房價改變中國貧富差距及消費差異的作用機制探討

薛菲 龍斧

〔摘要〕 工資收入既可用來衡量貧富差距又能測試社會階層的消費差異。這個看似簡單的收入—貧富差距—消費差異的決定關系，在房價作用下產生變化。本研究使用超大、特大、大城市1998—2016年的面板數據，建立房價—貧富差距—消費差異構成的變量體系，使用固定效應動態面板估計的誤差修正模型以及MG估計模型的方法，分析房價對貧富差距以及由此產生的消費差異影響，探求房價與收入關系對貧富差距和社會階層消費差異所形成的“雙軌”作用機制。一方面，房價對居民收入進行強制性再分配，由此產生的貧富差距效應通常被收入差距衡量所掩蓋。另一方面，房價從根本上改變居民消費結構，進一步擴大本來由工資收入造成的社會階層消費差異?？梢哉f，作為單個因素，房價對貧富差距、消費差異的影響比工資收入本身更大。這個“雙軌作用”不僅與習近平“居民收入和實際消費水平差距逐步縮小”的理念背道而馳，而且對依靠“擴大消費內需”才能實現的“國內大循環”產生阻礙效應。因此，只有改變房價產生的這個結構性作用機制，中國貧富差距才能得到改善，社會階層的消費差異才能縮小。

〔關鍵詞〕 房價;工資收入;貧富差距;消費差異

〔中圖分類號〕F047.1 〔文獻標識碼〕A 〔文章編號〕1000-4769（2022）02-0100-13

一、引言

改革開放以來中國經濟發展取得巨大成就，但貧富差距、社會階層的消費差異仍是兩大痼疾。對此，習近平總書記在全國脫貧攻堅總結表彰大會上強調：“消除貧困、改善民生、實現共同富裕是社會主義的本質要求，是我們黨堅持全心全意為人民服務根本宗旨的重要體現，是黨和政府的重大責任”①，又在中央財經委員會第十次會議上提出，“到‘十四五末，全體人民共同富裕邁出堅實步伐，居民收入和實際消費水平差距逐步縮小”。②面對中國實踐，西方理論具有解釋力嗎？

首先，從貧富差距看，根據阿馬蒂亞·森的經濟公平性理論，經濟和家庭收入的持續性增長應該減輕社會不平等，縮小貧富差距。[阿馬蒂亞·森：《論經濟不平等·不平等之再考察》，王利文、于占杰譯，北京：社會科學文獻出版社，2006年，第313—326頁。]然而，中國的持續性增長非但沒有縮小貧富差距，反而不斷擴大。國內外大量研究表明，從工資收入衡量的貧富差距看，中國基尼系數已超0.4的國際警戒線。但這是否真實地反映了中國的貧富差距，擴大貧富差距的僅僅是工資收入差別嗎？僅訴諸西方國家通常采用的提高最低工資、降低稅收政策真能縮小中國的貧富差距嗎？

其次，從社會階層的消費差異看，大量研究基于西方“收入—消費”定理，仍根據工資收入來解釋中國不斷擴大的消費差異。但這能真實反映中國各社會階層的消費差異嗎，工資收入差別是消費差異的唯一作用因素嗎，僅訴諸類似穩定價格、擴大投資、保證就業的經濟政策真能縮小中國社會各階層的消費差異嗎？同時，收入—貧富差距、收入—消費差異這兩個封閉系統方法論框架下的平行函數關系并不相關，但有什么因素可以同時作用于這兩個關系，即它一方面使已經存在的貧富差距進一步擴大，而另一方面使已經存在的社會階層消費差異進一步擴大呢？

第三，針對日趨復雜的國際政治、經濟形勢以及中國長期存在的消費內需不足，中共中央指出要“堅持擴大內需這個戰略基點”“加快構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局”。[《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二○三五年遠景目標的建議》，2020年11月3日，http：//www.gov.cn/zhengce/2020-11/03/content_5556991.htm ，2022年1月7日。]一方面，消費內需不僅是反映經濟發展和國民消費水平的一個指標，也是衡量社會平等、生活福祉的重要變量。[Orazio P. Attanasio and Luigi Pistaferri， “Consumption Inequality，” The Journal of Economic Perspectives， vol.30， no.2 （Spring 2016）， pp.3-28;Richard Blundell and Ian Preston， “Consumption Inequality and Income Uncertainty，” The Quarterly Journal of Economics， vol.113， no.2 （May 1998）， pp.603-640.]另一方面，房價又是中國消費內需不足的最大單個影響因素。[龍斧、薛菲：《房價上漲抑制家庭消費 淤堵國內大循環暢通》，《中國社會科學》（內部文稿）2020年第6期;龍斧、王今朝：《核心消費決定論——從市場與消費的結構性扭曲看中國內需不足的根本影響因素》，《河北經貿大學學報》2015年第6期;王今朝、龍斧：《從消費結構扭曲與家庭收入分層看中國內需不足的根本影響因素》，《管理學刊》2014年第6期;龍斧、王今朝：《從中國房地產業與消費的機理關系看新古典經濟學“四化”理論的問題》，《貴州社會科學》2012年第2期;龍斧、王今朝：《從房地產業與“內需不足”機理關系看中國經濟發展模式》，《社會科學研究》2012年第1期。]那么，房價與貧富差距、社會階層消費差異的擴大又有什么關系呢？從西方收入—消費函數關系看，當收入所引起的貧富差距被控制時，各社會階層的收入增加應該引起消費上升，但為什么中國消費需求始終低迷呢？是因為市場推進（market promotion）不力嗎，是因為中國普通居民在工資收入絕對增加后不知道怎樣提高自己的消費嗎？從宏觀經濟角度看，這個反常的機理關系到底是怎樣形成的呢？

