第32卷第4期统计研究VoI. 32. 2015年4月Statistical Research Apr. 2015 人情支出与城镇居民家庭消费一-基于地位寻求的实证分析杭斌内容提要:本文首次基于地位寻求理论和中国实际，在跨期效用最大化假设下导出了人情支出模型，并利用微观数据对中国城镇居民家庭的人情支出行为以及人情支出与消费的关系进行了实证分析。结果表明:中国城镇居民家庭在人情支出上存在显著的地位寻求特征;人情支出对消费既有促进效应又有挤出效应，且后者明显大于前者。关键词:家庭消费;地位寻求;人情支出;收入差距;CHFS数据中图分类号:C812文献标t只码:A文章编号:1002 -4565 (2015 )04 -0068 -09 Gift Spending and Urban Household Consumption --An Empirical Study ased on Status Seeking H Ru• I a n phu n Abstract: ased on the theory of status seeking and the reality of China, it derives a gift spending model under the assumption of inter-temporal utility maximization, and conducts an empirical study with micro data to investigate urban households’ gift spending behavior and the relationship between gift expenditure and consumption. The results show that, firstly, there exists a significant status seeking characteristics in the gift spending behavior of China’ s urban households. Secondly, gift spending plays both facilitating and crowding out role in urban households’ consumption, and the latter is more obvious than the former. Key words: household consumption; status seeking; gift spending; income gap; CHFS data 陆铭，2009;杨汝岱等，2011)都把礼金支出额作为一、引言社会网络的代理变量。他们的研究表明，人情支出近年来，中国居民消费一直低迷不振。《中国对于家庭的收入、就业、创业、民间借贷等有积极影统计年鉴》显示，居民消费率已从2001年的%响。从这个意义上讲，人情支出对消费应该有促进下跌至2012年的36%0然而，与之形成鲜明反差作用。的是，人们在人情往来方面却似乎越来越慷慨大方O但另一方面，如果人情支出的行情上涨过快，西南财经大学"中国金融家庭调查与研究中心"则有可能对消费产生抑制作用。根本原因在于，2011年发布的数据显示，我国户均人情支出在家庭人情支出与"面子"有关。所谓"面子"是指人们总收入中的占比已高达%，其中农村家庭为在交往中受重视、受礼遇的程度。简单讲，面子体11. 4%。人们在人情往来方面为什么舍得花钱?人现了社会地位。按照Weiss和Fershtman( 1998)的情开支增长过快是否挤压了正常消费?正确回答这定义，社会地位是指个人或群体在某个特定的社些问题显然有重要的理论和现实意义。会中受到普遍认同的排位。地位排序的一个重要一般而言，一个家庭的人情支出越多，所积累的依据是家庭财富，而财富是要通过消费来显现的。社会资本就越雄厚，潜在的经济利益也越大。正因人们寻求社会地位的主要原因可以归结为两个:为如此，一些学者(如赵剑治和陆铭，2009;章元和一是，社会地位提高能够显示能力，增加自信和自
