要素市場扭曲對我國縮小城鄉居民消費差距的影響

何春麗 曾令秋

內容提要：采用2008～2014年我國30個省份的面板數據進行實證分析，并對其作用機制進行檢驗。研究發現，要素市場扭曲對縮小城鄉居民消費差距具有負效應，要素市場扭曲上升1個單位會導致城鄉居民消費差距擴大0.0294個單位，作用機制檢驗還發現城鄉收入差距路徑系數要大于城鄉社會保障差距。下一步，應通過盤活農村要素資源、促進要素資源自由流動推進要素資源市場化;通過提高農村居民的收入水平，確保農村居民收入的穩定性，縮小城鄉收入差距;通過完善農村社會保障體系、縮小城鄉社會保障差距等方式縮小城鄉居民消費差距。

關鍵詞：城鄉居民消費差距;要素市場扭曲;城鄉居民收入差距

中圖分類號：F063.2? ? 文獻標識碼：A? ? 文章編號：1003-7543（2019）07-0150-10

隨著我國經濟從高速增長向高質量發展階段轉換，我國經濟增長動力結構調整加快，消費驅動增長的趨勢日益顯現。消費、出口和投資是拉動經濟增長的“三駕馬車”，然而，隨著“三期疊加”階段性特征的出現，我國經濟增長進入了結構性回落的“新常態”時期，國際市場對我國傳統出口商品的需求正在減少。從投資來看，1992年以來我國投資率一直保持在35%以上，峰值甚至達到45%，不僅高于23%的世界平均水平，而且高于主要發達國家25%～35%的區間[1]，盲目投資、重復建設導致投資效率低下問題一直存在，依靠擴大投資并不能真正推動經濟增長向持續的、協調的、集約的、效益型增長方式轉變。在市場化進程不斷推進的情形下，擴大內需才是保障經濟健康可持續高質量發展的重要舉措。據商務部數據顯示，2013年以來我國消費對經濟增長的貢獻率一直維持在50%以上，貢獻率從2013年的51%上升到2018年的76.2%，超過發達國家70%左右的貢獻率。在我國經濟逐漸進入“消費帶動發展”的新階段，進一步提高居民的消費需求特別是中低收入者的消費需求是重中之重。

根據第六次全國人口普查數據，目前我國農村人口占到總人口的50.32%。農村居民具有巨大的消費潛力，對我國經濟增長起著至關重要的作用。然而因受二元經濟結構影響，城鄉差距依然存在，在城市市場漸趨于飽和而農村市場化程度整體依然較低的情況下，農村居民消費尚處于較嚴重的滯后狀態。國家統計局相關數據顯示：2013～2018年我國居民人均消費水平從13 220元上升到19 853元，分城鎮和農村看，城鎮居民人均消費水平從18 488元上升到26 112元，農村居民人均消費水平從7845元上升到12 124元。探討城鄉消費差距的狀況并對其形成機制進行研究，對于縮小城鄉消費差距、地區消費差距，化解現階段我國人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分之間的矛盾，以及推動經濟高質量發展都具有重要現實價值。

一、相關文獻綜述

關于城鄉居民消費差距的研究，學術界主要沿著兩個脈絡進行：一是對城鄉居民消費差距進行測度;二是對城鄉居民消費差距形成原因進行分析。城鄉居民消費差距測度方法主要有基尼系數法、泰爾指數法和其他測量方法。基尼系數法是各國用來測量不平等的重要指標，不僅能較客觀地評價城鄉居民消費差距的實際狀況，而且能有效預測消費差距，對防止城鄉居民消費差距擴大具有重要指導作用。在計算上，基尼系數不僅可以說明組間及組內的差距，而且可以說明層迭項對其的影響，因此基尼系數被廣泛應用于城鄉消費差距的測度上。孫豪、胡志軍、陳建東對城鄉居民消費數據的分布函數作出假設，通過估算分布參數來計算城鄉消費基尼系數[2]。