第四，從消費功能與性質看，住房消費具有“必要”“必然”、不可替代和無消費行為差異性性質。因此，從經濟社會學和政治經濟學角度看，它也就具有消費絕對性、市場社會性、收入控制性的壟斷性質。那么，房價對工資收入所造成的強制性再分配會改變原來由工資收入衡量的貧富差距和消費差異嗎？如果會，它又會達到一個怎樣的作用程度呢，這個作用程度會高于工資收入本身的貧富差距和消費差異作用程度嗎？23AA1D49-635F-42E1-BCAB-17FF3645FC3F

第五，英國著名社會學家齊格蒙特·鮑曼從后現代主義角度指出，現代消費社會中產生一種“新窮人”，他們“不是消費者，或者，更準確地說，他們的消費對于資本的順利再生產來說無關緊要”[齊格蒙特·鮑曼：《立法者與闡釋者：論現代性、后現代性與知識分子》，洪濤譯，上海：上海人民出版社，2000年，第240頁。轉引自齊格蒙特·鮑曼：《工作、消費、新窮人》，仇子明、李蘭譯，長春：吉林出版集團有限責任公司，2010年，譯者導言第16頁。];他認為，正常的消費者生活應該是“為了快樂的感官和現場的經歷而沉迷于琳瑯滿目的商品”[齊格蒙特·鮑曼：《工作、消費、新窮人》，仇子明、李蘭譯，譯者導言第13頁。]，但大多數普通人實際淪為“有缺陷的消費者”;他們的生產能力不足以保障自己在資本主義結構優化過程中站穩腳跟。[趙丹蕾：《齊格蒙特·鮑曼新窮人思想研究》，碩士學位論文，內蒙古大學哲學學院，2018年，第18頁。]這些“新窮人”收入有限，僅為維持基本生計（如住房、醫療、教育等）而疲于奔命，沒有急需或必要用品以外的消費欲望。如果一個社會、一個經濟市場中的“新窮人”占據很大比例，那么消費不足必然成為社會常態。中國的房價對造成這種“為維持基本生計而疲于奔命，沒有急需或必要用品以外的消費欲望”的經濟社會學現象又起到一個什么作用呢？

基于上述五個方面的思考，本研究分析房價怎樣改變以收入為衡量標準的中國貧富差距并使之進一步擴大，以及這個效應又怎樣作用于社會階層的消費差異并使之進一步擴大。本研究將證實，在工資收入之外，房價本身形成一個具有中國特色的貧富差距、消費差異作用機制，通常被以工資收入為衡量標準的貧富差距、消費差異所掩蓋。同時，本研究使用固定效應動態面板估計的誤差修正模型以及MG估計模型檢驗房價的貧富差距、消費差異效應，證實這個效應甚至大于工資收入的作用，房價也因此成為中國貧富差別、社會階層消費差異的最大單個影響因素。而房價產生的效應之大，使類似提高最低工資、降低中低收入稅收等縮小貧富差距的政策手段無異于杯水車薪，也使類似穩定日常消費品價格、擴大就業等縮小消費差異的政策手段猶如隔靴搔癢。

二、文獻綜述

（一）貧富差距問題

研究表明，全國人均可支配收入基尼系數由1998年的0.378上升到2019年的0.465。[數據來源于國家統計局住戶調查辦公室：《中國住戶調查年鑒》（2020），第391頁。]據統計，中國1978—2015年期間，在全部人口的總收入中，占人口1%的最高收入人群的收入占比從6%上升到15%，占人口10%的最高收入人群的收入占比從不到30%上升到40%，而占人口50%的最低收入人群的收入占比從1978年的27%下降到2015年的15%左右，與占人口1%的最高收入人群的收入份額相當。[江春、向麗錦、肖祖沔：《貨幣政策、收入分配及經濟福利——基于DSGE模型的貝葉斯估計》，《財貿經濟》2018年第3期。]顯然，中國貧富差距的不斷擴大已經成為中國經濟社會發展模式的一個特征。因此，有研究認為改革開放的新時代要解決的一個新矛盾應是消除兩極分化。[徐傳諶、王藝璇：《國有經濟比重、貧富差距與共同富裕》，《江漢論壇》2018年第7期。]