.69. 第32卷第4期杭斌:人情支出与城镇居民It庭消费尊，从而在精神上获得更大的满足;二是，跻身于Easterlin ( 1974、1995)的研究，通过对多个国家的数较高的社会阶层更容易赢得他人的信任和尊重，据分析发现:从特定国家的横截面看，人们的幸福感从而能够在经商、求职、择偶等许多方面获得更多是随着收入增加而提高的;但从时间序列上观察，尽间接回报。近年来，随着居民收入差距的不断扩管特定国家的人均收入明显增加，但该国居民的平大，富裕家庭的讲排场、比阔气之风也愈演愈烈，均幸福感却大致为一个常数。并且，许多国家尽管由于人情支出与面子有关，高收入家庭的炫耀性富裕程度不同但居民的幸福感却基本是-样的。由消费势必会对其他家庭产生示范效应，最终将导此Easterlin认为，决定幸福感的是相对收入而不是致人情支出的标准随着收入差距的不断扩大而节绝对收入。节上升。按理说，人情交往是一种礼尚往来的行最早研究地位寻求动机与消费关系的是Veblen为，现在的人情支出越多，未来回报就越高。同(1899 )。他首次提出了"炫耀性消费"( conspicuous 理，人情收入是一种负债，家庭收到的礼金越多，consumption)这一概念，认为当时美国社会出现的疯背负的人情债就越重。这就是说，家庭的持久收狂追逐时髦消费以及铺张浪费之风源于人们对社会入并不会因为人情支出或人情收入的增减而改地位以及获得他人尊重的渴求。Duesenberry变，所以家庭消费不会受到显著影响。然而，家庭(1949)利用"示范效应"(demonstration effect)分析人情支出和人情收入发生的时间通常并不一致。了相对地位在消费和储蓄决策中的重要性。即个人人情支出属于转移性支出一个家庭的人情支出的消费行为与周围人群的消费水平有关，如果周围越多，可支配的收入就越少。人情支出的行情上人群的消费水平比较高，家庭就可能会提高平均消涨过快时，地位攀比会迫使部分家庭(特别是低收费倾向。Frank(1985b)首次分析了地位寻求对社会入家庭)节衣缩食，有些家庭甚至因此而负债。从福利的影响。他把消费品区分为两大类:一类是与这个意义上讲，人情开支增长过快会在一定程度他人具有强烈对比性的、看得见的商品，如汽车、住上挤压其他消费。房、首饰等等，这类商品能够彰显消费者的地位，故称为"地位性"(positional goods)商品。二是与地位国内外学者已从多个角度分析了家庭人情支出关系不大或不易观察的商品，如储蓄、保险、休闲等的动因(如地位寻求、同群效应、风险分担)和作用等，称为"非地位性"( non-positional goods)商品。显(维系和发展社会网络)，但有关人情支出与消费关然，对相对地位的关注，会促使人们把更多的资源从系的研究却极为罕见。就笔者所知，只有易行健等(2012)对人情支出与农村家庭储蓄的关系进行了非地位性商品转向地位性商品。从全社会的角度实证分析，得出礼金支出数额与家庭储蓄为负相关看，把资源用于提高社会地位是一种浪费。因为，某个人的收益等同于其他人的损失。关系的结论。地位寻求模型可以分为两大类。第一类模型假本文拟利用"中国家庭金融调查"(CHFS)数据定相对消费的效应产生于个体对参照组平均支出或从地位寻求角度对中国城镇居民家庭的人情支出与收入的关注，由Duesenberry( 1949 )首先提出。该模消费的关系进行理论和实证研究。以下本文将首先型目前有两个版本，一个是"追赶邻居"(Catching 简要介绍地位寻求理论，然后依据中国实际构造理up with the Joneses) ，其效用函数为:论模型进行实证分析。进而回答:城镇居民家庭的u, = u(x"x, -λι1 ) 人情支出是否与地位寻求有关?家庭人情支出及人或u，u(x, ,x,l (ι1 )λ) 情支出行情对消费有怎样的影响?人情支出对消费的影响是否因收入水平不同而异?人情支出行情为式中，u是效用函数，t代表时间，x和元分别为什么上涨得这么快?个体的地位性支出和参照组的平均地位性支出。O:s:;λ:s:; 1，反映参照组平均支出对个体效用的影响。二、地位寻求与居民消费另一个版本是"与邻居看齐"(Keeping up with the Joneses) ，相应的效用函数为:传统经济理论假设个人效用完全取决于消费者U= u(x，耳，一λx，) 自身的绝对消费或收入水平，但大量证据表明，人们t t往往更关注相对消费或相对收入。其中最著名的是或:u, = u(x"x,l (X,)A)
.70. 统计研究2015年4月二者的区别在于:前者假定个体关注的是丸1, 均水平(用中位数表示)显著正相关，但新娘家的后者则假定个体关注的是坑。二者均表明，消费效用婚嫁支出并不随着参照组支出水平的变化而明显不仅取决于消费的绝对数量还与消费的相对水平有改变。Wei和Zhang(2012)分析了地位竞争对中关。如果λ>0，则周围人群消费水平提高得越快，国房价的影响。他们认为，由于中国性别比例严个人消费效用就越小。例如，一个家庭去年的居住重失调，住房作为经济实力的信号在婚姻市场上面积是80平方米，现在为120平方米，居住条件明越来越重要，这在无形中增大了住房需求，由此进显改善。但如果邻居们现在的住房面积为160平方一步推高了房价。何强(2011)整合了经济学、心米，该家庭搬进新居的喜悦就会被冲淡。理学和生物学提出的攀比效应和棘轮效应理论，第二类模型把相对地位定义为个体消费在参照结合影响幸福度的非物质因素，构建了一个带有组中消费分布的位置:交叉学科色彩的、相对规范的幸福度分析框架，并Us =叫耳"F(x，))在此基础上做了实证分析。