泰爾指數是衡量城鄉消費差距的又一重要指標?；谔栔笖担瑢W者們分別從時間和空間角度對消費差距進行測量;從空間角度來看，我國居民消費的區域差距在逐漸擴大;從時間角度來看，我國居民城鄉消費差距呈波動狀態，但是目前已經進入逐漸縮小階段。申世軍、馬建新將我國分為八大經濟區，采用泰爾指數分別計算了八大經濟區的消費差距，發現隨著我國經濟社會的發展居民消費的區域差距在逐漸擴大[3]。徐敏、姜勇借鑒泰爾指數測量不平等的計算方法，考慮人口因素，從時空角度測量了我國30個省份的城鄉消費差距[4]。

此外，高帆采用城鄉消費額之比、恩格爾系數等從數量、結構和區域特征三個維度對城鄉居民消費差距進行了研究[5]。李春玲依據城鄉的關聯程度將城市界定為副省級及以上城市、普通地級市、縣城和鎮三大類，農村包括區所轄的農村和縣域農村兩大類，基于抽樣調查數據從耐用消費品購買率和購買意愿角度對城鄉居民消費差距進行了研究[6]。采用城鄉消費比指標雖然簡單易行，但是無法體現人口因素對消費差距的影響。基尼系數主要是基于微觀數據進行測量，而泰爾指數在對城鄉居民消費差距宏觀測量方面具有獨特的優勢。由于我國關于消費的微觀調查數據較為缺乏，且各地區消費分組數據較難獲取，因此本文采用泰爾指數法對我國30個省份的城鄉消費差距進行測度。

關于城鄉居民消費差距的成因，目前學術界的研究主要集中于五個方面：第一，城鎮化與城鄉居民消費差距。學術界關于城鎮化對城鄉居民消費差距的影響的結論不盡一致。曹飛基于空間面板數據模型就城鎮化對我國省域城鄉消費差距的影響進行了研究，發現提高本省的城鎮化率有助于降低城鄉居民的消費差距，但是由于人口跨域流動不協調，鄰近省域城鎮化率的提高將擴大本省城鄉居民消費差距[7]。齊紅倩、席旭文指出，我國城鎮化并沒有明顯縮小消費差距，主要原因是我國特有的城鄉二元體制使得從農村向城鎮轉移的農民難以享受到城鎮居民的福利，城鎮化雖然使農村居民收入增加，但是農村居民收入主要變為儲蓄，限制了農村居民消費的增長[8]。第二，收入差距與城鄉居民消費差距。城鄉居民收入差距仍然是形成城鄉居民消費差距的主要原因。從時間角度看，當城鎮居民收入彈性系數大于農村居民時，隨著收入的增加，城鎮居民對商品消費的增加要大于農村居民，從而擴大了城鄉居民消費差距。從空間角度看，空間收入差距帶來的要素效應是形成區域消費差異的主要原因。第三，經濟結構與城鄉居民消費差距。經濟增長與消費結構具有雙向互動關系[9]，隨著經濟的增長，城鄉居民消費差距將逐漸縮小，我國經濟、文化、教育等在城鄉之間的割裂與分化所形成的城鄉二元結構是城鄉消費差距形成的重要原因[10]，產業結構的調整雖然一定程度上縮小了城鄉消費差距，但是其產生的縮小效應具有明顯的區域差異[4]。第四，財政政策與城鄉居民消費差距。政府的不同公共政策是消費差距形成的重要原因。積極的財政政策有利于拉動居民消費[4]，而民生性財政政策對城鎮和農村居民消費均具有“擠入效應”，并有利于縮小城鄉消費差距[11]。土地財政政策則會增加農民的負擔，不利于促進農村居民消費，從而擴大城鄉消費差距[12]。第五，人口老齡化與城鄉消費差距。人口老齡化是造成城鄉消費差距的又一重要原因。隨著年齡的增長，健康消費需求也會隨之增加[13]，社會保障支出會減少農村居民的預防性儲蓄，增加消費，縮小城鄉消費差距[14]，但是社會保障支出對城鄉居民消費差距的影響具有明顯的門檻效應[15]。此外，一些學者還從農業補貼[16]、物價波動[17]、基礎設施投入[18]等角度對城鄉消費差距進行了研究。

