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摘 要：拉动农村消费、优化农村居民家庭消费结构，对促进我国经济良性循环发展具有重要意义。本文采用中国家庭追踪调查（CFPS2018）微观数据，利用分位数回归法分析了我国农村不同收入等级家庭消费结构影响因素。研究结果表明：不同消费水平下，年龄、人均家庭纯收入、汽车、经营资产、家庭金融总资产和家庭总房产对我国农村居民家庭消费结构具有显著影响;不同收入等级、不同消费水平的农村居民家庭消费结构影响因素不尽相同，但人均家庭纯收入、汽车、经营资产、家庭总房产是影响消费结构的主要因素。
关键词：农村家庭;收入等级;消费结构
中图分类号：F126.1 文献标志码：B doi：10.3969/j.issn.1009-6922.2021.04.009
文章编号：1009-6922（2021）04-66-10
一、引言
我国经济长期依靠高投资、高出口、高负债的增长模式拉動，导致内需消费乏力，不利于有效应对外部环境变化。党的十九届五中全会提出，“坚持扩大内需这个战略基点，加快培育完整内需体系”。然而，我国作为一个典型的“二元”经济结构国家，城乡经济发展水平差距明显，特别是城乡居民消费水平存在较大差距。2021年中央一号文件提出“构建新发展格局，潜力后劲在‘三农’”“迫切需要扩大农村需求，畅通城乡经济循环”“全面促进农村消费”。2012年我国城镇居民人均收入24565元，到2020年达到43834元，增长78.4%;而2012年我国农村居民人均收入7917元，到2020年增长至17131元，增长116.4%，表明我国农村居民消费水平相对较低，但有着巨大的消费潜力。
在当前及未来很长一段时间内，无论从人口规模还是消费潜力角度来看，农村消费市场潜力巨大。充分挖掘农村消费市场，对提高农村居民生活质量，形成供需互促的良性循环具有重要意义。因此，本文在充分考虑农村居民家庭不同收入等级、不同消费水平的基础上，利用分位数回归法对农村居民家庭消费结构影响因素进行分析，以期优化农村居民家庭消费结构，释放消费潜力，促进消费增长。
二、文献综述
根据西方经济学理论，收入是影响消费的重要因素。凯恩斯提出的绝对收入假说表明收入水平越高，边际消费倾向越小;杜森贝利的相对收入假说认为消费受到绝对收入、示范效应和棘轮效应的影响;莫迪利安尼的生命周期假说认为各个家庭的消费要取决于他们在整个生命周期内所获得的收入与财产;弗里德曼的持久收入假说认为消费者的消费支出不是由他的现期收入决定的，而是由他的持久收入决定的。
目前，国内外学者对消费结构进行了大量研究，主要聚焦在以下三个方面：一是收入结构对消费产生的影响具有差异性。Kooreman （2000）[1] 发现荷兰家庭倾向于将转移性收入用于儿童生活;蔡跃洲（2009）[2]通过量化分析，得出农村居民经营性收入、工资性收入及国家财政农村救济经费支出是影响农村消费结构的主要因素;祁毓（2010）[3]发现工资性收入更能拉动农村居民消费;葛晓鳞和郭海昕（2010）[4]认为不同收入来源对不同类型的消费影响具有差异性;巩师恩（2012）[5]的研究结果表明，工资性收入总体而言具有较强的边际消费倾向效应，转移性收入的边际消费倾向较弱;温涛等（2013）[6]认为，家庭经营收入仍然是其分项消费支出的最主要影响因素;张慧芳和朱雅玲（2017）[7]基于AIDS扩展模型认为工资性收入和转移性收入是促进消费结构优化升级的主要因素。二是收入水平也是影响消费结构的重要因素。Aguiaretal（2011）[8]认为收入差距会导致消费水平差距较大;Fisheretal（2015）[9]等通过对美国1987—2011年消费支出数据研究发现，收入差距扩大化趋势影响了人们整体消费水平;孙凤等（2000）[10]认为不同收入水平对消费结构具有重要的影响;陈建宝等（2013）[11]认为收入差距对于不同类型的消费的影响不一致;李江一和李涵（2016）[12]109通过分析CHFS数据，发现收入差距会对人力资本、社会资本投入产生正向影响，对生存型消费和享乐型消费产生负向影响;李书宇、赵昕东（2019）[13]通过分析CLDS说明了收入分配差距如何影响城镇家庭消费结构及其优化升级;吕志科、曾馨（2020）[14]从有限理性决策视角出发研究了城乡收入不平等对消费结构的影响以及居民理性预期的修正作用。三是其他对消费结构产生影响的因素。史清华、卓建伟（2003）[15]认为不完善不健全的社会保障体系会抑制农村居民消费;Barnett和Brooks（2010）[16]的研究则表明，政府的财政支出在很大程度上促进了居民的消费及其结构演化;杭斌（2011）[17]运用我国26个省的城镇住户调查数据，发现消费者的习惯偏好与制度环境有关;赵昕东等（2016）[18]认为户主年龄、健康状况、家庭规模等均对家庭消费有明显影响。