其中F是z的累积分布，也即个体的相对地位。三、模型设定该模型最早由Layard(1980)提出，随后Robson(1992 )、Hopkins和Kornienko( 2004a)对其进行了基于地位寻求理论，本文构建了两个模型。一修正。尽管它在理论上与地位寻求假设更为一致，个是人情支出模型，用以检验对中国城镇家庭而言但由于求解困难，该类模型主要用于理论或数值模人情支出是否为地位性商品;另一个模型侧重于从拟分析。地位寻求角度分析人情支出对消费的影响。收入差距扩大意味着人们的相对收入发生了变{一)人情支出模型化，从而会影响地位寻求动机。学术界对收入差距设随机变量矶、王、Y"A，分别为代表性家庭在扩大与地位寻求动机的关系存在不同看法。一种观时期t的总支出、人情支出、总收入和期初资产。其点是，收入不均等显著地抑制了家庭消费，剌激了储中家庭总支出G，包含了消费支出、人情支出以及其蓄。因为收入差距扩大可能会强化人们追求未来社他转移性支出。E是预期因子，G，为参照组家庭的平会地位的行为，进而会导致更高的储蓄率(金烨、李均总支出。为了方便，我们假定家庭消费计划的时宏彬和吴斌珍，2011)。而Frank等(2010)指出，当间跨度为两期，并且利率因子和时间偏好因子都是居民受到更富裕家庭的消费模式影响时，收入不平常数1。于是，消费者的跨期最优化问题可以表等加剧会导致"支出瀑布"(expenditure cascade) ，理述为:由是个人未来的成功很大程度上取决于其现在的行maxlE:L, [u(G,) + v(G，-λ，G，)Jf (1) 为，因此当前的相对地位更为重要。Corneo和式中，λs取值在o-1之间(t=l，2)，表示G，Jeanne ( 2001 )则认为，财富不平等的加剧抑制了穷对总支出效用的影响强度。如果消费者对当前相对人在社会地位上追赶富人的动机，同时也弱化了富地位和未来相对地位的关注程度不同，则有λ1人积累财富维持社会地位的动力。手λ20U和U是效用函数，分别表示人情支出的绝对有关中国居民地位寻求动机与消费或储蓄关数量和相对水平对消费总效用的影响。即地位性支系的深入研究尚不多见。就我们所知，除金烨、李出不仅可以直接产生效用，还可以通过相对地位的宏彬、吴斌珍(2011)外，朱兴凯(2001)也曾对中提高带来间接效用。国农户的地位性消费行为进行过研究。他利用江考虑到中国个人消费信贷市场发展滞后，我们汉平原9个县市调查数据所做的实证分析显示，假定消费者面临比较严格的信贷限制，即任一时期中国农户存在显著的地位寻求动机。陈利平消费者可支配的全部资源是以往积累的财富和同期(2005 )把理性攀比引人经济增长模型，从理论上收入。于是，各期消费的预算约束条件分别为:讨论了经济增长与储蓄的关系。Brown等(2010)G~三A+ Y 利用2004年和2006年贵州省26个自然村的调查1 1EG= A+ Y+ EY-G数据所做的实证分析表明，农户的葬礼支出、人情2 1 1 2 1 记A+ Y+ EY= W, W是家庭在两个时期可支出以及新郎家的婚礼支出均与村内前一年的平11 2
71 第32卷第4期杭斌:人情支出与城镇居民家庭消费获得的财富总量。用二次效用函数可以得到:位的关注程度越强。需要指出的是，当少数家庭的收入水平远远高于其他家庭时，算术平均数会高估变zu(Q)={GI-f叶{(W -G[) -; (W -GY} 量的平均水平。为此，本文拟用位置平均数也即中位数代表X毛Jμszu(Gs-d)={(G1-以)-专(Gj-λ1瓦)2}式(忏4)还假定，参照组未来人情支出水平E毛XJ川'ρ，+叫川l + { ( W -G[ -Å2Eι)-f(WJI-λ2成)2}提高对农户当期人情支出有抑制作用，为了将来不丢面子，中、低收入家庭可能会减少部分当期的人情且有:支出。EXjt+\是预期支出，从而不可观察。考虑到近年Lδu/δX[ = aW -2αG[ 来家庭人情支出水平不断提高，本文拟采用参照组L ðv/风=bW -2bG[ + b(λ[G[ -λZE G) 2中收入处于中等偏上位置的家庭目前的人情支出水平代表未来人情支出的一般水平EX+\。由本文采式中，α>O,b > 0。由拉格朗日函数得到消费jt用的数据可知，在3399户家庭中，总收入大于算术效用最大化的一阶条件为:平均数的家庭仅有1088户，所占比率为32'3毛，也就aW -2αG[ + bW -2bG[ + b(λ[G[ -λ2EG2) = 0 整理后即有:是说，总收入的算术平均数大致相当于中等偏上收入。因此，参照组家庭人情支出的算术平均数可以X[ = Y/ +一b二λE-一b一-λEG(2) 22(α+ b)"[~[ 2(α+ b) "2 代表中等偏上收入家庭的人情支出水平。然而，计这里，Y[P = (A[ + Y[ + EY)/2 = AJ2 + (Y[ 2算结果表明Xjt与EX+[高度线性相关。