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摘 要：选择2018年CFPS家庭数据为研究样本，以行为经济学中的心理账户及期望理论为切口，采用线性回归、门限回归模型研究中国家庭消费行为特征及其原因。研究发现：家庭收入中财产性收入、其他收入的边际消费倾向都高于工资性收入和经营性收入，这与收入获得的具体程度和艰苦程度有关;家庭消费与其转移性收入之间存在着关于工资水平的非线性关系，其中中等收入水平家庭的转移性收入更易引致扩大消费，低收入水平家庭的转移性收入具有重要的社会再分配意义但引致扩大消费的作用有限，这与其期望效用大小和参考点R的水平有关。
关键词：心理账户 期望理论 家庭消费 门限回归模型
一、引言
2017年10月18日，习近平同志在十九大报告中强调，中国特色社会主义进入新时代，我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾。这充分表明：随着中国经济社会的不断发展和人民生活水平的不断提高，中国家庭的消费行为和消费结构已出现重要变化。另外，在推进全面建设社会主义现代化国家的新时期，中央明确提出“加快形成以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局”的战略决策。其中，国内大循环意味着国内经济将主要以国内消费拉动为主，逐步提高国民消费规模和质量成为当前及未来很长一段时间的发展重点。而从行为经济学的视角出发，探析中国家庭消费行为有利于更好地把握中国家庭作为国民经济微观主体的消费特征，引导并促进中国特色消费型社会的加快建成。
二、文献综述
国内外研究中国家庭消费行为的文献大体可分为三类：研究中国家庭消费行为的结构特征、中国家庭消费行为特征的形成原因，以及其造成的影响，本文关注的主要是前两类文献。前两类文献从研究内容而言，可分为两类：有学者着眼于家庭收支两方面并结合家庭其他经济特征考察消费行为特征及其规范分析[1-2]，另有学者从家庭主体以外的经济特征出发研究其对家庭消费行为特征形成的影响[3-4]，前者有赖于“点”的突破，后者更强调“面”的协整意义。就研究范式而言，又可分为两类：大部分学者都是基于经典经济学理论如经济人假设研究中国家庭消费行为，如从边际消费倾向递减规律出发考察中国家庭消费行为的历史演变[5]，这一类文献集中表明随着国民收入的规模和质量提升，中国家庭消费行为出现了很多异象，如部分家庭的部分消费远未达到与其收入匹配的预期水平[6];而少量学者利用行为经济学理论，反思并解释中国家庭消费行为的部分异象，为研究新时代中国家庭消费行为特征提供了重要参考，如樊锦霞等（2018）依据消费心理的不确定性特征实证考察了房价对城镇居民消费的影响[7]。
本文旨在从行为经济学的视角出发，利用2018年中国家庭追踪调查（CFPS）数据，主要通过联系中国家庭的收支结构及其部分属性特征来分析消费行为特征及其形成原因，为研究中国家庭消费行为在“点”上的完善提供参考。
三、理论机制与研究假设
行为经济学是一門实用的经济学， 它将行为分析理论与经济运行规律、心理学与经济科学有机地结合起来， 以发现对标现今经济学模型中的异象， 进而修正主流经济学关于人的理性、自利、完全信息、效用最大化及偏好一致基本假设的不足。[8]本文研究中国家庭消费行为特征就是要将行为经济学中的心理账户（Mental Accounting）理论和期望理论（prospect theory）引入进行实证考察。行为经济学家Thaler提出心理账户理论，即行为主体会在头脑中无意识地把财富划归到不同的账户中进行管理，因而不同账户的边际消费倾向不同。[9]期望理论中的值函数表达是对标准经济学的重要拓展，它被分成两部分进行表达：一是由选择结果的绝对水平带来的效用，这与标准经济学的效用函数是一致的;二是由选择结果的相对水平（即选择结果相对于参考点是收益还是损益）带来的效用。[10]由值函数表达为损失厌恶及边际效用递减规律。