（二）房價與貧富差距

有研究認為房價上漲是貧富差距擴大的重要影響因素[任偉、陳立文：《貧富差距、房價與經濟增長》，《華東理工大學學報》（社會科學版） 2019年第1期;常雪、蘇群、周春芳：《房價、住房支付能力與刑事犯罪——基于中國省級面板數據的實證分析》，《上海財經大學學報》2018年第1期;呂康銀、朱金霞：《房地產價格變化與居民貧富差距的關系研究》，《稅務與經濟》2016年第5期;李德智、李啟明：《我國房價與城鎮家庭貧富差距的長期均衡與短期波動：1987—2008》，《經濟問題探索》2010年第11期。]，龍斧等通過計量模型分析了房價對貧富差距的作用機制，指出房價作為具有消費絕對性、市場社會性、收入控制性的壟斷性消費，加深了中國貧富差距、兩極分化。[龍斧、王今朝：《核心消費決定論——從市場與消費的結構性扭曲看中國內需不足的根本影響因素》。]原鵬飛等也證實了房產溢價的利益固化是中國近年貧富差距擴大的主要原因。[原鵬飛、馮蕾：《經濟增長、收入分配與貧富分化——基于DCGE模型的房地產價格上漲效應研究》，《經濟研究》2014年第9期。]程琦等利用微觀家庭數據證實房價對收入產生差異性影響，高房價阻礙了階層上升的通道，使得低收入階層人數更多，中高收入階層人數更少。[程琦、劉艷華：《收入差距、高房價與階層流動——基于CHNS微觀家庭數據的實證分析》，《西華大學學報》（哲學社會科學版）2016年第1期。]也有研究證實房價與貧富差距之間具有相互作用的關系。[賴一飛、李克陽、沈麗平：《貧富差距與房地產價格的互動關系研究》，《統計與決策》2015年第23期。]況偉大等使用GMM回歸方法分析了收入基尼系數和財富基尼系數對房價產生單向正向影響，即貧富差距越大，房價越高。[況偉大、陳晶、葛玉好：《貧富差距、供求彈性與房價》，《經濟理論與經濟管理》2018年第3期。]鄭軍等證實了貧富差距會通過增加投資性購房而促使房價上升，高房價導致富裕階層的資產性投資，進一步擴大貧富差距，引起房價繼續攀升。[鄭軍、胡蓉：《貧富差距與房價走勢關系的實證檢驗》，《統計與決策》2019年第1期。]

從國際研究看，Peter等研究發現房價的上升增加富裕家庭的財富，卻限制低收入家庭的支出，從而加大貧富差距。[Peter， D.Linneman and Isaac F. Megbolugbe， “Housing Affordability： Myth or Reality？” Urban Studies， vol.29， no.3/4 （May 1992）， pp.369-392.]Henley通過分析英國家庭住房財富估算值發現，與總資產相比，住房財富的不平等更為明顯。[Andrew Henley， “Changes in the Distribution of Housing Wealth in Great Britain， 1985-91，” Economica， vol.65， no.259 （August 1998）， pp.363-380.]Kookshin對韓國20世紀70—80年代的收入規模分析得出，房價的高增長導致普遍相對貧困感，有房者可獲得住房帶來的額外收益，造成貧富差距不斷擴大。[Kookshin Ahn， “Trends in and Determinants of Income Distribution in Korea，” Journal of Economic Development， vol.22， no.2 （December 1997）， pp.27-56.]Matlack 和 Vigdor使用美國大都市地區的住房市場數據分析顯示，在缺乏彈性的住房供給市場，高收入家庭的收入增加會提高房價，使低收入家庭住房消費升高，收入差距擴大。[Janna L. Matlack and Jacob L. Vigdor， “Do Rising Tides Lift All Prices？ Income Inequality and Housing Affordability，” Journal of Housing Economics， vol.17， no.3 （September 2008）， pp.212-224.]Malerba和Marta利用歐盟25個國家15年（1995—2010）的數據分析表明，住房所有權通過“貸款”保有權對收入差距具有負面影響，且由于信貸市場的限制，擁有一棟房子對最貧困階層尤為重要，對極端的窮人階層（其受撫養兒童比例最高）更為重要。[Giuseppina Malerba and Marta Spreafico， “Structural Determinants of Income Inequality in the European Union： Evidence from a Panel Analysis，” Rivista Internazionale Di Scienze Sociali， vol.122， no.1 （Gennaio-Marzo 2014）， pp.37-83.]23AA1D49-635F-42E1-BCAB-17FF3645FC3F

（三）貧富差距與消費差異

Ye等利用1997—2006年中國城鎮家庭調查數據的研究發現，收入差距對家庭消費有負面影響，尤其對低收入者和年輕人。[Ye Jin， Hongbin Li and Binzhen Wu， “Income Inequality， Consumption， and Social-status Seeking，” Journal of Comparative Economics， vol.39， no.2 （June 2011）， pp.191-204.]Attanasio 等在研究幸福分布變化時發現，1980年至2010年間美國國內的消費不平等與收入不平等的增幅幾乎相當，且高收入者較低收入者經歷了消費的快速增長。[Orazio Attanasio， Erik Hurst and Luigi Pistaferri， “The Evolution of Income， Consumption， and Leisure Inequality in The US， 1980-2010，”April， 2012， https：//www.nber.org/papers/w17982，January 7，2022;Orazio Attanasio， Gabriella Berloffa， Richard Blundell and Ian Preston， “From Earnings Inequality to Consumption Inequality，” The Economic Journal， vol.112， no.478 （March 2002）， pp.C52-C59.]Richard 和 Ben的研究表明，在20世紀80年代的英國，收入不平等與消費不平等增長保持同步。[Richard Blundell and Ben Etheridge， “Consumption， Income and Earnings Inequality in the UK，”March 11， 2012， https：//www.researchgate.net/publication/241400760， January 7， 2022.]Aguiar 等根據美國富裕家庭和貧窮家庭如何分配商品支出來衡量消費不平等，發現收入不平等會導致同等幅度的消費不平等。[Mark Aguiar and Mark Bils， “Has Consumption Inequality Mirrored Income Inequality？” The American Economic Review， vol.105， no.9 （September 2015）， pp.2725-2756.]Fisher等使用美國消費者支出調查中的個人可支配收入和消費數據的研究發現，收入和消費不平等的趨勢在1985年至2006年之間大致相似，但是在大蕭條時期卻存在差異，消費不平等在減少，收入不平等在加劇。[Jonathan D. Fisher， David S. Johnson and Timothy M. Smeeding， “Measuring the Trends in Inequality of Individuals and Families： Income and Consumption，” The American Economic Review， vol.103， no.3， 2013， pp.184-188. ]