为了避免多jt+ EY)/2是家庭持久收入。预期收入E凡是不可观2 重共线性问题，本文改用各地区家庭收入的算术平察的，为此本文假设预期收入与当期收入的关系为均数作为EXjt+\的替代变量。EY= kY[ ，k是常数。需要指出的是，家庭总支出G2 (二)消费函数既包含地位性支出又有非地位性支出。对于后者式如前所述，人情支出对消费兼有促进作用和(2)不成立，也即λ=λ2= 0。为了检验人情支出是挤压作用。人情支出行情上涨之所以会抑制消否为地位性支出，我们用X替换了G，于是式(2)可费，根本原因在于人情支出属于地位性商品。通写成:常，一个家庭的人情支出和人情收入发生的时间X.=(1+k)y.+~ 、王b、F云:-一二并不一致。给定家庭总收入，人情支出越多家庭…二------- [-2 ’[’2 (α+ b)"\L<\ 2(α+ b)"2>2可支配收入就越少。因此，当参照组人情支出水A. +t (3) 平提高过快时，部分中低收入家庭要维持其现有地位就不得不挤压其他消费。为此，本文把消费这里X是参照组家庭的平均人情支出。根据以函数设定为:上分析以及本文所采用数据的特点，我们最终把人InC=β。+γ[lnX+γ)n (Xj,lY.) +β[sd， jit iti情支出模型设定为:+β2Dit +δZ + V(5) it 1nEXlnX, =α。+α\lnY，+λ[lnX-¯2j,+\ ij， i这里C代表家庭总消费，Xj，lY是参照组平均(4) +α2Di' +δZ+e itit式中，i表示城镇居民家庭，j表示参照组，t表示人情支出与家庭总收入之比。如果X的提高快于家jt年份。X，和Y，分别为家庭人情支出和家庭总收入，庭总收入，该比例就会上升。由于人情支出与地位有ii关X，Xj，lY增大意味着家庭不得不把总收入中更大j，和EX川分别代表参照组(省、直辖市)当期和下it一期人情支出的一般水平。Di= 0，1，…，为家庭拥的份额用于人情支出，从而导致可支配收入减少并有住房的数量，是家庭资产的代理变量。Z是一组控因此而挤压消费。叫，表示参照组家庭收入的不均等制变量，包括户主年龄、家庭人口、户主受教育程度程度。综上所述，如果γ\> 0，就表明人情支出对消等。B是随机扰动项。it费有促进作用;而γ2< 0 ，则反映了人情支出对消O:S;Å[:S;l，反映当期其他家庭人情支出对农户费的挤出效应，同时也间接证明了人情支出属于地人情支出行为的影响。显然，儿越大家庭对社会地位性商品。
.72. 统计研究2015年4月用将持续多年，不满足消费效用在时间上可分割的四、数据和变量说明基本假定。为此，本文还从消费总支出中扣除了耐{一)数据说明用消费品支出O本文使用的数据来源于"中国家庭金融调查"①3.家庭总收入。包括家庭工资收入(税后)、福( CHFS)数据库。2011年7月至8月，中国家庭金利补贴收入、财产性收入、生产经营性收入以及非家融调查研究中心对随机抽取的25个省(直辖市)、庭成员对其转移收入。80个县、320个社区的8438户家庭进行访问，获得4.家庭拥有住房的数量。CHFS数据显示，城了中国首个关于家庭金融的微观调查数据库。其中镇家庭住房面积的分布极不均等。4517个城市家城市家庭5194个，涉及22个省(直辖市)。该数据庭中，535户没有自己的住房，而另外698个家庭则库包含了家庭收入、资产、消费以及人口统计特征等拥有两套以上房产。方面丰富的数据，是目前我们能够获得的最适合于5.家庭资产。CHFS数据库包含有大量的金融本项研究的微观数据。在数据整理中我们发现:部资产数据，如活期存款、定期存款、股票、债券、基金、分家庭的总收入为0，有的甚至为负数，还有一些家衍生品、金融理财产品、非人民币资产、黄金、现金、庭的总收入小于等于人情支出，这些家庭显然没有借出款等共11项。然而，由CHFS调查问卷可知，能力进行地位攀比。CHFS数据库中大多数变量如其家庭金融资产数据都是调查年份(2011年)的数总收入、消费、人情支出等都是2010年的数据，但住据。如目前，您家有元到期的人民币定期存款?房数据却延伸到了2011年。若干家庭的户主年龄目前，这笔存款的总额是多少元?"等等。而有关家小于我国法定的成人年龄(最小的只有2岁)。为庭人情支出和家庭收入询问的则是2010年的信息。此，我们在实证分析时排除了总收入小于或等于人显然，不能用2011年的家庭金融资产来解释2010情支出水平的家庭和2011年买房的家庭，并且以年的人情支出或消费。家庭住房价值也存在类似现18岁为户主年龄的下限对样本做了调整。象，问卷中的问题是"您家目前居住的房屋市价估最终，本文的最大样本包括4517个城镇家庭，其计是多少万元?"。有鉴于此，本文最终采用的财富中人情支出的缺失值比较多，有效样本为3399户。指标是家庭2010年拥有住房的数量。