要素市場扭曲對城鄉居民收入與消費的影響分析

李瑩瑩 博士生

（1、遼寧大學經濟學院 遼寧沈陽 110036；2、遼寧工程技術大學應用技術與經濟管理學院 遼寧阜新 123000）

研究背景

進入新常態以來，我國經濟由高速增長轉換為高質量發展，經濟增長動力結構轉換加速，消費對經濟高質量增長的驅動作用日益重要，商務部數據顯示：2013-2019 年我國消費對經濟增長的貢獻率徘徊在50% 左右，與英美等發達國家的消費對經濟增長的貢獻率在70% 以上相比，仍有較多差距。目前，我國農村人口總量占總人口的比重在50% 左右，說明農村地區具有巨大的消費潛力。但是，由于歷史原因形成的城鄉二元經濟結構導致市場要素難以在城鄉之間高效流動，造成了農村地區居民與城鎮居民之間的收入差距不斷擴大，收入差距的不斷擴大，也導致了城鄉居民消費水平的差異不斷擴大。國家統計局公開資料顯示：2018 年城鎮居民人均消費水平為26112 元，而農村地區居民消費水平僅為12124 元，2018 年的農村居民人均消費水平依然低于2013 年的城鎮居民人均消費水平。要素市場扭曲、城鄉居民收入與消費差距不斷擴大，這必然對我國經濟高質量增長造成不利影響。因此，探究要素市場扭曲對城鄉居民消費與收入的影響，具有一定的必要性和現實意義。高凡等（2016）利用省際面板數據，探究了勞動力市場扭曲與城鄉居民收入、消費的關聯性，結果表明勞動力市場扭曲擴大了城鄉居民的收入差異，進而加劇了城鄉居民消費的差異性。呂承超等（2018）構建門檻模型，對要素市場扭曲對城鄉居民收入的影響機制進行檢驗，結果顯示要素市場扭曲對城鄉居民收入提升具有負面影響。何春麗（2019）利用我國2008-2014 年的省際面板數據構建模型，對要素市場扭曲與城鄉居民消費差異進行探究，結果顯示要素市場扭曲程度上升一個單位，則城鄉居民消費差距會上升0.031 個單位。

現有研究雖然證實了要素市場扭曲對城鄉居民收入、消費的負向影響，但是對其影響機制缺乏必要的理論解析，并且實證分析中忽視了收入與消費的內生性問題。本文在此方面進行了研究補充，余下部分分別是理論機制與假設、實證檢驗、研究結論與啟示。

研究假設

城鄉二元經濟結構主要有兩大表現：其一體現在產業結構上，具體而言是指我國城鎮主要是以工業和服務業為主的工業社會，而農村地區主要以農業為主的農業社會；其二體現在空間結構上，具體而言是指某一區域呈現出農村社會與城鎮社會共存的局面。在此結構下，農村和城鎮在生產要素、技術水平、基礎設施等方面出現較大差異，基礎設施是要素市場自由流動的設備基礎，而技術水平是要素的使用效率。由于農村地區基礎設施薄弱，技術水平較低，造成要素市場較多地流向城鎮，較少地流向農村地區。若要素市場能夠自由流動，則農村與城鎮之間的要素會逐步趨同，但是由于城鄉二元結構，要素市場在農村與城鎮之間出現扭曲，導致農村與城鎮要素市場出現扭曲。要素市場扭曲會導致勞動等生產要素無法在市場化的基礎上實現自由流動，無法實現農村勞動與城鎮勞動的自由交換，造成農村勞動價格偏低，農村進城務工人員與城鎮職工同工不同酬，由此降低了農村居民收入水平，擴大了城鄉居民收入差異，由此提出假設1。

假設1：要素市場扭曲加劇了城鄉居民收入水平的差距。

要素市場扭曲同時也造成了農村與城鎮社會保障水平、醫療教育水平的差異，與農村相比，城鎮的社會保障體系覆蓋面更廣，更加健全。社會保障水平是影響居民消費意愿的重要因素，較低的農村社會保障水平導致農村居民傾向儲蓄，不敢消費，使農村地區的消費潛力難以轉化成為消費現實。同時，由于教育水平的差異，導致農村人力資本水平較低，未來收入水平的提升速度降低，由此提出假設2。