梳理国内外文献可以发现，目前对于消费的影响因素研究已经取得了一定的成果，但以往研究基本上都是基于整体、宏观层面进行研究，忽略了消费水平以及个体消费行为对消费结构的影响。因此本文考虑不同收入等级家庭消费结构的异质性，基于中国家庭追踪调查（CFPS2018），将消费分为生存型消费、发展型消费和享乐型消费。将农村居民家庭按家庭人均纯收入分为高收入、中收入和低收入群体，研究在不同收入等级、不同消费水平下我国农村居民家庭消费结构影响因素。
三、数据来源
本文所使用的数据来源于北京大学中国社会科学调查中心组织实施的中国家庭追踪调查（CFPS2018）。该中心从2010年开始对全国25个省份正式实施调查，2012年对全部个人样本及所在家庭开展了追踪调查，主要是从社区、家庭和个体三个层面追踪收集数据。参照以往文献（陈建宝2013）[12]99将消费按满足居民生活消费的层次划分为生存型消费、发展型消费和享受型消费。其中，生存型消费包括衣着鞋帽支出、食品支出及居住支出;发展型消费包括交通通讯支出及房贷支出;享受型消费包括家庭设备及日用品支出、医疗保健支出、文教娱乐支出、转移性支出、福利性支出以及其他消费性支出。本文使用的2018年家庭追踪调查数据，剔除有缺失值的样本后，共选取了2221个农村居民家庭样本，其描述性统计结果如下表1所示： 四、模型构建与实证分析
如果使用传统线性回归模型，得到的是一种条件均值，并未考虑到因变量总体上的分布特征，线性回归无法充分展示因变量不同位置（分位数）上的信息。而分位数回归模型相对于一般的线性（均值）回归模型来说，条件更为宽泛，可以描述因变量的全局特征，而不只是均值。由于农村居民家庭样本的消费与收入数据离散程度较大，还可能存在异方差，若采用传统线性回归模型可能会造成尾部重要信息丢失，稳健性较差。分位数回归方法的主要优势在于：不需要像条件均值回归对原始数据做正态分布的假设;可以刻画条件分布y|x的任意条件分位数，提供条件分布更全面的信息;不易受极端值影响，估计结果更稳健。基于以上考虑，本文采用Koenker&bassett（1978）提出的分位数回归法，公式如下：
Qq（yi|xi）=βqo+Σβqixqi+μi （1）
其中yi代表被解释变量，xi代表解释变量，Qq（yi|xi）表示在解释变量xi条件下被解释变量yi的q分为点的期望，βqo为截距项，βqi是在q分位点的回归系数，μi为随机扰动项。
影响居民消费的理论与现实因素有很多，考虑到控制变量的数据可得性，本文将家庭户主年龄、教育水平、健康状况、性别、家庭人口规模、家庭总房产、土地资产、家庭总金融资产、是否拥有汽车、是否有贷款、是否有欠款、经营资产等变量作为控制变量。同时，为减缓数据异方差和极值的影响，对除虚拟变量外的家庭收入、家庭总金融资产、经营资产、家庭总房产等大额数值进行对数化处理，若数值为0，则加1后再取对数。
本文对我国农村不同收入等级家庭消费结构影响因素进行分位数回归估计，选取25%、50%、75%三个分位点分析在不同消费水平上，农村居民家庭消费结构的影响因素。再以人均家庭纯收入为标准，将样本分为高收入、中收入、低收入三组，探究在不同收入等级、不同消费水平上农村居民家庭消费结构的影响因素。
（一）不同消费水平农村居民家庭消费结构影响因素研究
由于ols回归给出的是解释变量对被解释变量在球形扰动项假设下的平均影响效果，而分位数回归给出的是解释变量对处于不同分位点上被解释变量的影响效果。因此，本文首先对样本进行ols估计，再用分位数回归进一步分析农村居民家庭消费结构的影响因素，结果如表2所示。