(二}变量说明6.收入差距。文献中经常采用基尼系数衡量1.人情支出。CHFS中的人情支出是指家庭赠收入的不平等程度。但由于有些省份的被调查户偏予非家庭成员的现金和非现金，包括:春节、中秋节少(如云南、甘肃和青海的被调查家庭分别为23等节假日支出(含压岁钱);红白喜事及生日支出。户、84户和91户)，基尼系数的估计值势必存在较两项合计占家庭总收入的平均比重为%0 大误差。为此，我们改用各地区家庭收入的算术平2.家庭总消费。由食品、衣着、医疗保健、家庭均数与中位数之比来测度收入差距。显然，如果家设备用品及服务、交通通讯、文化教育娱乐服务、住庭收入分布是右偏的，即少数家庭的收入异常高，算房支出②和其他商品及服务共8类消费支出构成。术平均数与中位数的比率就会大于1。由表1可需要注意的是，CHFS中家庭食品消费、交通通讯费知，各地区家庭总收入的算术平均数与中位数之比以及文化娱乐支出等都是在调查年份(2011年)发高达，家庭总收入的最小值是1520元，最大值生的，并且均为月度数据(调查问卷中的问题为:为300万元。"您家上个月的伙食费是多少钱?""你家上个月的7.其他控制变量。包括户主年龄、婚姻状况、本地交通费多少?"等等)，而其他各类支出则是受教育程度、职业以及家庭规模等。2010年的年度数据(如去年，您家购买衣物花了表1对主要变量做了综合描述。表中"户主受多少钱?")。由于家庭总收入和家庭人情支出也都是2010年的年度数据，本文在计算家庭总消费时未① 中国家庭金融调查(CHFS)数据由西南财经大学中国家庭包括食品、交通通讯、文化娱乐等2011年发生的支金融调查与研究中心免费提供，有关数据的更多介绍参见甘犁等出。另外，从严格意义上来说，居民消费中不应该包(2013 )。括耐用消费品支出O这是因为，耐用消费品产生效② 住房支出包含混金、水、电、燃料等，不包含购房支出。
.73 . 第32卷第4期杭斌:人情支出与城镇属民家庭消费教育水平"分为9个等级，依次为:1没有上过学，法，即Tobit模型。2=小学，3=初中，4=高中，5=中专或高职，6=大设Tobit模型的结构方程为:专或高职，7=大学本科，8=硕士，9=博士o为了更β(6) Yi = xi+ 8i 好地体现户主受教育程度对住房需求或消费的影rYi\扩Yι.> 0 Yi = { 响，我们在实证分析时设定了虚拟变量:户主受教育l 0，扩Yi:s;;; 0 水平为大专及大专以上时，虚拟变量取值为1，其他式中，扰动项8服从正态分布'Yi是一个潜变i为0。户主性别为:1=男性，2=女性。婚姻状况、量'Yi是因变量实际可以观察到的值。则Tobit模型户主职业等控制变量也都用虚拟变量表示。的似然函数为:表12010年备变量的描述性统计白rl..-W( Yi -X \ ( r 1φixml吨= I I 1一圳一←一il"'ll11 -<<1>1一!::ll(7) 变量观测值个数平均值标准差最小值最大值-j-Lσ飞σ，J飞σ，J 家庭消费(不含食品、4517 4862 8831 。190909 这里，伊和φ分别为概率密度函数和累积分布交通通讯、文教娱乐以及耐用消费品等支出)函数，σ是8的标准差。d是虚拟变量:Y> 0时di家庭总收入4517 71412 万元1520 300万元= 1，观测值不被截取;反之若Y= 0，则d= 0，截取各地区家庭总收入的算4517 1. 76 对应的观测值。相应的对数似然函数为:术平均数与中位数之比各地区家庭总收人的4517 24868 13364 5825 58238 M=￡{dl-lnσ+ lnψ(~二三ß)l算术平均数飞ιr, ’ 家庭人情支出3399 4695 9456 。300ω βr 1 ml Xi\11 各地区家庭人情支出+ (1-d，)lnll-φi二二11~ (8) 4517 2767 602 1120 4500 L飞uf’ J 的中位数家庭拥有住房套数4517 1. 07 。5 式(7)由两部分组成:第一部分为未截取观测户主受教育水平4517 9 值的经典回归，第二部分是观测值被截取的概率。户主是否单身4517 。下表是利用得到的Tobit回归和经家庭规模4517 1. 36 1 13 户主年龄4517 47 15 18 94 典回归结果。户主为机关事业单位4517 。由上表可知，由于截取的户数较少(41户)，两人员的比率种方法的估计结果非常接近。且F检验均拒绝了表中数据显示，人情支出、总收入以及消费的离所有系数为O的假设，表明模型整体上是高度显著散程度很大。正因为如此，模型(4)和模型(5)中人的。估计结果表明:情支出、收入、消费等变量都取了对数，目的是尽可1.城镇居民家庭的人情支出不仅与收入有关，能减少异方差产生的影响。另外，由于家庭总收入、而且更多地取决于本地区家庭人情支出的一般水平家庭消费和家庭人情支出都与家庭规模有关，从而(前者的弹性系数明显小于后者)，即地位攀比是城家庭之间不具有可比性。