在本文的研究语境下，心理账户理论预示着家庭收入的不同来源将在引致消费方面有着不同的效果，即不同收入来源的边际消费倾向会有所不同。另外，就期望理论而言，具体到每一个家庭，非直接辛劳获得的额外收入（如其他收入、转移性收入等）表现为一种确定性收益，但当对这部分收益进行支出时，每个家庭实际上面临着不同的临界值。当其家庭的实际总收入超过这个临界值时，家庭才会对这部分的收益进行扩大消费，否则就会节制消费，而这个临界值就是行为经济学中所说的参考点R[10]。同时我们是意识到中国居民消费函数倾向于“保守主义”形式，或者说具有高度理性的储蓄目标以及追求长期的效用最大化。[11]同时有研究表明，在旅游消费券使用方面，收入水平对旅游产品需求的弹性就存在着分段现象。[12]延伸来看，家庭消费和家庭额外收入如转移性收入，存在着非线性相关关系。综上所述，本文提出以下两个假设：
假设1. 中国家庭的不同收入来源会对家庭消费行为产生不同的影响大小，即不同的收入来源会存在不同的边际消费倾向：辛劳付出更加具体和艰苦的收入来源，其边际消费倾向越低，反之越高。
假设2.中国家庭消费和家庭的转移性收入存在着关于工资水平的非线性关系：低收入家庭转移性收入所带的边际消费倾向较低，中等收入家庭转移性收入所带的边际消费倾向较高，高收入家庭转移性收入所带的边际消费倾向较低。
四、研究设计
（一）数据来源及变量说明
本文选取2018年中国家庭追踪调查（CFPS）数据库中家户收入与支出、户籍状态等数据进行研究。其中家庭收入既包括了家庭总收入，同时也详细说明了其五个组成部分的具体数据：工资性收入、经营性总（纯）收入、财产性收入、转移性收入和其他收入。值得特意交代的是，户籍状态分为“城镇”和乡村，并赋值城镇=1，乡村=0;工资性收入是指家庭成员从事农业打工或从事非农受雇工作挣取的税后工资、奖金和实物形式的福利;经营性收入是指家庭从事农、林、牧、副、渔的生产经营扣除成本后的净收入和由自家生产并供自家消费的农业产品的价值，以及家庭从事个体经营或开办私营企业获得的净利润;财产性收入包括了土地或其他生产资料出租收入、房屋出租收入、其他租金收入和出卖财物收入;转移性收入包括了政府补贴、离退休金、低保等政府补助;其他收入包括了亲友馈赠和受访家庭汇报的其他收入。在本文的实证研究中，原数据中的缺失值均已用“0”进行了插补，并对户籍状态为非“城镇”和“乡村”的样本进行了剔除。 （二）模型设定
首先，基于行为经济学中的心理账户理论，建立截面数据的线性回归模型：
pcei=β0+β1urbani+β2fwagei+β3foperatei+β4fpropertyi+β5ftransferi+β6felsei+β7familysizei+εi
其中，i表示不同的家庭样本;pce是被解释变量，表示消费性总支出;foperate、fproperty、ftransfer、fwage及felse为关键解释变量，分别表示不同的收入账户;urban 为虚拟变量;familysize是控制变量;εi为随机误差项。
另外，为有效检验出中国家庭消费与家庭的转移性收入之间存在着关于工资水平的非线性关系，本文引入截面门限模型，实际考量消费性支出与家庭的转移收入存在关于家庭工资收入的非线性关系。与Hansen（1999、2000）面板门限模型类似，截面门限模型根据划分非线性区间的数量分为单一门限模型与多门限模型。[13-14]下面以双重门限模型为例做简要说明，模型设定为：
pcei=β0+β1ftransferi（fwagei≤γ1）+β2ftransferi（γ1<fwagei≤γ2）+β3ftransferi（fwagei>γ2）+εi
其中，γi是门限值，fwage是门限变量，ftransfer是关键解释变量，pce是被解释变量，εi为随机误差项。多门限模型是建立在单一门限模型基础上的，γi将家庭工资水平进行了分段，不同的区间对应着不同的边际系数。以上述双重门限模型为例，γ1和γ2将中国家庭收入分成了三类，按照序数分类，即低工资收入家庭、中等收入家庭和高工资收入家庭。
五、实证分析
（一）线性回归分析