从上表2回归结果可以看出，年龄对于生存型消费、发展型消费、享受型消费三种消费类型均存在显著负向影响，这与我国居民消费理念有关，年龄越大的居民更倾向于储蓄，因而会降低消费需求。同时当这三种消费类型处于较高水平时，边际消费倾向较低，年龄对消费的影响越来越小，因此在25%、50%、75%分位点上年龄对三种消费类型的弹性系数绝对值越来越小。人均家庭纯收入对三种消费类型均呈现正向影响，收入的增加表征了消费意愿和消费能力的增加，而且在不同分位点上三种消费类型弹性系数绝对值越来越大，说明增加农村居民人均家庭纯收入对扩大农村居民消费有显著影响。汽车和经营资产对三种消费类型均存在显著正向影响，汽车和经营资产的增加扩大了农村居民家庭的通勤范围和收入来源，有利于促进其消费。而且在不同分位点上发展型消费弹性系数绝对值越来越大，说明了汽车和经营资产的增加会促进发展型消费需求的进一步增加，但对生存型、享受型消费呈现边际递减的倾向。家庭金融总资产和家庭总房产对三种消费类型均存在显著正向影响，但在不同分位点上三种消费类型支出弹性系数绝对值越来越小，说明在消费处于较高水平时，家庭金融总资产和家庭总房产对消费的拉动空间越来越小。土地资产对于生存型消费存在负向影响，因为土地可以实现农村居民家庭一定程度上的自给自足，减少生存型消费支出;而对发展型消费和享受型消费存在正向影响，这是由于生存型消费的减少释放了发展型消费和享受型消费。性别对享受型消费的影响随着消费水平的增加而不断减小，这与男性與女性的消费偏好差异有关，且在较高消费水平上，用于享受型消费的边际消费倾向递减。教育程度对享受型消费的影响较大，农村居民受教育程度越高，在文教娱乐、医疗保健上的支出越高，同时对高质量的产品和服务需求会增加。健康状况对享受型消费支出存在负向影响，健康程度越高，医疗保健支出越少。贷款和欠款对发展型消费和享受型消费均存在正向影响，可以有效缓解农村居民家庭对资金的流动性需求，帮助农村家庭扩大消费。
（二）不同收入等级农村居民家庭消费结构影响因素研究
考虑到不同收入等级农村居民家庭消费存在异质性，因此本文以高收入、中收入、低收入三组样本，探究不同收入等级下农村居民家庭消费结构的影响因素，回归结果如表3所示。
在不同收入等级上，年龄对中、低收入农村居民家庭生存型消费存在显著负向影响，随着收入的增加，其影响越小;汽车对高收入、中收入农村居民家庭的影响较为显著，其影响随着收入的增加越来越明显;欠款对低收入农村居民家庭的生存型消费影响较大;人均家庭纯收入和经营资产对生存型消费存在正向影响，且收入水平越高，影响程度越大;土地资产对生存型消费存在负向影响，而家庭总房产存在正向影响;教育、性别、健康状况、是否购买医疗保险、贷款、家庭金融资产对生存型消费影响不明显或不显著。
（三）不同收入等级和不同消费水平上农村居民家庭消费结构
为避免不同收入等级的农村居民家庭在不同消费水平上影响因素的异质性，进一步用分位数回归法进行分析。
1.生存型消费。
由上表4可以看出，年龄对中收入、低收入农村居民家庭生存型消费存在显著负向影响，且在不同分位点上的弹性系数绝对值不断递减。汽车、欠款、家庭总房产对农村家庭生存型消费存在显著正向影响，其中，汽车对低收入家庭生存型消费无显著影响;欠款对低收入水平家庭生存型消费影响相对较大;家庭总房产的增加会提高三种收入类型农村居民的生存型消费水平，但呈现出边际递减的倾向。人均家庭纯收入对高收入、中收入家庭的生存型消费存在显著正向影响，说明人均家庭纯收入越高，对高收入、中收入农村居民家庭生存型消费的促进作用越强。家庭总金融资产对低消费水平农村居民家庭有显著正向影响，而经营资产、土地资产对高收入农村居民家庭分别具有显著正向、负向影响。性别、教育程度、健康状况、是否购买医疗保险和贷款对不同收入农村家庭的生存型消费影响不明显或不显著。 2.发展型消费。采用与上文相同的研究方法对发展型消费影响因素进行分析，年龄对发展型消费存在显著负向影响，且三种收入类型弹性系数绝对值不断减小，说明随着消费水平的不断提高，年龄对发展型消费的影响越来越小;汽车对发展型消费的影响与消费水平呈正向关系，且对高收入、低收入农村居民家庭在更高的消费水平上影响更大;贷款对中收入农村居民家庭的发展型消费影响显著，而欠款对低收入家庭中的高消费水平家庭影响较大;人均家庭纯收入对高收入家庭具有显著正向影响，对其他收入类型和消费水平的农村居民家庭影响不显著;经营资产对高收入、中收入农村居民家庭在较高消费水平影响较大;土地资产和家庭总房产对发展型消费存在显著正向影响，其中中收入、低收入类型弹性系数绝对值不断减小;性别、教育程度、健康状况、是否购买医疗保险对不同收入农村家庭的发展型消费影响不明显或不显著。