假設2：要素市場扭曲擴大了城鄉居民消費水平的差距。

假設檢驗

（一）變量、模型及檢驗

變量選取與測度。本文的被解釋變量是城鄉居民收入差距、城鄉居民消費差距，由于公開數據中并沒有直接指標衡量城鄉居民收入差異、消費差異，本文參考現有學者的做法使用泰爾指數，測算城鄉居民收入差距和城鄉居民消費差距，分別如方程（1）和（2）所示：

如方程（1）和（2）所示：ins表示城鄉居民收入差距，cos表示城鄉居民消費差距，j=2 分別表示城市和農村，c為該時期總可支配收入，p為該時期總人口數量，y為該時期總消費量。本文研究對象i為30 個省市（香港、澳門、臺灣、西藏數據缺失），時間跨度為2008-2018 年，數據均來源于國家統計局。

本文的核心解釋變量為要素市場扭曲程度，借鑒林伯強等人的做法，采用各地區市場化程度與所研究對象要素市場化程度相對差額進行度量，計算方法如方程（3）所示：

如方程（3）所示：MAR是要素市場扭曲程度，max表示最大值，數據來源于國家統計局。

參考現有學者的實證模型，本文選取了相關的控制變量。人口老齡化水平，使用地區65 歲以上老年人口占總人口的比重衡量，使用peo 表示。城鎮化水平，使用地區城鎮人口總數與常住人口總量比重衡量，使用city表示。地區經濟發展水平，使用地區生產總值衡量，用gdp表示。產業結構水平，使用第三產業生產總值除以地區生產總值的比重衡量，用str表示。對外開放水平，使用地區進出口貿易水平衡量，用進出口貿易總額（open）表示。

模型設計。根據面板數據模型的特性，本文構建了回歸模型，如方程（4）所示：

如方程（4）所示：ins 表示城鄉居民收入差距，cos表示城鄉居民消費差距，MAR為市場要素扭曲程度，peo表示人口老齡化水平，city表示城鎮化水平，lngdp為地區經濟發展水平的對數，str為產業結構水平，lnopen為進出口貿易水平的對數，ε為隨機誤差項，i表示地區，t表示年份，c為常數項。

模型異方差檢驗。為避免模型出現異方差影響實證的準確性，本文首先對模型（4）進行OLS 回歸，計算殘差，如圖1 所示。

如圖1 所示，殘差相對平穩，說明模型異方差性并不明顯，但為避免異方差，本文在回歸中依然使用聚類穩健標準誤。

多重共線性檢驗。面板數據模型必須要進行多重共線性檢驗，將多重共線性檢驗值高于10 的變量剔除，以保證模型的穩健。多重共線性檢驗結果如表1 所示。

如表1 所示，MAR 的VIF 值為1.477，peo 的VIF 值為1.377，city 的VIF 值1.294，lngdp 的VIF 值為1.126，str 的VIF 值為1.124，lnopen 的VIF 值為1.118，均低于10，說明模型（4）不存在多重共線性。

表1 多重共線性檢驗結果

圖1 異方差檢查結果

（二）實證結果及分析

面板數據模型有三種回歸形式，需要經過F 檢驗和豪斯曼檢驗判斷最優的回歸形式。表2 的F 檢驗值為13.78，在1% 的水平上顯著；豪斯曼檢驗值為163.13，在1% 的水平上顯著，說明表2 適用固定效應形式進行回歸分析。同理，表3 的F 檢驗值為24.18，在1% 的水平上顯著；豪斯曼檢驗值為107.15，在1% 的水平上顯著，說明表3適用固定效應形式進行回歸分析。

如表2 和表3 所示，MAR 與ins 的回歸系數為0.277，在1% 的水平上顯著，與cos 的回歸系數為0.251，在1%的水平上顯著，說明要素市場扭曲程度與城鄉居民收入水平差距、城鄉居民消費差距之間為明顯的正相關關系，具體而言就是要素市場扭曲程度每提升一個單位，會導致城鄉居民收入水平差距上升0.277 個單位，會導致城鄉居民消費水平差距上升0.251 個單位。由此，說明本文的假設1 和假設2 成立。