本文报告了两次线性回归结果，如表2。模型1研究了四个关键解释变量即收入的不同账户对消费性支出的影响;模型2在模型1的基础上加入了家庭人数和家庭户籍状态这两个控制变量，综合考虑对家庭消费性支出的影响。两次回归结果都表明，四类收入账户的边际影响系数都为正，且在1%的显著性水平下通过，并且四类收入账户的边际消费倾向都不同，这基本验证了“心理账户”现象的存在。进一步看，我们可观察到：财产性收入（fproperty）、其他收入（felse）的边际消费倾向都高于工资性收入（fwage）和经营性收入（foperate）。实际上，财产性收入和其他收入的获得所付出辛劳的具体程度与艰难程度要远低于工资性收入和经营性收入，这也进一步验证了“心理账户”理论的合理性以及假设1。但同时，转移性收入（ftransfer）的边际消费倾向较低可能是由于获得转移收入（如政府补贴、低保等）的家庭多是低收入家庭或老年家庭，其消费欲望本身就很低。另外，控制变量“家庭户籍状态和家庭人数”的边际系数也为正，并在1%的显著性水平显示通过。这说明，城镇家庭（urban=1）要比乡村家庭（urban=0）有更多的消费性支出，以及家庭的人数与消费性总支出成正相关关系，具体表现为：城镇家庭比乡村家庭平均每年多消费19385.46元，每多一个人口家庭每年平均消费支出多增加3729.8952元。
（二）门限回归分析
本文采用自举法（bootstrap）并考虑截面数据的异方差性进行门限值估计，回归结果如表3。假设检验通过存在两个门限值，估计值分别为46800与97500。由此，两个门限值将样本依照工资性收入分为区间，并且三个区间中转移性收入对家庭消费性支出存在不同的边际消费倾向，回归结果显示三区间皆在1%的显著性水平下显示通過。回归结果可知：当工资性收入（fwage）≤46800时，转移性收入对家庭消费的边际影响是0.0565;当46800<工资性收入（fwage）≤97500时，转移性收入对家庭消费的边际影响是0.0592;当工资性收入（fwage）>97500时，转移性收入对家庭消费的边际影响是0.0242。由此，假设2基本成立。该结果表明：当家庭处于高工资收入水平时，转移性收入的边际消费倾向最低，这一方面是消费的边际效用递减规律的作用，另一方面是因为高收入群体获得转移性收入比例本身就较低;当家庭处于中等工资收入水平时，转移性收入的边际消费倾向最高，根据期望理论，此时家庭消费的期望效用较高且实际工资收入水平较高于参考点R，更容易引致扩大消费;家庭处于低工资收入水平时，转移性收入的边际消费倾向较高但略低于中等工资收入水平的家庭，此区间家庭获得转移性收入的比例较高且转移性收入对其生活影响较大，因而边际消费倾向较高，但由于其工资收入水平较接近于参考点R，期望效用较低，不易引致扩大消费。
六、结论与建议
本文研究结果表明：家庭收入中不同来源会存在不同的边际消费倾向，其中财产性收入、其他收入的边际消费倾向都高于工资性收入和经营性收入，这与其辛劳付出的具体程度和艰苦程度有关。另外，家庭消费与其转移性收入之间存在着关于工资水平的非线性关系，其中中等收入水平家庭的转移性收入更易引致扩大消费，低收入水平家庭的转移性收入具有重要的社会再分配意义但引致扩大消费的作用有限，这与其期望效用大小和参考点R的水平有关。
通过上述研究，本文也发现了部分问题并可提出相应建议。第一，要注重利用多种方式助推低收入家庭发展：因为当家庭实际工资水平依然有限时，纯粹的转移支付如低保补助等并不能很好地促进其扩大消费的动机提升。此时，应当通过多种手段使得家庭的常态化收入提高，振作其消费信心。第二，要完善多种分配方式并存的制度建设：加快建设中国特色消费型社会的内在要求就是要通过完善家庭收入渠道来提高居民的边际消费倾向及消费质量，尤其要注重提高社会优质资产数量，以提升中国家庭财产性收入和经营性收入等水平。 参考文献：
[1]李波.中国城镇家庭金融风险资产配置对消费支出的影响——基于微观调查数据CHFS的实证分析[J].国际金融研究，2015（01）：83—92.