3.享受型消费。采用与上文相同的研究方法对享受型消费影响因素进行分析，性别对低收入群体享受型消费存在负向影响，且随着消费水平的不断提高影响越来越小;年龄对享受型消费水平的影响在低消费水平和中消费水平的家庭中更显著;教育程度在高收入和中收入家庭中对高消费水平的家庭具有显著负向影响;汽车和家庭总房产对享受型消费具有显著正向影响，且随着消费水平的增加其影响逐渐减弱;贷款对享受型消费的影响在高收入、中收入农村居民家庭中更为明显，而欠款对中收入、低收入农村居民家庭影响更为显著;人均家庭纯收入对享受型消费的影响在中收入、低收入农村居民家庭中的高消费水平家庭更为明显;家庭总金融资产对享受型消費的影响在高收入、中收入农村居民家庭中更为显著;土地资产对中收入、低收入农村居民家庭享受型消费的影响随着消费水平的增加而逐渐减弱;是否购买医疗保险和经营资产对享受型消费影响不明显或不显著。
五、结论与建议
本文利用2018年CFPS数据，通过OLS回归法和分位数回归法对农村不同收入等级家庭消费结构影响因素进行研究，在此基础上提出对策建议。
（一）农村不同收入等级家庭消费结构影响因素
1.在不同消费水平下，通过分位数回归法对全样本进行分析，得出年龄、人均家庭纯收入、汽车、经营资产、家庭金融总资产和家庭总房产等对消费结构具有显著性影响，其中年龄、家庭金融总资产和家庭总房产在25%、50%、75%三个分位点代表的不同消费水平上弹性系数绝对值呈现递减的趋势，而人均家庭纯收入、汽车和经营资产呈现递增趋势。
2.在不同收入等级下对农村居民家庭消费结构影响因素进行分析，得出人均家庭纯收入、经营资产对高收入农村居民家庭消费有显著正向影响;性别、教育程度、健康状况、贷款、家庭总金融资产等对不同收入等级、不同消费结构影响具有差异性。
3.在不同收入等级和不同消费水平下，通过分位数回归对农村居民家庭消费结构影响因素进行分析，得出在生存型消费方面，人均家庭纯收入越高，对高收入、中收入农村居民家庭消费水平的促进作用越强;人均家庭纯收入、汽车、家庭总房产对低消费水平的农村居民家庭生存型消费影响更大。在发展型消费方面，人均家庭纯收入只对高收入家庭具有显著正向影响;汽车、经营资产对高收入农村居民家庭在较高消费水平影响较大，而土地资产和家庭总房产对中收入、低收入农村居民家庭消费的影响随着消费水平递增而不断减小。在享受型消费方面，人均家庭纯收入对享受型消费的影响在中收入、低收入农村居民家庭中的高消费水平家庭更为明显;汽车和家庭总房产对享受型消费的影响随着消费水平的增加而逐渐减弱。
（二）促进农村消费增长的建议
基于本文研究结果，在全面推进乡村振兴的背景下，对优化农村居民家庭消费结构、释放消费潜力、促进消费增长提出以下建议：
1.提高农村居民家庭收入。收入是直接影响我国农村居民家庭消费结构的重要因素。对于不同收入等级、不同消费水平的农村家庭生存型消费、发展型消费和享受型消费都有促进作用。一方面要扩大农业生产，提高农村居民家庭的生产性收入;另一方面给予政策支持，拓宽农民就业渠道，增加农民非农收入来提高农民生活水平。
2.加强农村信贷支持。建立适合农村发展的金融体系，创造良好发展的金融环境，尤其在信贷、保险和资产管理方面进一步放松对农村的限制。加强农村信贷支持，有利于进一步促进农村居民家庭生存型消费、发展型消费和享受型消费。
3.完善社会保障体系。由于社会保障体系建设滞后，农村居民对未来的不确定性预期较强，因此具有较强烈的预防性储蓄倾向，抑制了其当期消费。社会保障制度不健全已经成为影响我国扩大内需、启动消费的重要制约因素。可以适当借鉴西方发达国家的经验，结合我国具体情况，建立适合我国国情和经济发展水平的社会保障体系，消除农村居民家庭的后顾之忧，促进消费增长。
参考文献：
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[15]史清华，卓建伟.农户家庭储蓄借贷行为的实证分析：以山西农村203个农户的调查为例[J].当代经济研究，2003（08）：52-58，73.
