入差距和組平均收入的相關性帶來的估計偏差。14最后,我們也控制了一些家庭特征,包括家庭規模、戶主的教育程度等來檢驗基礎模型的穩健性。15不過原則上如果家庭的特征變量不影響參照組內的收入不平等,那么收入差距的影響的估計值依然是無偏的。我們通過控制收入差距和三個收入分組(窮人Poor、中間階層Middle、富人Rich)的交叉項來估計收入差距對窮人和富人的影響的差別。模型設定如下(模型中也會控制Middle和Rich本身的效應):ln(C)=α+β×ln(Y)+γ1Gini+γ2Gini×middle+γ3×Gini×rich+δ×X+ε,(4)ln(C)=α+β×ln(Y)+γ1Gini+γ2Gini×middle+γ3×Gini×rich+δ×X+ε,(4)其中,Poor為家庭人均收入是否位于參照組內最低的1/3的虛擬變量,Middle為中間的1/3,Rich為最高的1/3。系數γ2和γ3的值反映了收入差距對窮人和中間階層、富人影響的差別。我們預期收入不平等對窮人的消費有更大的抑制作用,對中間階層次之,即γ1<0,γ2>0,γ3>0,并且γ2<γ3。其他文獻中提到的收入差距的擴大導致要進入更高階層需要積累更多的財富,財富積累的邊際收益可能下降的情況,那么收入差距對中間收入的人群的抑制作用應該是最明顯的,而窮人可能因為需要積累的財富過多而失去信心,估計的結果應該是γ2<0,γ3>0。我們也應用類似的模型來分析收入不平等對不同年齡群影響的差異。四、基本變量及其在整個社會經濟制度的影響我們以中國國家統計局的中國城鎮住戶調查1997—2006年9個省的數據為基礎做實證分析,同時用全國的數據做穩健性檢驗。城鎮住戶調查覆蓋了中國所有省份,采用分層(地級以上城市、縣級市、縣)抽樣的方式獲得樣本。所有樣本每年輪換1/3,每三年全部樣本輪換一次。該調查采用讓調查戶每日記賬的方式收集數據,可以獲得較為詳細的資料。數據中包括每個家庭成員的基本信息,如年齡、教育水平、職業等;每個成員的各項收入,即工資收入、財產收入和轉移支付收入,以及家庭的可支配收入。數據中還有詳細的家庭支出情況和住房情況,但沒有其他的資產,如存款、有價證券等的存量。我們使用的數據包含了北京、遼寧、浙江、安徽、湖北、廣東、四川、陜西和甘肅等9省,分別來自于東、中、西三個地區,具有很強的代表性。由于數據中沒有家庭成員個人的消費支出的信息,我們的分析都以家庭為單位,我們假設家庭的消費儲蓄決策基本由戶主決定,因此戶主的一些個人特征,包括年齡、教育程度等會對家庭的消費決策有重要的影響。16在家庭成員過多時,家庭決策的情況變得不明晰,因此我們去掉了樣本中家庭成員個數大于10人的家庭,數量不到樣本總數的0.1%。同時,我們選取了25—75歲的戶主作為研究對象,因為年齡過小或者過大的戶主無法找到足夠的同一地區內年齡相近的樣本來得到可信的收入不平等指標。另外,我們剔除了一些收入和消費的異常值,包括可支配收入小于100元,可支配收入最高的10個家庭(年收入大約在50萬元以上),生活消費大于收入的5倍,或者大于20萬元而且大于收入的2倍的家庭。在2002年,該調查的問卷進行了調整,增加了更詳細的問題,每年的抽樣樣本也從21000戶左右增大到56000戶。這些調整可能導致2002—2006年的數據和1997—2001年的數據在統計口徑上有些不一致。我們的基礎模型以1997—2006的數據為基礎,但是我們也用2002—2006年的數據做了同樣的分析,實證結果非常類似。圖1反映了十年來城鎮住戶調查數據中顯示的家庭平均消費傾向(APC)和省內不平等指標的變化。