以上西方消費理論框架中的實證結果表明，收入差異產生不同社會階層，其典型特征之一就是消費差異。但這個消費理論無法解釋中國的問題，即收入持續增加時消費率卻依然低下。這是因為西方“收入—消費”定理沒有包括特殊經濟發展階段出現的特殊消費結構及其因此產生的經濟社會結構，而正是這種經濟社會結構造成收入差別之外的消費影響，如本研究分析的住房消費影響。

（四）房價與消費

大量研究認為，因房價上漲速度高于實際工資增長速度，故而房價造成消費內需抑制。[龍斧、薛菲：《房價上漲抑制家庭消費 淤堵國內大循環暢通》;牛虎：《住房價格波動對居民消費的“擠出效應”分析》，《商業經濟研究》2020年第1期;范超、王雪琪：《我國35個大中城市房價——持久收入比研究》，《統計研究》2016年第8期;龍斧、王今朝：《核心消費決定論——從市場與消費的結構性扭曲看中國內需不足的根本影響因素》;李春風、劉建江、陳先意：《房價上漲對我國城鎮居民消費的擠出效應研究》，《統計研究》2014年第12期;王云清、朱啟貴、談正達：《中國房地產市場波動研究——基于貝葉斯估計的兩部門DSGE模型》，《金融研究》2013年第3期。]無論是中國的“房奴效應”[李江一：《“房奴效應”導致居民消費低迷了嗎？》，《經濟學（季刊）》2017年第17卷第1期。]還是住房的“負資產”效應[裴育、徐煒鋒：《中國家庭房產財富與家庭消費——基于CFPS數據的實證分析》，《審計與經濟研究》2017年第4期。]都對消費產生明顯抑制。唐琦等通過QUAIDS 結構方程模型研究得出住房消費的占比不斷上升擠占了其他家庭消費，降低總需求。[唐琦、夏慶杰、李實：《中國城市居民家庭的消費結構分析：1995—2013》，《經濟研究》2018年第2期。]周建軍等使用系統GMM方法，實證檢驗房價在收入相同和不同時的消費差距，得出房價會直接或間接造成消費差距，而間接作用的中介變量就是收入差距。[周建軍、孫倩倩、鞠方：《房價波動、收入差距與消費差距》，《消費經濟》2018年第5期。]龍斧等側重指出家庭核心消費一方面自身對日常和邊際消費產生抑制作用，而另一方面通過對日常和邊際消費品價格的市場機制作用再次增加居民消費負擔，直接降低日常和邊際消費需求的數量、質量、種類、頻率等。[龍斧、傅征：《中國“核心消費”對供給有效性的機理關系決定——供給側結構性改革的辯證唯物主義與整體主義思考》，《當代經濟研究》2021年第6期;龍斧、王今朝：《核心消費決定論——從市場與消費的結構性扭曲看中國內需不足的根本影響因素》;龍斧、王今朝：《從中國房地產業與消費的機理關系看新古典經濟學“四化”理論的問題》;龍斧、王今朝：《從房地產業與“內需不足”機理關系看中國經濟發展模式》;龍斧、王今朝：《社會和諧決定論：中國社會與經濟發展重大理論探討》，北京： 社會科學文獻出版社，2011年，第62—88頁;龍斧、王今朝：《中國改革開放時期經濟發展與社會和諧的非線性關系——對科學發展觀的經濟學思考》，《江海學刊》2009年第2期。]Li等從地區間收入與房價差異指標入手，揭示二者增速差異越大，消費越低。[Jing Li， Ying Xu and Yat-Huang Chiang， “Property Prices and Housing Affordability in China： A Regional Comparison，” Journal of Comparative Asian Development， vol.13， no.3， 2014， pp.405-435.]Disney等根據英國家庭資源調查數據研究發現，房價影響人們的消費行為。[Richard Disney， John Gathergood and Andrew Henley， “House Price Shocks， Negative Equity， and Household Consumption in the United Kingdom，” Journal of the European Economic Association， vol.8， no.6 （December 2010）， pp.1179-1207.]23AA1D49-635F-42E1-BCAB-17FF3645FC3F

與上述四個方面的研究不同，本研究分析房價對實際可支配收入之外產生的貧富差距影響，揭示基尼系數所掩蓋的真實貧富差距，進而論證房價影響下的貧富差距又進一步擴大了社會階層消費差異。