我们在实证分析时采用的镇居民家庭人情支出增加的重要原因。如前所述，是家庭人均总收入、家庭人均消费和家庭人均人情人们追求社会地位不仅是为了满足虚荣心，另一个支出。目的是为了获得更多的社会资源，以便在经济、社会以及政治方面获得更多的支持和帮助。正因为如五、实证分析此，家庭人情支出会随着参照组水平上升而不断提(-)人情支出模型的估计结果高。此外，户主年龄、受教育程度、家庭资产等因素由于部分城镇居民家庭在调查年份未选择人情也对人情支出有显著影响，但户主职业、婚姻状况、支出，从而无法观测到这些家庭的人情支出信息，即性别等因素与人情支出关系不大。本文的被解释变量是一个受限制的连续变量。在这2.人情支出与各地区家庭的平均收入水平为，种情况下，如果继续使用OLS进行估计，则无论使负相关关系。这是因为，人们不仅关注当前地位而用的是整个样本，还是截取O观测值后的样本，估计且还要考虑未来地位。家庭对未来人情支出一般行量都可能是有偏且非一致的。解决这个问题的有效情的预期会随着参照组家庭平均收入的增加而提途径是采用Tobin( 1958 )提出的极大似然估计方高，进而会对家庭当前人情支出产生一定的抑制作
.74. 统计研究2015年4月表2式(4)的估计结果Tobit回归经典回归观测值=3399观测值=3399被解释变量:家庭人均人情支出(对数)截取人'情支出为0的户数=41F(lI ,3387) = F( 11 ,3388) = Prob > F = O. 0000 2 Prob > F = O. 0000 R= 解籍变量系数估计值系数估计值p > 1 t 1 p> 1 tl 常数项1. 0735 ’ (1. 66) ’ () 家庭人均收入(对数) "气 ) "气) 各地区家庭人均人情支出的中位数(对数) "气) ( ) 。.000各地区家庭人均收入的算术平均数(对数)忡'() .，气) 家庭拥有住房套数 ’’’( 8) ..气) 户主年龄 -0 0030’ ( -1. 92 ) -O. 0030’ ( -1. 95) 户主性别(男性=1) -O. 0568 ( -1. 40) O. 0557 ( -1. 39) O. 165 户主受教育程度(大专及大专以上=1) () () 户主是否单身(已婚或同居=1) () () 家庭规模-O. 1226 ( ) ..气) 户主职业(机关事业单位人员=1) O. 0024 (0. 04 ) O. 0025 (0. 05 ) 地区(直辖市=1) 忡'() ..气) 注:1.系数估计值下面括号中的数字为t统计值。2.*......表明在1%的显著性水平下显著表明在5%的显著性水平下显著表明在10%的显著性水平下显著。3.参数的估计标准误为稳健标准误。是接受零假设的概率。5.该注释适用于以下所有估计结果。用。但由相应的参数估计值可知，城镇居民家庭更重分别为%和%。关心当前的相对地位。各地区家庭的平均收入水平与中低收入家庭的3.值得注意的是，直辖市的系数显著地小于0。人情支出之间为显著的负相关关系，对中高收入家这一结果似乎意味着，开放程度越高的地区人们的庭的人情支出则没有显著影响。其原因是，对中低人情观念越淡薄。事实上，人情支出占家庭总收入收入家庭而言，人情支出是一笔不小的开支，作为理的比重在农村远远高于城市也说明了这个问题。性消费者必须从长计议、未雨绸缪。而高收入家庭由表1可知，城镇居民家庭总收入的差距很大。则不必顾虑未来人情支出。而不同收入水平的家庭可能会有不同的地位寻求行需要指出的是，羊群效应(herdeffect)也会导致为。为此，本文以各地区家庭总收入的算术平均数消费者对他人的行为进行效仿。该效应反映的是短为界，把家庭分为中低收入组和中高收入组，进行分视的从众心理，与地位寻求无关。以上估计结果显组估计。在3399户家庭中，总收入大于平均数的仅示，中低收入家庭的人情支出具有明显的前瞻性。有1088户，所占比率为329毛，可见贫富悬殊问题已此外，中低收入家庭把收入的%用于人情支经比较严重。需要说明的是，因为Tobit回归与经典出，也反映了人们在人情支出上不甘落后的心态。回归的差异很小，以下的分组估计将采用经典回归因此，本文的实证分析支持了地位寻求假设，而不是方法。由于篇幅限制，未给出估计结果，有兴趣的读羊群效应假设。(二)人情支出对消费的影晌者可向作者索取。以上分析表明，城镇居民家庭的人情支出与地F检验表明，两个模型整体上都是高度显著的，但低收入组的拟合程度相对较差。估计结果显示:λ位攀比有关。那么，人情支出究竟促进还是挤压了的估计值依次为和，且都在1%的显消费?人情支出对消费的影响是否因收入水平不同而异?为了回答这个问题，本文对式(5)进行了分著性水平下显著，说明中低收入家庭和中高收入家庭都存在显著的地位寻求动机，但中低收入家庭的组估计。由于本文定义的消费未包含食品、交通通讯、文化娱乐等2011年发生的支出以及耐用消费品攀比欲望更为强烈。此外，中高收入家庭的收入、家支出，部分家庭(186户)出现了消费支出为0的情庭资产等变量对人情支出的影响也明显低于其他家庭。一个可能的原因是，人情支出对中高收入家庭形。为此，我们采用了Tobit回归。由表3可知，人情支出本身对消费有显著的促的压力不大，但对于中低收入家庭则是比较沉重的进作用。家庭人情支出每增加1%，消费将平均增负担。数据显示，两组家庭中人情支出占收入的比