現有文獻雖然從城鎮化、經濟增長、公共政策、人口老齡化等角度對城鄉消費差距的影響因素進行了研究，促進了學術界對城鄉消費差距問題的探討，但是忽視了要素市場扭曲對城鄉消費差距的影響。本文在對要素市場扭曲影響城鄉消費差距的機制進行分析的基礎上，對城鄉消費差距和要素市場扭曲進行科學測度，構建回歸模型就要素市場扭曲對城鄉消費差距的影響以及作用機制進行實證研究，并基于分析結果提出縮小城鄉居民消費差距的相關建議。

二、理論分析與研究假說

城鄉二元經濟結構具體表現為傳統的農業部門和現代的非農業部門并存的局面，體現在空間上則是產生了農村與城鎮共存的現象。傳統的農業部門與現代的非農業部門生產率存在著明顯的差異，城鎮和農村具有不同的產業部門、不同的技術進步效率、不同的勞動生產率以及資本回報率，因此城鎮和農村具有不同的生產函數[19]。在要素市場不存在扭曲，且要素能自由流動的情況下，城鄉要素之間的自由流動會使城鄉生產方式、組織形式等逐漸出現趨同的局面[20]。然而，要素市場扭曲打破了這種局面。一方面，城鄉分割的政策阻礙了生產要素在城鄉之間的自由流動，不僅造成了城鎮化扭曲發展，而且還擴大了城鄉收入差距[21]，對縮小城鄉消費差距產生了不利影響。另一方面，要素市場扭曲使得勞動等生產要素無法在市場化的基礎上實現自由流動，無法實現要素市場的平等交換，城鄉勞動力等生產要素價格出現“剪刀差”[22]，如城鄉“產品價格剪刀差”、進城務工人員與城鎮職工同工不同酬、城鄉“土地價格剪刀差”等。城鄉要素交易的機會不平等、價格“剪刀差”造成城鄉居民收入的“剪刀差”，擴大了城鄉居民的消費差距。要素市場扭曲會導致農村居民對個體資本、勞動等生產要素配置的扭曲，最終影響農業全要素生產率，增加農民收入的不確定性。在存在不確定性因素的情況下，當居民收入增加時，其消費意愿也隨之增強;當收入減少時，也許出于某種原因消費支出不變甚至增加，但其消費意愿必有所減弱[23]。這種收入的不確定性使負擔重、增收難的農村居民的謹慎動機增強，弱化了消費意愿，從而擴大了城鄉居民消費差距。綜上，提出如下假說：

假說1：在不考慮其他因素的條件下，要素市場扭曲會通過城鄉收入差距作用于城鄉居民消費，對縮小城鄉居民消費差距產生負面影響。

上述分析中隱含著一個基本的假說條件，即城鄉居民不存在社會保障等方面的差異。然而，在分割的城鄉二元結構下，我國城鄉社會保障在保障項目、保障水平和管理水平等方面均存在較大差異[24]。與農村相比，城鎮社會保障體系更健全、覆蓋面更廣，且更具層次性。在不存在要素市場扭曲、要素能自由流動的情況下，農村勞動力會通過“用腳投票”等方式推進城鄉基本公共服務均等化，最終實現城鄉居民均等享受社會保障服務。要素市場扭曲阻礙了農村勞動力向城市流動，是造成城鄉二元社會保障差異的重要原因，而社會保障又是影響農村居民消費意愿的主要因素。消費能力只能構成潛在消費，若無消費意愿就無法轉化為現實的消費。消費者消費意愿的形成，既要考慮當期收入和消費，又要考慮對未來的收入和消費的預期。均等化的社會保障不僅能夠增加居民的收入預期，而且能夠有效改善其消費預期，提供收支保障以提升居民的消費信心，使其敢于即期消費，故而均等化的社會保障與城鄉居民消費意愿之間存在著明顯的相關性。目前我國農村居民的社會保障水平相對較低、覆蓋范圍較窄、制度不完善、體系不健全，迫于既存的養老支出、教育支出以及醫療支出等生活壓力，低收入的農村居民會將新增收入轉移到儲蓄中以備后用，即使是高收入的農村居民由于對未來生活有著較差的預期，也會偏向于選擇儲蓄而謹慎消費，農村居民的整體消費意愿不高，擴大了城鄉居民消費差距。綜上，提出如下假說：

