受教育程度对居民消费影响结构的收入效应研究

胡江南

【摘 要】 根据国家统计局全国人口普查数据， 1990年至2010年，15岁以上人口中文盲或半文盲比例从15.88%下降到5.35%；初中学历从23.34%上升至43.61%；高中或高专学历从8.04%上升到16.68%；大专及以上从1.42%上升至10.64%。随着我国教育的普及度提升，必然会对我国的消费结构产生影响，本文主要从家庭跟踪调查数据（CFPS）着手，研究受教育程度对居民消费结构的收入效应，在我国号召促进消费的背景下具有现实意义。

【关键词】 受教育程度 消费结构 CFPS ELES

教育是一种学习新技能和掌握新知识、信息的过程。本文以Becker所创立的新家庭经济学为基础，将教育定义为一种家庭进行非市场生产活动的环境变量（environmental variable），即教育可以在家庭非市场生产活动活动中提升家庭的生产效率，提升熟悉和使用新知识和新生产技术的能力，改进接触新信息和新知识的态度。Michael（1972）将家庭视为小型生产单位，其生产可以提升家庭整体效用的“产品”，家庭里面的单位个人则从事家庭的“非市场性活动”以获取这些“产品”， 期间则需要付出的相关的生产成本“时间”和“物品”。

Ghez（1975）认为教育对于个人的未来收入的提升具有很大的作用， 因为在家庭非市场生产中，教育可以提升家庭资源的使用效率，改进家庭投资组合，提升未来家庭生产率，进而提升工资率，即单位时间价值会变高。但教育所带来的工资率的提升并不能够直接增加个人对于各种消费品的需求，其会产生四种效应：要素替代效应、单位时间目标替代效应、跨期替代效应、偶然（unanticipated）收入效应。其中要素替代效应和单位时间目标替代效应可以促进消费，而跨期替代效应则会抑制消费，偶然收入效应对于消费具有不确定性的影响。可以总结到，按照Ghez的理论，随着个人或家庭的受教育水平的提高，时间密集型的活动消费会相对减少，商品密集型活动消费会相对变多。

从需求的收入弹性理论来看，教育的收入效应会对不同商品产生不一样的需求。最为典型的例子便是恩格尔系数，由于食品是生活中的必需品，其需求的收入弹性小于1，在满足个人需求前提下，收入的提升所带来的食品消费的提升并不显著。而当消费品的需求收入弹性大于1时，收入的提升将会显著地促进该消费品的消费。

综上所述，教育对消费结构的收入效应的影响有两条路径，第一条是时间价值的路径，即教育提升了个人的时间价值，使得消费者更加倾向于商品密集型的服务或物品的消费；第二条路径是消费品本身的收入的需求弹性差异，导致了收入对于不同类型的消费品反应的敏感程度不一。如图1所示：

图1

数据来源

本文所采取的数据是由北京大学中国社会科学调查中心所调查和统计的中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）。CFPS旨在通过跟踪收集个体、家庭、社区三个层次的数据，反映中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁，其样本覆盖25个省，调查样本规模近16000户。由于家庭跟踪调查数据结构较为复杂，为确保数据的稳定性，本文采取 2010年的基准数据，通过CFPS2010家庭数据库选出家庭户主，然后拼接CFPS2010家庭关系数据库和成人数据库，筛选出合乎本文数据结构要求的数据，最终得到11365户家庭。

模型设定

本文具体借鉴C.Linuch（1973）提出的扩展的线性支出模型（extended linear expenditure system， ELES）模型。ELES模型是由C.Linuch在R.Stone（1954）所提出的线性支出系统模型的基础上发展得出的，已广泛运用于消费结构的研究中，该模型的基本形式如下：

（i=1，2，……，n）（1）

其中，Y代表了收入，Pi代表了i类商品的价格，Xi代表了i类商品消费的数量，Xi0是消费者对i类消费品的基本需求量，bi是收入Y对i中商品或服务的边际消费倾向，表示收入抠出基本消费支出后剩余的余额中，用于对于第i中商品或服务追加的支出比例。故PiXi代表了对第i种商品或服务的消费总支出，PiXi0代表了对第i中商品或服务的基本需求支出。