peo 與ins 的回歸系數為0.717，在5% 的水平上顯著，與cos 的回歸系數為0.661，在1% 的水平上顯著，說明人口老齡化水平與城鄉居民收入水平差距、城鄉居民消費差距之間為明顯的正相關關系，具體而言就是人口老齡化水平每提升一個單位，會導致城鄉居民收入水平差距上升0.717 個單位，會導致城鄉居民消費水平差距上升0.661 個單位。city 與ins 的回歸系數為-0.754，在5% 的水平上顯著，與cos 的回歸系數為-0.529，在5% 的水平上顯著，說明城鎮化水平與城鄉居民收入水平差距、城鄉居民消費差距之間為明顯的負相關關系。具體而言，就是城鎮化水平每提升一個單位，會促進城鄉居民收入水平差距下降0.717 個單位，會促進城鄉居民消費水平差距下降0.529個單位。lngdp 與ins 的回歸系數為-1.569，在10% 的水平上顯著，與cos 的回歸系數為-0.142，在10% 的水平上顯著，說明經濟發展水平與城鄉居民收入水平差距、城鄉居民消費差距之間為明顯的負相關關系。具體而言，就是經濟發展水平每提升一個單位，會促進城鄉居民收入水平差距下降1.569 個單位，會促進城鄉居民消費水平差距下降0.142 個單位。str 與ins 的回歸系數為-1.395，在5% 的水平上顯著，與cos 的回歸系數為-1.433，在10%的水平上顯著，說明產業結構水平與城鄉居民收入水平差距、城鄉居民消費差距之間為明顯的負相關關系。具體而言，就是產業結構水平每提升一個單位，會促進城鄉居民收入水平差距下降1.395 個單位，會促進城鄉居民消費水平差距下降1.433 個單位。lnopen 與ins 的回歸系數為-0.703，在1% 的水平上顯著，與cos 的回歸系數為-0.581，在1% 的水平上顯著，說明對外開放水平與城鄉居民收入水平差距、城鄉居民消費差距之間為明顯的負相關關系，具體而言就是對外開放水平每提升一個單位，會促進城鄉居民收入水平差距下降0.703 個單位，會促進城鄉居民消費水平差距下降0.581 個單位。

表2 被解釋變量為城鄉居民收入水平差距（ins）的回歸結果

表3 被解釋變量為城鄉居民消費水平差距（cos）的回歸結果

結論與展望

理論分析表明：要素市場扭曲造成農村勞動價格偏低，農村進城務工人員與城鎮職工同工不同酬，由此降低了農村居民收入水平，擴大了城鄉居民收入差異。同時，要素市場扭曲房價也造成了農村與城鎮社會保障水平、醫療教育水平的差異，而較低的農村社會保障水平導致農村居民傾向儲蓄，不敢消費，使農村地區的消費潛力難以轉化成為消費現實。教育水平的差異，導致農村人力資本水平較低，未來收入水平的提升速度降低，消費水平下降。實證分析進一步表明：要素市場扭曲程度每提升一個單位，會導致城鄉居民收入水平差距上升0.277 個單位，會導致城鄉居民消費水平差距上升0.251 個單位。人口老齡化水平每提升一個單位，會導致城鄉居民收入水平差距上升0.717個單位，會導致城鄉居民消費水平差距上升0.661 個單位。城鎮化水平每提升一個單位，會促進城鄉居民收入水平差距下降0.717 個單位，會促進城鄉居民消費水平差距下降0.529 個單位。經濟發展水平每提升一個單位，會促進城鄉居民收入水平差距下降1.569 個單位，會促進城鄉居民消費水平差距下降0.142 個單位。產業結構水平每提升一個單位，會促進城鄉居民收入水平差距下降1.395 個單位，會促進城鄉居民消費水平差距下降1.433 個單位。對外開放水平每提升一個單位，會促進城鄉居民收入水平差距下降0.703 個單位，會促進城鄉居民消費水平差距下降0.581個單位。

本文局限于公開的相關指標種類和時間跨度，時間跨度為11 年，研究對象只包含了北京、上海等30 個省市，樣本的容量相對較小，需要在日后的研究中將研究指標的范圍、時間跨度進行擴展，同時需要將評價對象擴大到地級市層面。以城鄉居民收入與消費差距作為核心解釋變量，參考以往學者的研究選取了經濟發展水平、對外開放水平等變量作為控制變量，未來需要選擇更多的數據變量進行全面的分析。