假說2：要素市場扭曲會通過城鄉社會保障均等化作用于城鄉消費，對縮小城鄉居民消費差距產生負面影響。

三、實證分析

（一）模型設計與變量選擇

1.模型設計

基于上述理論分析框架，設定要素市場扭曲對城鄉居民消費差距影響的計量模型：

其中，comd表示城鄉消費差距，inc表示城鄉收入差距，sec表示城鄉社會保障差距，j=1、j=2分別表示城鎮地區和農村地區，cjt表示j地區t時期消費，ct表示t時期總消費，yjt表示j地區t時期可支配收入，yt表示j時期總可支配收入， sjt表示j地區t時期社會保障收入，st表示t時期總社會保障收入，pjt表示j地區t時期的人口數，pt表示t時期的總人口。由于沒有直接數據對城鄉社會保障收入進行測量，因此，本文借鑒高帆、汪亞楠的方法[26]，將城鄉居民轉移性收入差距作為城鄉社會保障收入差距的代理變量。

由于缺少要素產品數量與價格數據，因而很難對我國要素市場的扭曲程度進行直接測量，目前學術界主要通過樊綱編寫的《中國分省份市場化指數報告》中總市場化指數、產品市場市場化指數和要素市場市場化指數來測量要素市場扭曲程度。本文借鑒林伯強、杜克銳的測量方法[27]，采用各地區要素市場市場化程度與所研究樣本中要素市場市場化程度相對差額來衡量要素市場扭曲程度。具體測算方法如（8）式所示：

其中，pemit為i地區t時期要素市場市場化程度指數。目前常用的數據主要來源于樊綱等編寫的《中國市場化指數——各地區市場化相對進程2011年報告》（簡稱《2011版報告》）和《中國分省份市場化指數報告（2016）》（簡稱《2016版報告》），其中《2011版報告》中包含各地區1997～2009年市場化進程數據，《2016版報告》中包含各地區2008～2014年市場化進程數據。然而，計算過程中，由于2011版數據與2016版數據使用數據資料的調整和基期年份不同，兩個版本數據獲得的結果具有一定的差異。本文對《2016版報告》中2008～2014年數據進行分析，同時，利用《2011版報告》中2001～2009年數據進行穩健性檢驗。

（2）控制變量

本文選取的控制變量有人口老齡化水平（ageing）、城鎮化水平（urban）、地區經濟發展水平（pgdp）、產業結構（str）、對外開放水平（trade）、實際利用外資水平（fdi）。本文選取各省份65歲以上人口占總人口的比重來衡量各省份人口老齡化水平;人口聚集程度一定程度上反映了城鎮化水平，因此，本文用城鎮人口所占比重來衡量城鎮化水平;采用人均地區生產總值來衡量地區經濟發展水平，并作取對數處理;采用第二產業增加值占地區生產總值的比重來衡量產業結構狀況;采用各地區進出口總額占地區生產總值的比重來衡量對外開放水平;采用各地區實際利用外資的總和占地區生產總值的比重來衡量實際利用外資水平。數據來自歷年《中國區域經濟統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》以及Wind數據庫。為剔除價格因素影響，以2001年為基期，采用居民消費價格指數對相關變量進行平減處理。變量描述性統計如表1所示。

（二）實證結果與分析

基于回歸模型，本文采用可行的最小廣義二乘估計方法（FGLS）對模型進行估計。采用FGLS估計方法是因為FGLS估計具有絕對的技術優勢，不僅能在一定程度上克服異方差和自相關等問題，而且回歸系數顯著性更高。表2（下頁）給出了不同模型的回歸結果。模型1在回歸模型中只加入要素市場扭曲變量，模型2則加入了其他控制變量。要素市場扭曲回歸系數在模型1和模型2中均在10%水平下顯著不為0，且回歸系數都為正，說明要素市場扭曲對城鄉居民消費差距具有正的影響，即要素市場扭曲程度的增加會擴大城鄉消費差距，要素市場扭曲每提升1個單位，城鄉居民消費差距將提升0.0294個單位，初步驗證了前文提出的研究假說。