假设不同消费者面对同一类型的商品的价格是相同的，则可以将（1）变换为：

（i=1，2，……，n）（2）

其中

由（2）可以得到Xi的需求收入弹性为

故而可以得到式（3）：

（i=1，2，……n） （3）

ei代表了收入Y对于第i类消费品的收入的需求弹性。

由于不同的消费类型具有其各自的特点，如是否居住在农村对食品消费有影响，平均年齡对的教育消费具备影响，是否购买了医疗保险对保健消费具有影响等，同时本文主要研究受教育程度对于家庭消费结构的影响，故本文在式（3）的基础上加入受教育程度变量和相关的控制变量，得到式子（4）

（4）

其中，Ei为家庭各类消费额，y为家庭总收入，famedu为家庭的平均学历，X包含了家庭的特征变量及家庭户主的特征变量，其中家庭的特征变量包括：家庭平均年龄、家庭平均年龄平方（家庭平均年龄的平方除以100）、家庭是否生活在城镇、家庭工作人员比例、家庭净资产对数、家庭规模、家庭性别比例，户主的特征变量包括户主户籍、性别、婚姻状况、民族、是否为党员、健康状况、是否有任何形式的医疗保险、户主是否有失业保险和户主是否有任何形式的养老保险；dummy为25个省份的虚拟变量。

描述性统计

通过对CFPS2010年基期数据的整理，筛选出符合本文数据要求的11365户家庭，其中各个变量具体数据如表4-1所示：

实证结果

考虑到式（4）中描述分类消费项支出的是一个向量方程，各方程的随机误差项之间存在相关性，因此采用系统估计方法“似不相关回归”（Greene，2002）进行联合估计将有助于提高估计的性能。然而，系统估计也有可能将某一方裎的较大误差带入其他方程中，从而污染（contaminate）整个方程系统。本研究所采用的CFPS数据集中，有部分家庭的分类消费项支出为零值；由于不能对零取对数，在估计过程中这部分样本被系统剔除，并且不再被其他方程所使用，最终适用于联合估计的均为任何一项消费支出均不为零值的样本，导致有效样本数大大减少。为兼顾估计的性能和样本的有效性，本文将部分样本消费项中的零值替换为1元，使得系统估计方法适用于分类消费方程组的联合估计。同时由于家庭杂项消费中消费品没有统一的性质或特点，不能够很好反应受教育程度对其带来的影响，故不对其进行回归。

根据回归结果可得，不同的消费类型，影响其的机制不一样。对受教育程度而言，除了保健消费，家庭的受教育程度对于各类消费都具有显著的正影响，其影响的程度从大到小分别为，教育娱乐文化消费、通信交通消费、衣物消费、家庭设备用品及服务消费、居住消费、食品消费。对于家庭收入而言，由于模型对消费和收入均进行了取对，其系数则代表了家庭收入对各类消费的需求收入弹性，其中各类需求的收入弹性均是显著的正结果，从大到小分别为衣物消费、教育文化娱乐消费、通信交通消费、家庭设备用品及服务消费、食品消费、居住消费、保健消费。如下图所示：

图4-1

说明：其中受教育程度对于保健消费影响为非显著

通过该实证结果可以得出，家庭的受教育程度对于家庭教育娱乐文化消费的影响最大，而且远远高出其他类型的消费，这个结果印证了Michael（1975）的观点，在名义收入不变的情况下，教育水平的提高，家庭真实收入会增加，而这些增加的部分会更多的用于购买“教育密集型”商品，使其原有的消费结构发生改变。家庭教育文化娱乐服务消费，包括书报费、文化娱乐费用、各类教育费等，是典型的“教育密集型”商品，故受教育程度对于此类消费的促进作用最为显著。

家庭受教育程度对于消费结构影响第二大的是通信交通消费，根据Ghze（1975）的理论，受教育程度对于消费会产生要素替代效应和单位时间目标替代效应，即教育促进工资率的提高，个人时间的价值也会提高，这样促使家庭在进行非市场生产活动中，会偏向于节约时间。通讯交通消费包括交通费、家庭交通工具及维修、邮电费、通讯工具等，这类消费最大的特点是节省家庭的进行非市场生产活动的时间投入，故户主的受教育程度会对此类消费具有促进效用。

相对于衣物消费、家庭设备用品及服务消费、居住消费而言，受教育程度对于食品消费的影响更小。众所周知，食品作为一种商品而言是必需品，其在满足个人的需求后，很难会随收入的增长而增长，也就是说起需求的收入弹性小于1。根据本文的实证结果，受教育程度对于食品消费的正影响最低，也就是表示对于受教育程度而言，食品消费也符合必需品的特征。同时根据实证结果，随着受教育的水平提升，教育主体的生活品质也会得到改善，衣物消费、家庭设备用品及服务消费、居住消费都会随教育主体的受教育程度的提升而显著增长。