我們定義了兩種APC的計算方法,一種是剔除教育支出之后的消費支出和可支配收入之比;第二種直接用總的家庭消費支出除以可支配收入。在1997—2006年的十年中,第一種平均消費傾向有較為明顯的下降,下降了7個百分點;第二種定義下的APC下降幅度略低,從86.6%降到81.5%,這源于教育支出的逐年升高,不過兩種APC的變化趨勢非常相似。17而省內不分年齡組的基尼系數則有明顯的上升,從0.23上升到0.29左右,與省內分年齡組計算的基尼系數的變化趨勢非常一致。圖2反映了收入不平等程度和年齡的關系。我們發現以基尼系數衡量的收入差距與年齡的關系呈現倒U形,年齡50歲左右的人群其收入差距最高。Ratio90/10反映出來的情況類似。18圖3給出了各個省份平均的基尼系數的變化,而圖4給出了各個年齡組平均的基尼系數的變化?？梢钥吹交嵯禂惦S時間的變化在各省及各年齡組之間還是有比較大的差別。這為我們的計量模型提供了基礎。表1給出了更為具體的基尼系數隨時間的變化。從標準差可以看到,各組的不平等指標的差異比較大。不過平均值和中位數的差別不大。表2給出了回歸樣本的一些基本變量的描述性統計。附錄表A給出了9個省的樣本和全國樣本的對比,可以看到9個省的樣本的幾個重要變量的平均值及其變化趨勢都和全國的非常類似。五、ls估計結果以下是回歸結果,所有結果均為OLS估計結果,我們主要報告用基尼系數衡量收入不平等性的結果,其他衡量指標的結果在穩健性檢驗中討論。(一)保持社會地位，關注家庭消費和儲蓄1.收入差距對家庭消費傾向的影響表3報告了參照組內的收入差距對家庭消費的影響。所有回歸均控制了時間、省份及5個年齡組(35歲以下,35—45歲,45—55歲,55—65歲,65歲以上)的固定效應,以及各個省份、各個年齡組的消費的線性時間趨勢。同時我們也控制了參照組中成員的平均收入以及戶主的年齡。第一列結果表明,即使控制了家庭的可支配收入水平,同一省份相近年齡的家庭內以基尼系數衡量的收入不平等水平仍然對家庭的消費有顯著的負向影響,具體而言,基尼系數增加0.1個點,消費將下降3.8%?？紤]到不同收入家庭消費傾向的異質性可能并不能完全由log(家庭收入)控制,我們根據家庭在參照組中的收入排序分為五個分位組,嘗試控制了這五個收入組的虛擬變量(第二列)以及收入組虛擬變量和收入的交互項(第三列),經過這些調整后的結果仍然是穩健的。在第四列,我們進一步控制每一個參照組的線性趨勢,即參照組的虛擬變量和年份的交互項,不過收入差距對消費的影響依然顯著,而且負向影響更加強烈。最后我們還嘗試了控制更細的年齡分組(分十組)、不同的年齡分組(30歲以下,30—40歲,40—50歲,50—60歲,60歲以上)或者控制更多的家庭特征變量(包括家庭人口數、戶主的教育水平,以及民族),結果非常穩健。19表4報告了收入差距對平均消費傾向(APC)的回歸結果。與我們預期的一樣,收入差距對APC有顯著負向的影響。在基礎模型中(第一列),基尼系數增加0.1,APC減少約2.7個百分點,并且這個結果在不同的模型設定下都很穩健。由此我們驗證了本文的第一個假說,收入差距顯著地抑制了家庭的消費,刺激了儲蓄,進而提高了儲蓄率。2.收入差距對家庭和家庭消費的影響在這一部分,我們討論不同特征的人群受收入不平等的影響是否會有所不同。首先來驗證第二個假說,即窮人的消費和儲蓄受收入差距的影響是否會更強。我們將每個參照組內的家庭按人均收入從低到高分為3個組,分別定義為窮人、中等收入的人群和富人。表5的第一列顯示,正如我們所預期的,收入組的虛擬變量和基尼系數的交互項顯著為負,具體而言,基尼系數上升0.1,窮人的消費會比中等收入的人和富人分別多減少2.0和2.7個百分點。