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[17]杭斌.理性习惯偏好与居民消费行为[J].统计研究，2011，28（03）：23-29.
[18]赵昕东，李林.家庭经济因素和人口特征如何影响不同收入等级城镇居民消费[J].数理统计与管理，2016，35（06）：1076-1085.
关键词：农村家庭;收入等级;消费结构
中图分类号：F126.1 文献标志码：B doi：10.3969/j.issn.1009-6922.2021.04.009
文章编号：1009-6922（2021）04-66-10
一、引言
我国经济长期依靠高投资、高出口、高负债的增长模式拉動，导致内需消费乏力，不利于有效应对外部环境变化。党的十九届五中全会提出，“坚持扩大内需这个战略基点，加快培育完整内需体系”。然而，我国作为一个典型的“二元”经济结构国家，城乡经济发展水平差距明显，特别是城乡居民消费水平存在较大差距。2021年中央一号文件提出“构建新发展格局，潜力后劲在‘三农’”“迫切需要扩大农村需求，畅通城乡经济循环”“全面促进农村消费”。2012年我国城镇居民人均收入24565元，到2020年达到43834元，增长78.4%;而2012年我国农村居民人均收入7917元，到2020年增长至17131元，增长116.4%，表明我国农村居民消费水平相对较低，但有着巨大的消费潜力。
在当前及未来很长一段时间内，无论从人口规模还是消费潜力角度来看，农村消费市场潜力巨大。充分挖掘农村消费市场，对提高农村居民生活质量，形成供需互促的良性循环具有重要意义。因此，本文在充分考虑农村居民家庭不同收入等级、不同消费水平的基础上，利用分位数回归法对农村居民家庭消费结构影响因素进行分析，以期优化农村居民家庭消费结构，释放消费潜力，促进消费增长。
二、文献综述
根据西方经济学理论，收入是影响消费的重要因素。凯恩斯提出的绝对收入假说表明收入水平越高，边际消费倾向越小;杜森贝利的相对收入假说认为消费受到绝对收入、示范效应和棘轮效应的影响;莫迪利安尼的生命周期假说认为各个家庭的消费要取决于他们在整个生命周期内所获得的收入与财产;弗里德曼的持久收入假说认为消费者的消费支出不是由他的现期收入决定的，而是由他的持久收入决定的。
目前，国内外学者对消费结构进行了大量研究，主要聚焦在以下三个方面：一是收入结构对消费产生的影响具有差异性。Kooreman （2000）[1] 发现荷兰家庭倾向于将转移性收入用于儿童生活;蔡跃洲（2009）[2]通过量化分析，得出农村居民经营性收入、工资性收入及国家财政农村救济经费支出是影响农村消费结构的主要因素;祁毓（2010）[3]发现工资性收入更能拉动农村居民消费;葛晓鳞和郭海昕（2010）[4]认为不同收入来源对不同类型的消费影响具有差异性;巩师恩（2012）[5]的研究结果表明，工资性收入总体而言具有较强的边际消费倾向效应，转移性收入的边际消费倾向较弱;温涛等（2013）[6]认为，家庭经营收入仍然是其分项消费支出的最主要影响因素;张慧芳和朱雅玲（2017）[7]基于AIDS扩展模型认为工资性收入和转移性收入是促进消费结构优化升级的主要因素。二是收入水平也是影响消费结构的重要因素。Aguiaretal（2011）[8]认为收入差距会导致消费水平差距较大;Fisheretal（2015）[9]等通过对美国1987—2011年消费支出数据研究发现，收入差距扩大化趋势影响了人们整体消费水平;孙凤等（2000）[10]认为不同收入水平对消费结构具有重要的影响;陈建宝等（2013）[11]认为收入差距对于不同类型的消费的影响不一致;李江一和李涵（2016）[12]109通过分析CHFS数据，发现收入差距会对人力资本、社会资本投入产生正向影响，对生存型消费和享乐型消费产生负向影响;李书宇、赵昕东（2019）[13]通过分析CLDS说明了收入分配差距如何影响城镇家庭消费结构及其优化升级;吕志科、曾馨（2020）[14]从有限理性决策视角出发研究了城乡收入不平等对消费结构的影响以及居民理性预期的修正作用。三是其他对消费结构产生影响的因素。史清华、卓建伟（2003）[15]认为不完善不健全的社会保障体系会抑制农村居民消费;Barnett和Brooks（2010）[16]的研究则表明，政府的财政支出在很大程度上促进了居民的消费及其结构演化;杭斌（2011）[17]运用我国26个省的城镇住户调查数据，发现消费者的习惯偏好与制度环境有关;赵昕东等（2016）[18]认为户主年龄、健康状况、家庭规模等均对家庭消费有明显影响。