三、理論基礎與模型

（一）理論基礎

1.新窮人理論

鮑曼的“新窮人”理論[詳見齊格蒙特·鮑曼：《工作、消費、新窮人》，仇子明、李蘭譯，第1—205頁。]揭示了后現代時期資本主義市場經濟的一個典型經濟社會特征，即把普通人群從商品制造者變成“有缺陷的消費者（flawed consumer）”。盡管此時人們生存形式上有別于資本主義大工業時期，但本質上與馬克思主義所揭示的資本決定普通人群（無產者）生活方式、生存價值和生命意義的特征一樣。那么社會主義市場經濟會出現相同問題嗎？一個特殊商品（如商品房）可以擴大貧富差距、消費差異從而產生工資收入衡量以外的“新窮人”嗎？本研究從經濟學、經濟社會學角度，針對這些問題的實證檢驗試圖證實，住房消費一方面加大了工資收入所造成的貧富差距，另一方面加大了社會階層的消費差異?？梢哉f，這兩大特征是后現代資本社會性、市場社會化的工作（收入）、消費和“新窮人”關系的一個集中體現。這種制造“新窮人”的消費方式本身就進一步拉大貧富差距，即便不考慮富有階層可通過“住房消費”來“炒”高房價、“炒”出利潤。

2.核心消費決定論

根據龍斧等構建的“核心消費決定論”[龍斧、傅征：《中國“核心消費”對供給有效性的機理關系決定——供給側結構性改革的辯證唯物主義與整體主義思考》;龍斧、薛菲：《房價上漲抑制家庭消費 淤堵國內大循環暢通》;龍斧、王今朝：《核心消費決定論——從市場與消費的結構性扭曲看中國內需不足的根本影響因素》;龍斧、王今朝：《從中國房地產業與消費的機理關系看新古典經濟學“四化”理論的問題》;龍斧、王今朝：《從房地產業與“內需不足”機理關系看中國經濟發展模式》。]，在GDP連年增長、物價相對穩定、就業不斷上升、工資持續提高條件下，造成中國消費內需長期不足的正是“核心消費”。核心消費指住房、教育、醫療、社保等方面的消費，具有“必要”和“必然”消費、不可替代、無消費行為差異三大本質特征。日常消費指日常生活必需的消費，既有“必要、必然”性質又受到價格、種類、數量、頻率、偏好等消費差異性影響;邊際消費，指滿足前兩種消費后具有選擇性的奢侈、享受型消費等。根據這個理論，核心消費決定日常消費的“可多可少”和邊際消費的“可有可無”。

首先，本研究分析貧富差距、消費差異的房價效應不僅因為在核心消費中住房消費的家庭支出比重遠遠大于教育、醫療、社保，而且因為它是中國消費內需不足的最大單個作用因素。[龍斧、薛菲：《房價上漲抑制家庭消費 淤堵國內大循環暢通》;龍斧、王今朝：《核心消費決定論——從市場與消費的結構性扭曲看中國內需不足的根本影響因素》。]

其次，住房消費因其“必要、必然”性質而具有“消費社會性、市場壟斷性、收入控制性”特征，但對不同社會階層產生的消費影響卻截然不同。對于中國少數富有人群來說，價格與收入效應趨近于零。當核心消費的尖端市場以滿足極少數極為富有的人群為目的而制定價格時（如高檔房、高檔醫療、精英教育等），核心消費所有檔次的“商品”價格都會受到影響，產生明顯經濟社會學特征;當這個高端市場價格（如房價）效應直接影響中低端市場價格（房價和其他商品價格），客觀上增加中、低端市場消費壓力，加上核心消費本身的“必要、必然”性質，價格又在這種剛性需求作用下再次受到上升刺激。當這兩個價格效應產生作用時，中國消費者實現自身核心消費需求的唯一出路就是在日常[這使得中國食品支出占收入的比例不是簡單的西方的恩格爾規律。]/邊際消費上采取削減、放棄的方法，采取把收入增加部分全部或絕大部分放入儲蓄的方法。

“核心消費決定論”的計量模型表明，一方面，貧富差距作為中介變量使住房消費對中國內需不足產生更大影響;另一方面，住房消費又反過來加重貧富差距——住房消費對日常/邊際消費的影響越強，貧富差距就越大。二者的雙向影響形成中國經濟結構中另一個惡性循環。

3.結構功能主義

羅伯特·金·默頓指出社會系統中并非所有組成部分都發揮正功能，當其中某一單位阻止了整個社會或其組成部分的需求滿足時，它產生結構性反功能（dysfunctional）作用。[Robert K. Merton， Social Theory and Social Structure， New York： The Free Press， 1968， pp.23-58.]正是因為住房消費的“必要、必然”性質，它不僅具有經濟屬性而且具有社會屬性;住房既是人類最基本生存條件，也是社會保障的一個基本功能。因資本利益和市場作用而產生的住房消費嵌入經濟、社會結構，對原本基于工資收入衡量的貧富分層結構產生了作用，體現了經濟與社會結構的相互關聯性、相互作用性。而住房消費對貧富差距的結構性功能又進一步拉大了不同社會階層的消費差異，形成了分化更加明顯的社會結構。

綜上所述，中國“房價”的經濟結構性、市場社會性與收入“再分配”強制性，綜合形成了一個獨特的經濟社會結構功能，對“經濟持續發展、收入持續上升引起社會公平性上升”具有“反功能”作用，產生貧富差距、消費差異擴大的“新窮人”特征。