[2]Li L， Wu X. The Consequences of Having a Son on Family Wealth in UrbanChina[J]. Review of income and wealth， 2017， 63（2）：378—393.
[3]胡东兰，田侃，夏杰长.中国财政支农支出对农村居民消费影响——实证分析与政策建议[J].财政研究，2013（01）：50—53.
[4]Liu T， Pan B， Yin Z. Pandemic， mobile payment， and household consumption： micro-evidence fromChina[J]. Emerging Markets Finance and Trade， 2020， 56（10）：2378—2389.
[5]王小華，温涛.城乡居民消费行为及结构演化的差异研究[J].数量经济技术经济研究，2015，32（10）：90—107.
[6]邓涛涛，胡玉坤，杨胜运，马木兰.农村家庭收入来源、家庭特征与旅游消费——基于中国家庭追踪调查（CFPS）数据的微观分析[J].旅游学刊，2020，35（01）：47—62.
[7]樊锦霞，叶莉，张玉梅.房价不确定性对城镇居民消费影响的研究——一个行为金融学角度的分析[J].当代经济管理，2018，40（05）：9—14.
[8]董志勇.行为经济学[M].北京： 北京大学出版社，2018.
[9]Thaler R H. Mental accountingmatters[J]. Journal of Behavioral decision making， 1999， 12（3）：183—206.
[10]Tversky A， Kahneman D. An Analysis of Decision under Risk[J]. Econometrica， 1979， 47（2）：263—292.
[11]余永定，李军.中国居民消费函数的理论与验证[J].中国社会科学，2000（01）：123—133+207.
[12]郭亚军，曹卓.旅游消费券效用的行为经济学分析[J].消费经济，2009，25（05）：67—70.
[13]Hansen B E. Threshold effects in non-dynamic panels： Estimation， testing， and inference[J]. Journal of econometrics， 1999， 93（2）：345—368.
[14]Hansen B E. Sample splitting and threshold estimation[J]. Econometrica， 2000， 68（3）：575—603.
〔本文由安徽师范大学优秀毕业论文培育计划：“一体化背景下长三角民营经济高质量发展问题研究”（pyjh2019151）资助〕
（张继伟、宁晰然，安徽师范大学经济管理学院）
关键词：心理账户 期望理论 家庭消费 门限回归模型
一、引言
2017年10月18日，习近平同志在十九大报告中强调，中国特色社会主义进入新时代，我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾。这充分表明：随着中国经济社会的不断发展和人民生活水平的不断提高，中国家庭的消费行为和消费结构已出现重要变化。另外，在推进全面建设社会主义现代化国家的新时期，中央明确提出“加快形成以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局”的战略决策。其中，国内大循环意味着国内经济将主要以国内消费拉动为主，逐步提高国民消费规模和质量成为当前及未来很长一段时间的发展重点。而从行为经济学的视角出发，探析中国家庭消费行为有利于更好地把握中国家庭作为国民经济微观主体的消费特征，引导并促进中国特色消费型社会的加快建成。
二、文献综述