城鄉居民消費差距除了受到要素市場扭曲的影響外，人口老齡化、城鎮化水平、經濟發展水平等控制變量也對其起到了重要作用。人口老齡化對縮小城鄉居民消費差距具有顯著的負的影響，主要是由于城鎮老齡人口的消費潛力要明顯大于農村老齡人口的消費潛力。城鎮化水平、經濟發展水平、實際利用外資水平、對外開放程度、產業結構對城鄉消費差距的影響顯著為負，即政府采取措施提高外資利用水平、擴大對外開放程度、調整產業結構、推動城鎮化進程、促進地區經濟發展，對于縮小城鄉消費差距具有明顯的正效應，這與以往的研究結論基本一致。

在不改變模型設定形式的前提下，通過更換樣本數據區間，采用2001～2009年數據對模型進行穩健性檢驗，回歸結果如模型3和模型4。可以發現，更換回歸樣本區間后，各變量的回歸系數均沒有發生明顯的變化，說明實證結果整體上較為穩健。要素市場扭曲程度對我國城鄉居民消費差距的影響依然為正，即要素市場扭曲會擴大我國城鄉居民消費差距，與2008～2014年樣本數據相比，回歸系數明顯偏大，說明該時期要素市場扭曲對城鄉居民消費差距的影響作用更強。

四、作用機制檢驗

要素市場扭曲對城鄉居民消費差距的傳導機制包括兩個方面：一是要素市場扭曲通過城鄉居民收入差距影響城鄉消費差距;二是要素市場扭曲通過城鄉社會保障差距影響城鄉消費差距。表3（下頁）利用2008～2014年面板數據對上述兩種傳導機制進行了檢驗。

由表3可知，要素市場扭曲對城鄉收入差距與城鄉消費差距均具有正的影響，且要素市場扭曲對城鄉收入差距的正的影響在1%水平下系數顯著不為0;要素市場扭曲對城鄉社會保障差距有正的影響，且在5%水平下系數顯著不為0。當被解釋變量為城鄉收入差距（comd），核心解釋變量為要素市場扭曲（pem）、城鄉收入差距（inc）和城鄉消費差距（sec）時，要素市場扭曲（pem）回歸系數在10%水平下顯著不為0，且回歸系數為正;城鄉收入差距（inc）回歸系數在1%水平下顯著不為0，且回歸系數為正;城鄉社會保障差距（sec）回歸系數在5%水平下顯著不為0，且回歸系數也為正。上述結果進一步表明，要素市場扭曲對城鄉居民消費差距具有顯著的負效應，且具體是通過城鄉居民收入差距和城鄉社會保障差距兩條作用路徑對城鄉消費差距產生影響，但是從路徑系數來看，城鄉收入差距路徑系數為0.0536，城鄉社會保障差距的路徑系數為0.0119，城鄉收入差距作用系數明顯大于城鄉社會保障差距。

為進一步說明作用機制檢驗結果的穩健性，采用2001～2009年數據進行穩健性檢驗，結果如表4所示?？梢园l現，更換樣本區間后，回歸系數符號并沒有發生顯著變化，表3中得到的結論依然成立，作用機制檢驗結果具有穩健性。

五、結論與政策建議

要素市場扭曲對于縮小城鄉居民消費差距具有顯著的負效應。實證研究表明，要素市場扭曲對城鄉居民消費差距具有正的影響，即要素市場扭曲程度加深會擴大城鄉居民消費差距，要素市場扭曲每提升1個單位，城鄉居民消費差距將提升0.0294個單位。城鄉居民消費差距除了受到要素市場扭曲的影響外，人口老齡化、城鎮化水平、經濟發展水平等控制變量也對其起到了重要作用。人口老齡化對城鄉居民消費差距具有顯著的正效應，而城鎮化水平、經濟發展水平、實際利用外資水平、對外開放程度、產業結構對城鄉居民消費差距的影響顯著為負。要素市場扭曲通過城鄉收入差距和城鄉社會保障差距兩條作用路徑對城鄉居民消費差距產生影響，但是從路徑系數來看，城鄉收入差距路徑系數為0.0536，城鄉社會保障差距的路徑系數為0.0119，城鄉收入差距作用系數明顯大于城鄉社會保障差距。基于以上結論，提出如下建議：