（二）變量體系構建與模型設立

基于上述理論基礎與分析，本研究以房價（HP）為自變量;以貧富差距（ID）分別為因變量和交叉影響變量;以消費差異（CD）為因變量，以除去住房消費的所有居民消費（C）為衡量，并設居民年工資收入為W，依此建立一個房價作用于不同工資收入階層的變量體系。

1.房價對貧富差距的衡量與決定

基于基尼系數的貧富差距衡量并不考慮工資收入以外的作用因素。然而，鑒于住房消費的“必要、必然”性質，房價卻會改變不同社會階層的工資收入比例并進而拉大基尼系數所反映的貧富差距。鑒于此，設立假設命題1：房價越高，不同社會階層收入差異就越大，貧富差距也就越大。23AA1D49-635F-42E1-BCAB-17FF3645FC3F

（1）不考慮房價的貧富差距

設模型子集為普通居民階層A與富人階層B，A的稅后年收入為W1，所買住房大小為D1，B的稅后年收入為W2，所買住房大小為D2。國際上基尼系數是由最低到最高收入累計人數和累計收入份額相關數據計算來的;為簡便計算和比較，在不考慮房價作用時，本研究收入衡量的貧富差距以ID=W2W1表示。

（2）將房價納入之后的貧富差距

本研究以等額本息方式計算房貸。假定不同收入階層居民購買住房的首付比例相同為γ，則貸款本金為（1-γ）·HP·D;設月利率為r，房貸10年付清，則還款期數為120期，則年房貸額為YMHP=12（1-γ）HP·D·r（1+r）120（1+r）120-1。因r（1+r）120（1+r）120-1為不變參數，設其為δ，故住房總支出THP=γ·HP·D+10·YMHP=γ·HP·D+120（1-γ）HP·D·δ。A、B兩者減掉房價支出后，10年后所剩工資決定的貧富差距為：

ID=10·W2-THP210·W1-THP1=10·W2-γ·HP2·D2-120（1-γ）HP2·D2·δ10·W1-γ·HP1·D1-120（1-γ）HP1·D1·δ（1）

假設不同收入層次居民購買同樣價格的房子，即HP2=HP1=HP，由公式（1）可知，ID'>0，ID是房價HP的遞增函數，即房價HP越高，納入房價后的貧富差距ID越大。

以上模型表明房價越高，它占工資收入比例就越大，不同社會階層工資收入差距就越大，貧富差距也就越大。住房對工資收入的強制性、結構性再分配產生了重新組合的社會分層結構。鑒于此，房價對貧富差距的約束定理為：

ID=f（HP，W），IDHP>0（2）

2.收入衡量、決定的貧富差距、消費差異

根據收入—消費定理，收入決定消費，即不同收入階層居民的收入會導致其消費的不同。本研究根據這個定理，設立假設命題2：收入衡量下的貧富差距越大，居民消費差異越大。鑒于此，貧富差距對消費差異的約束定理為：

CD=f（ID，W）， CDID>0（3）

3.房價衡量、決定的消費差異

本研究測試支付房價后居民所剩的用于日常消費的可支配收入對比，從而決定控制工資收入的條件下，房價本身對不同社會階層的消費差異影響。本研究依此設立假設命題3：房價越高，由收入衡量的居民消費差異就變得更大。鑒于此，房價對消費的約束定理為：

CD=f（HP，W），CDHP>0（4）

4.房價是中國貧富差距、居民消費差異擴大的最大單個影響因素

工資收入決定的貧富差別影響社會階層的消費差異，那房價造成的貧富差距是否相對應地擴大這個原本存在的消費差異呢？鑒于此，本研究設立假設命題4：房價越高，房價作用下的貧富差距造成的消費差異越大。

綜合命題1、命題2、命題3可知，房價、貧富差距、消費差異三者之間既產生兩個不同的作用關系又相互交叉影響：房價越高，貧富差距越大;房價越高，消費差異越大;房價越高，貧富差距被進一步擴大的結果之一就是消費差異擴大。由此得出房價、貧富差距、消費差異三者關系的約束定理為：

CD=f[HP，ID（HP），W]，CDHP>0，IDHP>0，CDID>0，（5）

本研究假設命題與模型展示了房價對貧富差距的擴大作用，揭示了被以工資收入衡量的基尼系數表示的貧富差距所掩蓋的真實貧富差距，也揭示了被房價掩蓋的真實的貧富之間的消費差異。可以說，房價看似公平，物價看似公平，收入差別看似公平，消費看似公平，而看似公平的房價實際上加大了貧富差距，這個被房價擴大的貧富差距又進一步加大了不同社會階層的消費差異。變量之間的具體作用機制及結構性變化見圖1。

圖1 房價影響貧富差距造成更大消費差異的作用機制

四、研究方法

（一）變量說明

1.房價（HP）：指住宅商品房平均銷售價格。

2.收入（W）：指可支配收入，主要包括各城市最低收入20%居民的可支配收入IL20與最高收入20%居民的可支配收入IH20。

3.貧富差距：一是指基于工資收入差別基礎上的貧富差距（ID），以歐西瑪指數來表示，即各城市最高收入20%居民的可支配收入（IH20）與最低收入20%居民的可支配收入之比（IL20），即ID=IH20IL20;二是指被掩蓋的房價納入后居民可支配收入所代表的貧富差距（ID），設最低收入20%居民與最高收入20%居民的住房消費支出分別為THP1和THP2，則ID=IH20-THP2IL20-THP1。