后三列對三個收入組的樣本分別回歸,我們發現以基尼系數衡量的收入不平等對窮人的消費有顯著的抑制作用,對中等收入組的抑制稍弱,對富人的消費的負向影響是最弱的,只在10%的水平下顯著。以往的文獻中通常都提到,收入差距的擴大也通常帶來社會群體之間的財富差距擴大,因此要進入更高階層需要積累更多的財富。少量的財富增加可能無法提高社會地位,進而財富積累的邊際收益可能下降,人們可能因此減少儲蓄。如果是這種情況,那么收入差距對中間收入的人群的抑制作用應該是最明顯的,而窮人可能因為需要積累的財富過多而失去信心。但是我們的回歸結果顯示,收入差距上升時,最窮的一組人表現出來的消費的抑制遠高于中間階層和富裕的階層。這有兩種解釋,一是我們樣本中的窮人還不是中國最窮的階層,因為我們的樣本沒有包含農村以及城市中的流動人口;二是雖然窮人可能沒有希望成為社會的上層,但是他們依然通過儲蓄來改善社會地位,比如脫離貧困階層,進入中產階級,因此他們通過財富積累來提高社會地位的動機可能并不比中產階級弱。表6報告的結果試圖驗證第三個假說中提到的收入差距對消費的影響和戶主年齡的關系。我們定義年輕家庭為戶主年齡低于55歲的家庭。第一列的結果顯示年輕家庭受到收入差距的影響更為強烈。表中的第二、三列進一步采用分樣本回歸的方式考察。收入不平等對年輕家庭消費的影響的確比對老年家庭的影響要強一些。最后一列考察收入差距對5個不同年齡組(35歲以下,35—45歲,45—55歲,55—65歲,65歲以上)的影響,以最年輕的“戶主在35歲以下”的一組為基準。我們發現戶主在65歲以下的家庭中,戶主年齡和收入差距對消費的影響之間并沒有顯著的相關關系,但是戶主在65歲以上的家庭其消費對收入差距的反應明顯比其他家庭要弱很多。因此,總的來說,我們的回歸支持了第三個假說,收入差距對老年人的消費的影響比對年輕人的影響要弱,但是收入差距的影響在戶主足夠老(65歲以上)的時候才會顯著下降。(二)家庭的教育投資情況除了減少消費之外,家庭還有其他的途徑來提升社會地位。投資人力資本就是提升社會地位的重要手段之一。教育水平是一個被廣泛認同的衡量社會地位的指標,而更高的教育水平往往意味著更高的收入和財富。因此,在考慮追求社會地位的行為時,教育可以被看成一種投資,而不是消費。因此,在前文估計消費受到的影響時,從家庭消費中剔除了教育支出。同時追求社會地位的動機意味著:收入差距的擴大對家庭的教育支出有正向的影響。表7報告了收入不平等對教育投資的影響。因為教育支出與家庭人口結構有很大的關系,比如如果家里沒有30歲以下的子女,教育支出的必要性就很弱,因此我們只考慮那些有30歲以下子女的家庭。20回歸結果表明,相似群體內的收入不平等對家庭的教育投資有非常顯著的刺激影響?；嵯禂瞪仙?.1,家庭的教育支出會上升約50%。表7第二到第五列報告了不同收入組的教育投資的情況。和生活消費完全不同,我們并沒有發現窮人和富人有顯著的差異。在分組回歸中我們發現,在收入差距擴大時,富裕家庭對子女的教育投資比低收入家庭和中等收入家庭的教育投資增加的還要多。這一結果并不難理解:與財富相比,人力資本相對地難以遺傳給下一代,為了保證將來子女有比較高的社會地位,富人和窮人一樣也需要對其進行大量教育投資六、穩定性試驗(一)收入差距對基本生存消費的影響我們的假說認為收入不平等的擴大會因為社會地位尋求動機的增強而抑制家庭的消費,但是家庭不可能會減少基本生存所必需的消費。如果應用前面的計量模型發現收入不平等對基本生存需要的消費有顯著的影響,那么我們的計量模型就值得懷疑。