梳理国内外文献可以发现，目前对于消费的影响因素研究已经取得了一定的成果，但以往研究基本上都是基于整体、宏观层面进行研究，忽略了消费水平以及个体消费行为对消费结构的影响。因此本文考虑不同收入等级家庭消费结构的异质性，基于中国家庭追踪调查（CFPS2018），将消费分为生存型消费、发展型消费和享乐型消费。将农村居民家庭按家庭人均纯收入分为高收入、中收入和低收入群体，研究在不同收入等级、不同消费水平下我国农村居民家庭消费结构影响因素。
三、数据来源
本文所使用的数据来源于北京大学中国社会科学调查中心组织实施的中国家庭追踪调查（CFPS2018）。该中心从2010年开始对全国25个省份正式实施调查，2012年对全部个人样本及所在家庭开展了追踪调查，主要是从社区、家庭和个体三个层面追踪收集数据。参照以往文献（陈建宝2013）[12]99将消费按满足居民生活消费的层次划分为生存型消费、发展型消费和享受型消费。其中，生存型消费包括衣着鞋帽支出、食品支出及居住支出;发展型消费包括交通通讯支出及房贷支出;享受型消费包括家庭设备及日用品支出、医疗保健支出、文教娱乐支出、转移性支出、福利性支出以及其他消费性支出。本文使用的2018年家庭追踪调查数据，剔除有缺失值的样本后，共选取了2221个农村居民家庭样本，其描述性统计结果如下表1所示： 四、模型构建与实证分析
如果使用传统线性回归模型，得到的是一种条件均值，并未考虑到因变量总体上的分布特征，线性回归无法充分展示因变量不同位置（分位数）上的信息。而分位数回归模型相对于一般的线性（均值）回归模型来说，条件更为宽泛，可以描述因变量的全局特征，而不只是均值。由于农村居民家庭样本的消费与收入数据离散程度较大，还可能存在异方差，若采用传统线性回归模型可能会造成尾部重要信息丢失，稳健性较差。分位数回归方法的主要优势在于：不需要像条件均值回归对原始数据做正态分布的假设;可以刻画条件分布y|x的任意条件分位数，提供条件分布更全面的信息;不易受极端值影响，估计结果更稳健。基于以上考虑，本文采用Koenker&bassett（1978）提出的分位数回归法，公式如下：
Qq（yi|xi）=βqo+Σβqixqi+μi （1）
其中yi代表被解释变量，xi代表解释变量，Qq（yi|xi）表示在解释变量xi条件下被解释变量yi的q分为点的期望，βqo为截距项，βqi是在q分位点的回归系数，μi为随机扰动项。
影响居民消费的理论与现实因素有很多，考虑到控制变量的数据可得性，本文将家庭户主年龄、教育水平、健康状况、性别、家庭人口规模、家庭总房产、土地资产、家庭总金融资产、是否拥有汽车、是否有贷款、是否有欠款、经营资产等变量作为控制变量。同时，为减缓数据异方差和极值的影响，对除虚拟变量外的家庭收入、家庭总金融资产、经营资产、家庭总房产等大额数值进行对数化处理，若数值为0，则加1后再取对数。
本文对我国农村不同收入等级家庭消费结构影响因素进行分位数回归估计，选取25%、50%、75%三个分位点分析在不同消费水平上，农村居民家庭消费结构的影响因素。再以人均家庭纯收入为标准，将样本分为高收入、中收入、低收入三组，探究在不同收入等级、不同消费水平上农村居民家庭消费结构的影响因素。
（一）不同消费水平农村居民家庭消费结构影响因素研究
由于ols回归给出的是解释变量对被解释变量在球形扰动项假设下的平均影响效果，而分位数回归给出的是解释变量对处于不同分位点上被解释变量的影响效果。因此，本文首先对样本进行ols估计，再用分位数回归进一步分析农村居民家庭消费结构的影响因素，结果如表2所示。