4.居民消費：指除去住房消費之外居民可用于其他消費的實際收入。

5.消費差異：指不同收入階層居民在消費數量、頻率、種類、質量等方面的不同。首先，對單純的工資收入造成的消費差異，以各城市最高收入20%居民的消費支出（CH20）與最低收入20%居民的消費支出（CL20）之比表示：CD=CH20CL20;其次，設房價納入后的消費差異為CD，即CD=CH20+THP2CL20+THP1。

（二）樣本選擇與數據來源

基于《國家新型城鎮化規劃（2014—2020年）》與“第七次人口普查”常住人口數，樣本為超大、特大和大城市共72個城市的城鎮居民。因數據可得性[國家統計局根據第七次人口普查，列出了超大、特大城市，故本研究的超大、特大城市按照國家統計局最新發布的分類而來。為了數據穩定與分析的準確度，樣本中刪除了時間數據中小于12年的城市數據。]以及樣本的全面性、典型性與區域代表性，樣本量含全部超大城市7個，全部14個特大城市中的7個，全部51個大城市中的11個，即超大、特大、大城市共25個城市的數據。因大部分城市的城鎮居民的分層收入數據只收集到2016年，故本研究所有數據均來自各城市1998—2017年的統計年鑒，具體數據年份按各城市年鑒收集情況為準。23AA1D49-635F-42E1-BCAB-17FF3645FC3F

本研究選取以下城市并以其1998—2016年度[大多數城市按收入/消費五等分/七等分的數據截止2016年，因此本研究選擇1998—2016年期間的面板數據進行分析。]數據為各類關系檢驗的面板數據：

1.全部超大城市，共7個，即北京、上海、廣州、深圳、重慶、天津、成都。

2.特大城市中的7個，即武漢、沈陽、東莞、大連、濟南、鄭州、長沙。

3.大城市中的11個，分別為東部——蘇州、石家莊、無錫、寧波、溫州、福州、南寧;中部——合肥、南昌;西部——烏魯木齊、貴陽。

（三）變量關系檢驗方法

本研究控制其他條件性變量，并在證實房價—貧富差距、收入衡量的貧富差距—消費差異、房價—消費差異這三個單向關系的前提下，揭示房價、貧富差距、消費差異三者的機理關系。具體步驟如下。

1.可靠性、合理性測試

本研究使用動態面板數據，首先對變量進行數據平穩性測試，然后對數據進行協整檢驗，以保證變量關系的可靠性;再對變量關系進行格蘭杰因果檢驗，以證實變量關系的合理性，最后進行變量之間的因果分析。

2.實證檢驗

本研究首先展示基尼系數衡量的貧富差距，然后對房價—貧富差距的關系進行固定效應動態面板估計的誤差修正模型分析，揭示二者的作用關系。在此基礎上的圖示分析將分別呈現只考慮工資收入與納入房價后的貧富差距的逐年變化，從而證實納入房價后貧富差距進一步擴大。

其次，對于房價在工資收入差別基礎上進一步擴大不同社會階層消費差異的關系，本研究通過固定效應動態面板估計的誤差修正模型進行分析，分別說明收入衡量的貧富差距對消費差異的作用，以及房價對消費差異的作用。

最后，使用MG估計模型檢驗房價與貧富差距的交叉變量關系對居民消費差異的作用，即驗證房價作用下，貧富差距與居民消費差異的因果關系，從而呈現房價對貧富差距產生作用，并因此進一步擴大工資收入基礎上的社會階層消費差異。

五、實證檢驗與研究

（一）基尼系數顯示的貧富差距

調查中心如CFPS、CLDS等計算的基尼系數均高于國家統計局提供的“全國人均可支配收入基尼系數”值。[根據《中國的基尼系數是多少？ 》（2020年5月13日，https：//user.guancha.cn/main/content？id=306685&s=fwzwyzzwzbt，2022年1月7日），調查中心提供的基尼系數高于國家統計局，是因為二者在相同群體的樣本中，調查中心所包含的千萬元以上資產家庭數量多于統計局。]以2016年為例，統計局提供的基尼系數為0.465，CLDS為0.595，CHFS為0.545。本研究使用統計局提供的基尼系數，圖2分別比較幾組基尼系數：①統計局《中國住戶調查年鑒》的全國人均可支配收入基尼系數，②聯合國《人類發展報告》（2020）的三組基尼系數，即中國基尼系數、中國城鎮基尼系數、中國農村基尼系數。

由圖2可知，無論是農村還是城鎮，基尼系數都呈上升趨勢，而且所有的基尼系數在2002年之后都超過了0.4的國際警戒線，說明中國貧富差距較大?？傮w來看，中國貧富差距處于0.4—0.6的收入差別擴大區間。