我們用食品中的糧食支出(糧油類)來衡量基本生存所需的消費。表8的第一列顯示,控制收入后,收入差距對這種基本生存消費沒有顯著影響。但是當我們將一些彈性更大的食品支出包含在內,比如糕點、水產、飲料以及在外就餐支出等,收入差距再一次顯示出抑制消費的影響(第二列)。(二)收入差距對預防性儲蓄的影響我們驗證了收入差距的上升會導致家庭減少消費、增加儲蓄,但是除了追求社會地位的動機之外,對于這個現象還可能有其他的解釋。其中一個解釋是關于中國的房地產市場。收入差距可能與當地的房地產價格相關,同時,房價上升也會導致家庭抑制消費,刺激為了購買住房而進行的儲蓄。不過,我們沒有在數據中發現各省的房價與省內收入不平等之間有顯著相關性。21并且表8的第三列顯示,當我們在基礎的回歸中加入省內房價指數這個變量時,基尼系數的估計系數基本上沒有受到影響,而且房價指數對消費的影響并不顯著。我們還嘗試了不同的模型設定,結果都非常穩健。這個結果說明,省級的房價指數變化不能夠解釋收入不平等對家庭消費的負向影響。同樣的,我們發現房價的變化也不能解釋收入差距對教育支出的影響。WeiandZhang(2009)指出,中國的性別比例失衡引起的婚姻市場上的激烈競爭是導致儲蓄率上升的一個重要原因。他們的實證研究發現在1990—2007年間中國7—21歲人口性別比例的上升能解釋50%的儲蓄率的上升。如果收入差距與性別比例相關,那么我們需要在回歸中控制性別比例,否則對收入差距的估計就是有偏的。在表8的第四列,我們在基礎模型中控制了WeiandZhang(2009)文中使用的性別比例指標,但是基尼系數對消費的影響仍然是穩健的。在這個結果中,性別比例對消費確實有負向的影響,但是并不顯著。另外一個可能的解釋來源于收入差距與收入變動的風險之間的關系。我們計算的參照組內的收入差距的指標也可能體現了該參照組中收入的不穩定性,而收入不穩定性的上升會導致更高的預防性儲蓄,因此收入差距對消費的負向作用很可能并非來源于提供社會地位的動機。這個途徑只會在收入差距的擴大意味著收入下降的風險上升時才可能導致消費的減少。我們利用城鎮住戶調查是一個輪換的面板數據這個特征,計算了在2002年以后家庭的收入下降的可能性以及家庭收入下降的平均幅度。22我們發現在17000戶組成的2年以上的面板數據中,各省家庭人均收入下降90%以上的比例的確和各省的收入差距之間有顯著正相關關系,但是只有不到30%的家庭的人均收入低于前一年的收入,只有不到15%的家庭其人均收入低于前一年的90%。更重要的是,在我們的基本模型里面加入各省收入下降的比例,以及家庭收入下降的幅度這兩個指標后,收入不平等的系數并沒有太大變化。23同時收入風險的影響并不顯著(表8的第五列),而預期的收入下降的幅度確實對消費有一定的負向作用。24我們的回歸結果說明收入差距和消費之間的負向關系并不是來源于收入不穩定對消費的影響。此外,收入不平等的擴大可能對窮人的健康有負面影響,從而增加這部分家庭的預防性儲蓄。如果收入差距對消費的作用是通過這種機制進行的,回歸中收入差距的估計系數應該同時包含了社會保障體系的影響。如果當地社會保障體系較為完善,收入差距不會導致預防性儲蓄較大的上升。因此在第七列我們加入了區縣一級養老金覆蓋率,作為衡量當地社會保障體系是否完善的指標。25我們發現,雖然完善的社保體系確實能夠增加消費,但是基尼系數的影響并沒有減弱。另外我們也嘗試了控制一些和社會保障體系的慷慨程度相關的指標,包括控制現在退休的人平均的退休金和現在工作的人平均的繳費額的比例,基尼的系數變化也很小。最后,在第八列我們把所有需要檢驗的變量