国内外研究中国家庭消费行为的文献大体可分为三类：研究中国家庭消费行为的结构特征、中国家庭消费行为特征的形成原因，以及其造成的影响，本文关注的主要是前两类文献。前两类文献从研究内容而言，可分为两类：有学者着眼于家庭收支两方面并结合家庭其他经济特征考察消费行为特征及其规范分析[1-2]，另有学者从家庭主体以外的经济特征出发研究其对家庭消费行为特征形成的影响[3-4]，前者有赖于“点”的突破，后者更强调“面”的协整意义。就研究范式而言，又可分为两类：大部分学者都是基于经典经济学理论如经济人假设研究中国家庭消费行为，如从边际消费倾向递减规律出发考察中国家庭消费行为的历史演变[5]，这一类文献集中表明随着国民收入的规模和质量提升，中国家庭消费行为出现了很多异象，如部分家庭的部分消费远未达到与其收入匹配的预期水平[6];而少量学者利用行为经济学理论，反思并解释中国家庭消费行为的部分异象，为研究新时代中国家庭消费行为特征提供了重要参考，如樊锦霞等（2018）依据消费心理的不确定性特征实证考察了房价对城镇居民消费的影响[7]。
本文旨在从行为经济学的视角出发，利用2018年中国家庭追踪调查（CFPS）数据，主要通过联系中国家庭的收支结构及其部分属性特征来分析消费行为特征及其形成原因，为研究中国家庭消费行为在“点”上的完善提供参考。
三、理论机制与研究假设
行为经济学是一門实用的经济学， 它将行为分析理论与经济运行规律、心理学与经济科学有机地结合起来， 以发现对标现今经济学模型中的异象， 进而修正主流经济学关于人的理性、自利、完全信息、效用最大化及偏好一致基本假设的不足。[8]本文研究中国家庭消费行为特征就是要将行为经济学中的心理账户（Mental Accounting）理论和期望理论（prospect theory）引入进行实证考察。行为经济学家Thaler提出心理账户理论，即行为主体会在头脑中无意识地把财富划归到不同的账户中进行管理，因而不同账户的边际消费倾向不同。[9]期望理论中的值函数表达是对标准经济学的重要拓展，它被分成两部分进行表达：一是由选择结果的绝对水平带来的效用，这与标准经济学的效用函数是一致的;二是由选择结果的相对水平（即选择结果相对于参考点是收益还是损益）带来的效用。[10]由值函数表达为损失厌恶及边际效用递减规律。
在本文的研究语境下，心理账户理论预示着家庭收入的不同来源将在引致消费方面有着不同的效果，即不同收入来源的边际消费倾向会有所不同。另外，就期望理论而言，具体到每一个家庭，非直接辛劳获得的额外收入（如其他收入、转移性收入等）表现为一种确定性收益，但当对这部分收益进行支出时，每个家庭实际上面临着不同的临界值。当其家庭的实际总收入超过这个临界值时，家庭才会对这部分的收益进行扩大消费，否则就会节制消费，而这个临界值就是行为经济学中所说的参考点R[10]。同时我们是意识到中国居民消费函数倾向于“保守主义”形式，或者说具有高度理性的储蓄目标以及追求长期的效用最大化。[11]同时有研究表明，在旅游消费券使用方面，收入水平对旅游产品需求的弹性就存在着分段现象。[12]延伸来看，家庭消费和家庭额外收入如转移性收入，存在着非线性相关关系。综上所述，本文提出以下两个假设：
假设1. 中国家庭的不同收入来源会对家庭消费行为产生不同的影响大小，即不同的收入来源会存在不同的边际消费倾向：辛劳付出更加具体和艰苦的收入来源，其边际消费倾向越低，反之越高。
假设2.中国家庭消费和家庭的转移性收入存在着关于工资水平的非线性关系：低收入家庭转移性收入所带的边际消费倾向较低，中等收入家庭转移性收入所带的边际消费倾向较高，高收入家庭转移性收入所带的边际消费倾向较低。
四、研究设计
（一）数据来源及变量说明
本文选取2018年中国家庭追踪调查（CFPS）数据库中家户收入与支出、户籍状态等数据进行研究。其中家庭收入既包括了家庭总收入，同时也详细说明了其五个组成部分的具体数据：工资性收入、经营性总（纯）收入、财产性收入、转移性收入和其他收入。值得特意交代的是，户籍状态分为“城镇”和乡村，并赋值城镇=1，乡村=0;工资性收入是指家庭成员从事农业打工或从事非农受雇工作挣取的税后工资、奖金和实物形式的福利;经营性收入是指家庭从事农、林、牧、副、渔的生产经营扣除成本后的净收入和由自家生产并供自家消费的农业产品的价值，以及家庭从事个体经营或开办私营企业获得的净利润;财产性收入包括了土地或其他生产资料出租收入、房屋出租收入、其他租金收入和出卖财物收入;转移性收入包括了政府补贴、离退休金、低保等政府补助;其他收入包括了亲友馈赠和受访家庭汇报的其他收入。在本文的实证研究中，原数据中的缺失值均已用“0”进行了插补，并对户籍状态为非“城镇”和“乡村”的样本进行了剔除。 （二）模型设定