受教育程度对家庭消费结构收入机制分析

受教育程度对收入的增长具有促进作用，进而带来消费结构的变化，下面通过实证的方法探测受教育程度对于收入的影响。变化式（4）可得

（5）

进行回归分析可得，家庭平均受教育程度对对数化的家庭收入影响系数λ为0.22，具有显著正向影响。

在实证分析的角度上，家庭平均受教育程度对于家庭收入具有正向影響。根据上文结论，收入对消费结构具备影响，故家庭平均受教育程度可以通过收入机制影响家庭的消费结构。

首先考查在没有收入作为自变量的时候受教育程度对于消费结构的影响，同样变换（4）式可得：

（6）

将（6）式减去（4）式可得：

（7）

在（7）式中，是ln （Ei）当中ln （y）所造成影响的量，故实际上相当于当中的一部分，所以（7）式可以看做是关键变量famedu对于由收入所产生的消费变化量的影响模型，故而所估计出来的和的差额便是famedu对于ln （Ei）所产生的收入机制效应。

5.1.2 实证分析

首先对（6）式进行似不相关回归，可以看到剥离收入变量后，原本对医疗保健消费影响不显著的变得显著正影响，所以可以得出，在医疗保健消费中，受教育程度对于收入机制的影响具有完全中介效应。

图5-1为（4）式和（6）式的系数对比，其中famedu1是（6）式的系数，可以看到加入变量后，家庭平均受教育年限对于家庭消费结构的影响普遍有所削弱，原因在于家庭平均受教育年限对于家庭消费结构的影响具有收入机制。根据上文所述，为家庭平均受教育年限对消费结构影响的收入机制效应，其具体如表5-1所示：

除开医疗保健消费，受教育程度对消费结构的收入机制的影响由大到小分别为食品消费、衣物消费、家庭设备用品及服务消费、通讯和交通消费、居住消费、教育文化娱乐消费，可见收入机制对于教育娱乐文化服务消费的影响最小，而对食品消费的影响最大。

前文讲述到，食品是生活必需品，其需求的收入弹性仅大于医疗保健，在满足生活的基本需求后很难会随着收入的提升而提升。受教育程度对于食品的消费也仅大于医疗保健，在对其收入机制的研究中，受教育程度所带来的收入提升解释了绝大部分的消费提升，相应的受教育程度所带来的非收入机制解释了很小一部分，这个印证了食品是生活必需品的事实。在满足了基本需求后，受教育程度通过改变个人的性格、观念、心态、智力水平等非收入机制并不能够对食品消费产生较大影响，而其所带来的收入增长进而促进食品消费的增长也具有上限。

相比较食品消费，受教育程度对于教育娱乐文化服务消费的收入机制影响最小，仅占11.17%，相应的非收入机制效应影响最大，占88.83%，说明受教育程度对于消费者的非收入效应改变解释了绝大部分其对教育娱乐文化服务消费的影响，其机制在于受教育程度高的消费者相对而言更加懂得教育的意义，促进了其的该类消费。

结论

教育可以提升收益。根据对（6）式的回归结果，可以发现，家庭平均受教育程度对家庭收入具有显著的正向影响。

家庭平均受教育程度对家庭消费结构的影响中，对于家庭的教育文化娱乐消费、通讯和交通消费影响最大，对食品消费和医疗保健消费影响较小，因为食品消费和医疗保健消费相对于其他消费是必需品。

家庭平均受教育年限对于家庭消费结构的收入机制完全替代了家庭平均受教育年限对于医疗保健的消费，也就是说家庭的平均受教育年限对于家庭医疗保健消费完全是通过收入来影响的。同时家庭平均受教育年限对于家庭消费结构的影响的收入机制中，收入机制对家庭的食品消费和衣着消费影响解释程度最大。

【参考文献】

[1] Gary S.Becker. An Economic Analysis of The Family. [J] Princeton University Press， 2003

[2] Michael Robert T. Education， Income， and Human Behavior[R]， Chapter Education and Consumption， NBER working Paper， 1975.

[3] Ghez Gilbert R. Education， Income， and Human Behavior[R]， Chapter Education， the price of time and Life-Cycle Consumption. NBER Working Paper， 1975.