第一，推進要素資源市場化。推進要素資源市場化是全面深化經濟體制改革的重要舉措，關鍵是盤活要素資源并促進要素資源自由流動。一是盤活農村要素資源。農村居民消費水平較低的一個重要原因是相當一部分農村要素沒有被盤活，深化農村改革就是農村要素資源不斷被盤活的過程。具體措施包括：促進農村土地經營權有序流轉，發展農業適度規模經營，提高農村土地利用效率[28];盤活農村勞動力資源，通過資源整合、技能培訓等方式，將人口資源轉化為人力資源、人力資源轉化為人才資本、人才資本轉化為人口紅利。二是促進要素資源自由流動。要素資源流動的導向是從低收益的領域流向高收益的領域，由此帶來配置效率的提升。在同等資源規模下，資源配置效率越高，城鄉居民消費差距就會越小。相關數據表明，隨著農村富余勞動力的外流，農村勞動力的規模雖然在不斷減小，但是并沒有影響農業產出的增長。因此，要完善農村勞動力市場，引導農村富余勞動力合理流動。

第二，提高農村居民的收入水平，確保農村居民收入的穩定性。收入水平雖然不是影響居民消費的唯一因素，但是決定性因素，農村居民的收入水平提高不了，一切與消費相關的話題即為空談。因此，為從根本上縮小城鄉居民消費差距，應立足于現實，解決農村居民增收難的問題，切實提高農村居民的收入水平[29]。一是調整農業產業結構，促進農村居民家庭經營性收入提高。優化農業生產資源配置，推動農業生產規?；?、集約化、標準化、專業化，注重農業產業質量與效益協同提升，滿足市場對農產品優質化、多樣化的需求。二是優化收入分配格局，提高農村居民在初次分配中的報酬比重。基于共同富裕的目標統籌城鄉經濟社會發展，逐步消除城鄉收入差距，解決社會分配不公平的問題，促進農村居民收入穩步提高。當然，擴大農村居民的消費，不但要從提高其收入水平入手，而且應確保其收入的穩定性。就農業收入而言，應堅持農業發展的基礎性地位，推動傳統農業向現代農業的轉變，加快農業的產業化發展，提高農業生產率，完善農業農村基礎設施建設，調整農業就業結構，并建立農產品價格保護機制，扭轉農村居民增產不增收的不良局面。就非農收入而言，農村居民由于在文化知識、勞動技能水平上不具有優勢，因而要整合教育資源，加強專業的培訓和就業指導，提高農村居民的整體能力和素質，擴大農村居民的就業渠道，確保其薪酬獲取的穩定性。

第三，完善農村社會保障體系。完善的社會保障制度有助于增強農村居民的消費信心，提升其消費預期。當前我國農村居民消費的后顧之憂主要集中在醫療、教育、養老三個方面，因此應以此為著力點健全社會保障制度[30]。推進種類齊全的醫療保險制度，提高醫療補貼標準，使農村居民不必為之后的醫療費用擔心，在滿足合理儲蓄的基礎上理性消費;調整優化國家財政對教育投入的結構和比重，改善公共教育支出，縮小城鄉教育發展差距以促進公平;推行農村居民養老保險制度，擴大覆蓋率，大力發展養老產業，從而使農村居民老有所養、放心消費。

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Abstract： The panel data of 30 provinces from 2008 to 2014 were used for empirical analysis， and its mechanism of action was tested. The study finds that factor market distortion has a negative effect on narrowing the consumption gap between urban and rural residents. One unit factor market distortion rise will lead to an increase of 0.0294 units in urban and rural residents’ consumption gap. The mechanism of action also found that the urban-rural income gap path coefficient is greater than the urban-rural social security gap. In the next step， we should promote the marketization of factor resources by revitalizing rural factor resources and promoting the free flow of factor resources; ensure the stability of rural residents’ income and narrow the income gap between urban and rural areas by improving the income level of rural residents; and narrow the gap between urban and rural residents by improving the rural social security system and narrowing the social security gap between urban and rural areas.

Key words： consumption gap between urban and rural residents; factor market distortion; income gap between urban and rural residents