75 第32卷第4期杭耀:人情支出与城镇居民iIt庭消费表3式{町的Tobit回归结果未分组中低收入组中高收入组观测值=3399 观测值=2311观测值=1088 截取人情支出为0的户数=186 截取人情支出为0的户数=136 截取人情支出为0的户数=50被解释变量:家庭人均人情支出(对数)F( 11 ,3388) = F( 11 ,2300) = F( 11 ,1077) = Prob > F = O. 0000 Prob > F = O. 0000 Prob > F = O. 0000 解释变量系数估计值p> 系数估计值系数估计值I t I p> I t I p> I t I 常数项3. 9848 ""( 13. 85) (11. 77) ..气) 家庭人均人情支出(对数) () ( ) () 各地区家庭人均人情支出的中位数与家庭人均收入之比(对数) ..气) ( ) 寸) 家庭拥有住房套数 ( ) ( 1. 34) O. 0731 ( 1. 08 ) 各地区家庭总收入的算术平均数与中位数之比’ ( -1. 66) -O. 2109 ( -2. 94 ) 。.002O. 3287 (1. 74) 。.082户主年龄..飞) ..飞) ..飞) 户主性别(男性=1) O. 1052 ( 1. 78) O. 0474( ) 华飞) 户主受教育程度(大专及大专以上=1) ( ) ( ) ..飞) 户主是否单身(已婚或同居=1)’ (1. 86) () () 家庭规模’ () O. 0474 ( ) O. 0644 ( 1. 06) 户主职业(机关事业单位人员工1) () ..飞) () 地区(直辖市=() 。1331) "() -0. 0978( ) 加毛。其中，中低收入家庭和中高收入家庭随着收入差距不断扩大，高收入家庭的人情支出会消费关于人情支出的弹性分别为和。率先提高，如举办更奢侈的婚礼，赠予更多的礼金等其原因是，人情支出有维系和发展社会网络的功能，等。其他家庭尽管相对收入下降了，但由于人情支对于家庭的收入、就业、创业、民间借贷等有积极影出与面子有关，他们宁可节衣缩食也不情愿放弃攀响。但另一方面，人情支出行情上涨对消费有明显比，这种攀比最终将拉高人情支出的社会平均水平。的挤压作用。参照组人情支出水平与家庭收入的比六、结束语例每提高1%，家庭消费将平均减少%。其中，中低收入家庭消费减少的幅度更大为岛，本文首次基于地位寻求理论和中国实际，在跨而中高收入家庭的消费几乎不受影响。这是因为，期效用最大化假设下导出了人情支出模型，并利用人情支出行情上涨过快时，中低收入家庭不得不把微观数据对中国城镇家庭的人情支出行为以及人情总收入中更大的份额用于人情支出，以至于能够用支出与消费的关系进行了实证分析。结果表明:一于消费的收入(即可支配收入)相对或绝对减少。是，中国城镇居民家庭在人情支出上存在显著的地总之，实证结果表明，人情支出对消费既有促进效应位寻求特征，且参照组的影响远远大于家庭自身收又有挤压效应。对中低收入家庭而言，人情支出对入的影响。需要指出的是，与羊群效应描述的行为消费的抑制作用大于促进作用，而中高收入家庭的不同，城镇居民家庭的地位寻求行为是理性的，他们情况恰恰相反。不仅看重当前的地位，同时还关心未来地位。二是，值得注意的是，收入差距扩大与中低收入家庭中低收入家庭和中高收入家庭都存在显著的地位寻的消费为负相关关系，与中高收入家庭则为正相关求动机，但中低收入家庭的攀比欲望更为强烈。三关系。这是因为，收入差距扩大表现为中高收入家是，人情支出对消费既有促进效应又有挤压效应o庭的收入增长快于中低收入家庭。估计结果还表这是因为，一方面，人情支出有维系和发展社会网络明，就中低收入家庭而言，在其他变量保持不变的条的功能，对于家庭的收入、就业、创业、民间借贷等有件下，如果户主就职于机关事业单位，则其家庭的消积极影响;另一方面，人情支出行情上涨过快时，中费水平高于其他家庭。低收入家庭不得不把总收入中更大的份额用于人情以上估计结果表明，近年来居民消费率持续走支出，以至于能够用于消费的收入(即可支配收入)低与人情支出增长过快有关。笔者认为，除了人情相对或绝对减少。估计结果还显示:人情支出和消支出是地位性商品这一因素外，居民收入分配的不费的关系与家庭收入水平的高低有关。对于中低收均等也是导致人情支出行情不断上涨的重要原因。入家庭，人情支出对消费的促进作用明显小于抑制