首先，基于行为经济学中的心理账户理论，建立截面数据的线性回归模型：
pcei=β0+β1urbani+β2fwagei+β3foperatei+β4fpropertyi+β5ftransferi+β6felsei+β7familysizei+εi
其中，i表示不同的家庭样本;pce是被解释变量，表示消费性总支出;foperate、fproperty、ftransfer、fwage及felse为关键解释变量，分别表示不同的收入账户;urban 为虚拟变量;familysize是控制变量;εi为随机误差项。
另外，为有效检验出中国家庭消费与家庭的转移性收入之间存在着关于工资水平的非线性关系，本文引入截面门限模型，实际考量消费性支出与家庭的转移收入存在关于家庭工资收入的非线性关系。与Hansen（1999、2000）面板门限模型类似，截面门限模型根据划分非线性区间的数量分为单一门限模型与多门限模型。[13-14]下面以双重门限模型为例做简要说明，模型设定为：
pcei=β0+β1ftransferi（fwagei≤γ1）+β2ftransferi（γ1<fwagei≤γ2）+β3ftransferi（fwagei>γ2）+εi
其中，γi是门限值，fwage是门限变量，ftransfer是关键解释变量，pce是被解释变量，εi为随机误差项。多门限模型是建立在单一门限模型基础上的，γi将家庭工资水平进行了分段，不同的区间对应着不同的边际系数。以上述双重门限模型为例，γ1和γ2将中国家庭收入分成了三类，按照序数分类，即低工资收入家庭、中等收入家庭和高工资收入家庭。
五、实证分析
（一）线性回归分析
本文报告了两次线性回归结果，如表2。模型1研究了四个关键解释变量即收入的不同账户对消费性支出的影响;模型2在模型1的基础上加入了家庭人数和家庭户籍状态这两个控制变量，综合考虑对家庭消费性支出的影响。两次回归结果都表明，四类收入账户的边际影响系数都为正，且在1%的显著性水平下通过，并且四类收入账户的边际消费倾向都不同，这基本验证了“心理账户”现象的存在。进一步看，我们可观察到：财产性收入（fproperty）、其他收入（felse）的边际消费倾向都高于工资性收入（fwage）和经营性收入（foperate）。实际上，财产性收入和其他收入的获得所付出辛劳的具体程度与艰难程度要远低于工资性收入和经营性收入，这也进一步验证了“心理账户”理论的合理性以及假设1。但同时，转移性收入（ftransfer）的边际消费倾向较低可能是由于获得转移收入（如政府补贴、低保等）的家庭多是低收入家庭或老年家庭，其消费欲望本身就很低。另外，控制变量“家庭户籍状态和家庭人数”的边际系数也为正，并在1%的显著性水平显示通过。这说明，城镇家庭（urban=1）要比乡村家庭（urban=0）有更多的消费性支出，以及家庭的人数与消费性总支出成正相关关系，具体表现为：城镇家庭比乡村家庭平均每年多消费19385.46元，每多一个人口家庭每年平均消费支出多增加3729.8952元。
（二）门限回归分析
本文采用自举法（bootstrap）并考虑截面数据的异方差性进行门限值估计，回归结果如表3。假设检验通过存在两个门限值，估计值分别为46800与97500。由此，两个门限值将样本依照工资性收入分为区间，并且三个区间中转移性收入对家庭消费性支出存在不同的边际消费倾向，回归结果显示三区间皆在1%的显著性水平下显示通過。回归结果可知：当工资性收入（fwage）≤46800时，转移性收入对家庭消费的边际影响是0.0565;当46800<工资性收入（fwage）≤97500时，转移性收入对家庭消费的边际影响是0.0592;当工资性收入（fwage）>97500时，转移性收入对家庭消费的边际影响是0.0242。由此，假设2基本成立。该结果表明：当家庭处于高工资收入水平时，转移性收入的边际消费倾向最低，这一方面是消费的边际效用递减规律的作用，另一方面是因为高收入群体获得转移性收入比例本身就较低;当家庭处于中等工资收入水平时，转移性收入的边际消费倾向最高，根据期望理论，此时家庭消费的期望效用较高且实际工资收入水平较高于参考点R，更容易引致扩大消费;家庭处于低工资收入水平时，转移性收入的边际消费倾向较高但略低于中等工资收入水平的家庭，此区间家庭获得转移性收入的比例较高且转移性收入对其生活影响较大，因而边际消费倾向较高，但由于其工资收入水平较接近于参考点R，期望效用较低，不易引致扩大消费。