从上表2回归结果可以看出，年龄对于生存型消费、发展型消费、享受型消费三种消费类型均存在显著负向影响，这与我国居民消费理念有关，年龄越大的居民更倾向于储蓄，因而会降低消费需求。同时当这三种消费类型处于较高水平时，边际消费倾向较低，年龄对消费的影响越来越小，因此在25%、50%、75%分位点上年龄对三种消费类型的弹性系数绝对值越来越小。人均家庭纯收入对三种消费类型均呈现正向影响，收入的增加表征了消费意愿和消费能力的增加，而且在不同分位点上三种消费类型弹性系数绝对值越来越大，说明增加农村居民人均家庭纯收入对扩大农村居民消费有显著影响。汽车和经营资产对三种消费类型均存在显著正向影响，汽车和经营资产的增加扩大了农村居民家庭的通勤范围和收入来源，有利于促进其消费。而且在不同分位点上发展型消费弹性系数绝对值越来越大，说明了汽车和经营资产的增加会促进发展型消费需求的进一步增加，但对生存型、享受型消费呈现边际递减的倾向。家庭金融总资产和家庭总房产对三种消费类型均存在显著正向影响，但在不同分位点上三种消费类型支出弹性系数绝对值越来越小，说明在消费处于较高水平时，家庭金融总资产和家庭总房产对消费的拉动空间越来越小。土地资产对于生存型消费存在负向影响，因为土地可以实现农村居民家庭一定程度上的自给自足，减少生存型消费支出;而对发展型消费和享受型消费存在正向影响，这是由于生存型消费的减少释放了发展型消费和享受型消费。性别对享受型消费的影响随着消费水平的增加而不断减小，这与男性與女性的消费偏好差异有关，且在较高消费水平上，用于享受型消费的边际消费倾向递减。教育程度对享受型消费的影响较大，农村居民受教育程度越高，在文教娱乐、医疗保健上的支出越高，同时对高质量的产品和服务需求会增加。健康状况对享受型消费支出存在负向影响，健康程度越高，医疗保健支出越少。贷款和欠款对发展型消费和享受型消费均存在正向影响，可以有效缓解农村居民家庭对资金的流动性需求，帮助农村家庭扩大消费。
（二）不同收入等级农村居民家庭消费结构影响因素研究
考虑到不同收入等级农村居民家庭消费存在异质性，因此本文以高收入、中收入、低收入三组样本，探究不同收入等级下农村居民家庭消费结构的影响因素，回归结果如表3所示。
在不同收入等级上，年龄对中、低收入农村居民家庭生存型消费存在显著负向影响，随着收入的增加，其影响越小;汽车对高收入、中收入农村居民家庭的影响较为显著，其影响随着收入的增加越来越明显;欠款对低收入农村居民家庭的生存型消费影响较大;人均家庭纯收入和经营资产对生存型消费存在正向影响，且收入水平越高，影响程度越大;土地资产对生存型消费存在负向影响，而家庭总房产存在正向影响;教育、性别、健康状况、是否购买医疗保险、贷款、家庭金融资产对生存型消费影响不明显或不显著。
（三）不同收入等级和不同消费水平上农村居民家庭消费结构
为避免不同收入等级的农村居民家庭在不同消费水平上影响因素的异质性，进一步用分位数回归法进行分析。
1.生存型消费。
由上表4可以看出，年龄对中收入、低收入农村居民家庭生存型消费存在显著负向影响，且在不同分位点上的弹性系数绝对值不断递减。汽车、欠款、家庭总房产对农村家庭生存型消费存在显著正向影响，其中，汽车对低收入家庭生存型消费无显著影响;欠款对低收入水平家庭生存型消费影响相对较大;家庭总房产的增加会提高三种收入类型农村居民的生存型消费水平，但呈现出边际递减的倾向。人均家庭纯收入对高收入、中收入家庭的生存型消费存在显著正向影响，说明人均家庭纯收入越高，对高收入、中收入农村居民家庭生存型消费的促进作用越强。家庭总金融资产对低消费水平农村居民家庭有显著正向影响，而经营资产、土地资产对高收入农村居民家庭分别具有显著正向、负向影响。性别、教育程度、健康状况、是否购买医疗保险和贷款对不同收入农村家庭的生存型消费影响不明显或不显著。 2.发展型消费。采用与上文相同的研究方法对发展型消费影响因素进行分析，年龄对发展型消费存在显著负向影响，且三种收入类型弹性系数绝对值不断减小，说明随着消费水平的不断提高，年龄对发展型消费的影响越来越小;汽车对发展型消费的影响与消费水平呈正向关系，且对高收入、低收入农村居民家庭在更高的消费水平上影响更大;贷款对中收入农村居民家庭的发展型消费影响显著，而欠款对低收入家庭中的高消费水平家庭影响较大;人均家庭纯收入对高收入家庭具有显著正向影响，对其他收入类型和消费水平的农村居民家庭影响不显著;经营资产对高收入、中收入农村居民家庭在较高消费水平影响较大;土地资产和家庭总房产对发展型消费存在显著正向影响，其中中收入、低收入类型弹性系数绝对值不断减小;性别、教育程度、健康状况、是否购买医疗保险对不同收入农村家庭的发展型消费影响不明显或不显著。