.76. 统计研究2015年4月[ 9 J Robson A J. Status, the distribution of wealth, private and social 作用，而中高收入家庭的情况恰恰相反。整体来看，attitudes to risk [J]. Econometrica, 1992 (60) : 837 -857. 近年来我国的消费低迷与人情支出增长过快有关。[ 10 J Hopkins E, T Kornienko. Running to keep in the same place: 四是，近年来城镇居民家庭在人情支出上愈演愈烈Consumer choice as a game of status [ J J. American Economic 的攀比之风可以由地位寻求动机和收入差距不断扩Review, 2004 ( 94 ) : 1085 -1 107 大来解释。因为，受地位寻求动机和收入差距扩大[11 J Corneo G, 0 Jeanne. Status, the Distribution of Wealth, and Growth [J J . Scandinavian Joumal of Economics, 2001 ( 103 ) : 283 影响，高收入家庭的地位性支出会对其他家庭产生-293. 示范效应，最终拉高了人情支出的平均水平。因此，[12J朱信凯中国农户位置消费行为研究[Jl统计研究，2001(12) : 加快推进收入分配制度改革对于遏制家庭在人情支15 -19. 出上的攀比之风、优化资源配置具有重要的现实[ 13 J Brown Philip H, et al. Positional Spending and Status Seeking in 意义。Rural China [J J. Intemational Food Policy Research Institute ( IFPRI) ,2010. [14J何强.攀比效应、棘轮效应和非物质因素:对幸福悖论的一种规参考文献范解释[JJ.世界经济，2011(7) : 148 -160. [1 J赵剑治，陆铭.关系对农村收入差距的贡献及其地区差异[JJ.[ 15 J Shangjin W凹，Xiaobo Zhang. Status Competition and Housin芭经济学(季刊),2009 ( 10) :363 -390. Prices: Some Evidence from China [1]. NBER Working Paper No [ 2 J Weiss Y, C Fershman. Social status and Economic Performance: A 18000, April,2012. Su凹ey[J].European Economic Review, 1998(42) :801 -820. [16J甘犁，等.中国家庭资产状况及住房需求分析[J J.金融研究，[ 3 J易行健，等社会网络与农户储蓄行为:基于中国农村的实证研2013(4):1 -14. 究[JJ.管理世界，2012(5):43 -51. [ 4 J Easterl n R A. Will raising the incomes of all increase the happiness of all ? [1]. Jouma1 of Economic Behavior and Organization, 1995 作者简介(27) :35 -47. 杭斌，男，安徽人，1985年毕业于中南财经大学计划统[ 5 J Veblen T. Tbe Theory of the Leisure Cla臼AnEconomic Study of 计系，获经济学硕士学位，现为山西财经大学教授、博士生导Institutions[ MJ. New York: Macmillan,1899. 师，中国数量经济学会常务理事，中国消费经济学会理事。[ 6 J Duesenbe町 J S. Income, Saving and the Theory of Consu山川E阳XBeha盯VI盯Or[M J. Cambridge: Harvard Un iversity Press, 1949. [ 7 J Frank R H. The Demand for Unobservable and Other Nonpositional (责任编辑:曹麦)Goods [JJ. American Economic review, 1985 (75) : 101 -16. [ 8 J金烨，等.收入差距与社会地位寻求:一个高储蓄的原因[JJ.经济学(季刊),2011(3) :887 -911.