六、结论与建议
本文研究结果表明：家庭收入中不同来源会存在不同的边际消费倾向，其中财产性收入、其他收入的边际消费倾向都高于工资性收入和经营性收入，这与其辛劳付出的具体程度和艰苦程度有关。另外，家庭消费与其转移性收入之间存在着关于工资水平的非线性关系，其中中等收入水平家庭的转移性收入更易引致扩大消费，低收入水平家庭的转移性收入具有重要的社会再分配意义但引致扩大消费的作用有限，这与其期望效用大小和参考点R的水平有关。
通过上述研究，本文也发现了部分问题并可提出相应建议。第一，要注重利用多种方式助推低收入家庭发展：因为当家庭实际工资水平依然有限时，纯粹的转移支付如低保补助等并不能很好地促进其扩大消费的动机提升。此时，应当通过多种手段使得家庭的常态化收入提高，振作其消费信心。第二，要完善多种分配方式并存的制度建设：加快建设中国特色消费型社会的内在要求就是要通过完善家庭收入渠道来提高居民的边际消费倾向及消费质量，尤其要注重提高社会优质资产数量，以提升中国家庭财产性收入和经营性收入等水平。 参考文献：
[1]李波.中国城镇家庭金融风险资产配置对消费支出的影响——基于微观调查数据CHFS的实证分析[J].国际金融研究，2015（01）：83—92.
[2]Li L， Wu X. The Consequences of Having a Son on Family Wealth in UrbanChina[J]. Review of income and wealth， 2017， 63（2）：378—393.
[3]胡东兰，田侃，夏杰长.中国财政支农支出对农村居民消费影响——实证分析与政策建议[J].财政研究，2013（01）：50—53.
[4]Liu T， Pan B， Yin Z. Pandemic， mobile payment， and household consumption： micro-evidence fromChina[J]. Emerging Markets Finance and Trade， 2020， 56（10）：2378—2389.
[5]王小華，温涛.城乡居民消费行为及结构演化的差异研究[J].数量经济技术经济研究，2015，32（10）：90—107.
[6]邓涛涛，胡玉坤，杨胜运，马木兰.农村家庭收入来源、家庭特征与旅游消费——基于中国家庭追踪调查（CFPS）数据的微观分析[J].旅游学刊，2020，35（01）：47—62.
[7]樊锦霞，叶莉，张玉梅.房价不确定性对城镇居民消费影响的研究——一个行为金融学角度的分析[J].当代经济管理，2018，40（05）：9—14.
[8]董志勇.行为经济学[M].北京： 北京大学出版社，2018.
[9]Thaler R H. Mental accountingmatters[J]. Journal of Behavioral decision making， 1999， 12（3）：183—206.
[10]Tversky A， Kahneman D. An Analysis of Decision under Risk[J]. Econometrica， 1979， 47（2）：263—292.
[11]余永定，李军.中国居民消费函数的理论与验证[J].中国社会科学，2000（01）：123—133+207.
[12]郭亚军，曹卓.旅游消费券效用的行为经济学分析[J].消费经济，2009，25（05）：67—70.
[13]Hansen B E. Threshold effects in non-dynamic panels： Estimation， testing， and inference[J]. Journal of econometrics， 1999， 93（2）：345—368.
[14]Hansen B E. Sample splitting and threshold estimation[J]. Econometrica， 2000， 68（3）：575—603.
〔本文由安徽师范大学优秀毕业论文培育计划：“一体化背景下长三角民营经济高质量发展问题研究”（pyjh2019151）资助〕
（张继伟、宁晰然，安徽师范大学经济管理学院）