3.享受型消费。采用与上文相同的研究方法对享受型消费影响因素进行分析，性别对低收入群体享受型消费存在负向影响，且随着消费水平的不断提高影响越来越小;年龄对享受型消费水平的影响在低消费水平和中消费水平的家庭中更显著;教育程度在高收入和中收入家庭中对高消费水平的家庭具有显著负向影响;汽车和家庭总房产对享受型消费具有显著正向影响，且随着消费水平的增加其影响逐渐减弱;贷款对享受型消费的影响在高收入、中收入农村居民家庭中更为明显，而欠款对中收入、低收入农村居民家庭影响更为显著;人均家庭纯收入对享受型消费的影响在中收入、低收入农村居民家庭中的高消费水平家庭更为明显;家庭总金融资产对享受型消費的影响在高收入、中收入农村居民家庭中更为显著;土地资产对中收入、低收入农村居民家庭享受型消费的影响随着消费水平的增加而逐渐减弱;是否购买医疗保险和经营资产对享受型消费影响不明显或不显著。
五、结论与建议
本文利用2018年CFPS数据，通过OLS回归法和分位数回归法对农村不同收入等级家庭消费结构影响因素进行研究，在此基础上提出对策建议。
（一）农村不同收入等级家庭消费结构影响因素
1.在不同消费水平下，通过分位数回归法对全样本进行分析，得出年龄、人均家庭纯收入、汽车、经营资产、家庭金融总资产和家庭总房产等对消费结构具有显著性影响，其中年龄、家庭金融总资产和家庭总房产在25%、50%、75%三个分位点代表的不同消费水平上弹性系数绝对值呈现递减的趋势，而人均家庭纯收入、汽车和经营资产呈现递增趋势。
2.在不同收入等级下对农村居民家庭消费结构影响因素进行分析，得出人均家庭纯收入、经营资产对高收入农村居民家庭消费有显著正向影响;性别、教育程度、健康状况、贷款、家庭总金融资产等对不同收入等级、不同消费结构影响具有差异性。
3.在不同收入等级和不同消费水平下，通过分位数回归对农村居民家庭消费结构影响因素进行分析，得出在生存型消费方面，人均家庭纯收入越高，对高收入、中收入农村居民家庭消费水平的促进作用越强;人均家庭纯收入、汽车、家庭总房产对低消费水平的农村居民家庭生存型消费影响更大。在发展型消费方面，人均家庭纯收入只对高收入家庭具有显著正向影响;汽车、经营资产对高收入农村居民家庭在较高消费水平影响较大，而土地资产和家庭总房产对中收入、低收入农村居民家庭消费的影响随着消费水平递增而不断减小。在享受型消费方面，人均家庭纯收入对享受型消费的影响在中收入、低收入农村居民家庭中的高消费水平家庭更为明显;汽车和家庭总房产对享受型消费的影响随着消费水平的增加而逐渐减弱。
（二）促进农村消费增长的建议
基于本文研究结果，在全面推进乡村振兴的背景下，对优化农村居民家庭消费结构、释放消费潜力、促进消费增长提出以下建议：
1.提高农村居民家庭收入。收入是直接影响我国农村居民家庭消费结构的重要因素。对于不同收入等级、不同消费水平的农村家庭生存型消费、发展型消费和享受型消费都有促进作用。一方面要扩大农业生产，提高农村居民家庭的生产性收入;另一方面给予政策支持，拓宽农民就业渠道，增加农民非农收入来提高农民生活水平。
2.加强农村信贷支持。建立适合农村发展的金融体系，创造良好发展的金融环境，尤其在信贷、保险和资产管理方面进一步放松对农村的限制。加强农村信贷支持，有利于进一步促进农村居民家庭生存型消费、发展型消费和享受型消费。
3.完善社会保障体系。由于社会保障体系建设滞后，农村居民对未来的不确定性预期较强，因此具有较强烈的预防性储蓄倾向，抑制了其当期消费。社会保障制度不健全已经成为影响我国扩大内需、启动消费的重要制约因素。可以适当借鉴西方发达国家的经验，结合我国具体情况，建立适合我国国情和经济发展水平的社会保障体系，消除农村居民家庭的后顾之忧，促进消费增长。
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