圖2 中國基尼系數

資料來源：《中國住戶調查年鑒》（2020）（2013），《人類發展 報告》（2020）

（二）模型的合理性檢驗

本研究數據源于各城市統計年鑒，因年鑒中收集的按收入層次分類的居民可支配收入數據年份不一致，故本研究數據為非平行面板數據。先進行數據穩定性檢驗。

1.變量的單位根檢驗

首先對數據進行單位根檢驗，為防止異方差，對房價進行對數處理，設為LHP。本研究主要考察房價作用下的貧富差距，以及這個貧富差距對居民消費差異的進一步影響，故生成貧富差距與房價的交互項，設為IDHP。以△LHP、△ID、△CD、△IDHP分別表示房價對數、貧富差距、消費差異、房價與貧富差距交互項的一階差分。鑒于數據非平行，選擇ADF檢驗，見表1。

結果顯示，僅HP拒絕面板包含單位根的原假設，ID、CD、IDHP都無法拒絕面板包含單位根的原假設，但所有變量均一階平穩，說明各變量的一階數據穩定性極好，適合格蘭杰檢驗。

2.協整檢驗

表1平穩性檢驗表明所有變量同階單整，可對它們進行協整檢驗以考察變量之間是否存在長期關系。為檢驗準確性，本研究選擇基于誤差修正模型的加常數項檢驗。結果如表2所示。

表2中四個統計量原假設為：不存在協整關系。Gt的備擇假設：至少存在一組協整關系，且不考慮截面內的序列相關;Ga的備擇假設：至少存在一組協整關系，考慮序列相關;Pt的備擇假設：整體上存在協整關系，不考慮序列相關;Pa的備擇假設：整體上存在協整關系，考慮序列相關。表2檢驗結果顯示，無論是否考慮序列相關，貧富差距和消費差異整體存在協整關系;貧富差距與房價的交互項同消費差異整體存在協整關系。當不考慮序列相關時，房價與貧富差距之間存在一組協整關系，房價與消費差異之間整體存在協整關系。

表1的單位根檢驗顯示變量之間的一階差分平穩。結合變量之間的協整檢驗結果，本研究對整體數據建立誤差修正模型：Y=C+β0×（β1×X1T+β2×X2T+β3×X3T）+β4×X1T-1+β5×X2T-1+β6×X3T-1+εT，其中Y為因變量，X1、X2、X3為自變量，T為時間項，C為常數項系數，β0為長期誤差修正速度，β1、β2、β3分別反映了X1、X2、X3與Y之間的長期關系，β4、β5、β6分別反映了X1、X2、X3與Y之間的短期關系，εT為干擾項。本研究變量關系的檢驗都以此模型為基礎。23AA1D49-635F-42E1-BCAB-17FF3645FC3F

3.格蘭杰因果關系檢驗

變量之間的平穩性檢驗表明，本數據符合格蘭杰因果關系檢驗要求，檢驗結果見表3。

表3的檢驗結果顯示，房價與貧富差距互為格蘭杰原因，貧富差距與消費差異互為格蘭杰原因，房價與消費差異互為格蘭杰原因，貧富差距與房價的交互項是消費差異的格蘭杰原因，但消費差異不是貧富差距與房價交互項的格蘭杰原因。檢驗結果說明，房價對貧富差距、貧富差距對消費差異、房價對消費差異、貧富差距與房價的交互項對消費差異這四組變量之間都存在格蘭杰因果關系。這一格蘭杰檢驗結果理想，說明本研究具有學術意義和價值，變量體系設立與研究問題也保持高度合理性。

（三）實證分析

1.房價對貧富差距的作用

本研究前文已經證實了基尼系數衡量之下的中國貧富差距在不斷擴大，那么除了工資收入造成的貧富差距，房價本身對貧富差距產生影響了嗎，影響程度又如何？本研究比較以下三種估計方法：混合效應的誤差修正模型、MG估計模型以及固定效應動態面板估計的誤差修正模型，結果顯示固定效應動態面板估計模型相對最為合適[固定效應動態面板估計量是假設長期誤差修正系數和短期系數都為常數，不隨個體而改變。]，房價對貧富差距的作用結果如下。

表4顯示，模型長期調整速度的系數顯著為負，說明模型存在誤差修正機制，本研究估計方法有效。房價對貧富差距的誤差修正模型為ID=4.024+0.417×0.638×LHPT+0.271×LHPT-1。房價對貧富差距作用顯著為正，說明房價越高，貧富差距越大，證實了假設命題1。

圖3、4顯示收入衡量的貧富差距與納入房價后的貧富差距。[因曲線形狀主要根據具體工資、房價與不同收入層次購買住房時的房價與購買住房大小等因素決定，此處是根據本研究樣本數據擬合出的兩條貧富差距曲線，能從根本上說明收入衡量的貧富差距情況與房價納入后的貧富差距情況。]圖3顯示在工資不變條件下，納入房價之后，房價越高，貧富差距越大。圖4[圖4的時間與房價值是各時間點所對應的25個城市的平均房價。]顯示隨時間變化，僅由工資收入衡量的貧富差距也在加大，而在納入房價之后，貧富差距被拉得更大。

圖3、圖4中，a線是收入衡量的貧富差距曲線，即a=ID，等同于基尼系數衡量的貧富差距。b線顯示出工資收入控制下，房價單獨對貧富差距造成的影響，即b=ID。b線表明：①不僅房價極大地拉大了貧富差距，而且是作用于貧富差距的單個最大因素，房價越高，這個貧富差距與工資衡量的貧富差距的距離越大（即a線點與b線點距離越大），甚至可以說，②在貧富差距的作用因素單獨測試中，房價比工資本身的作用還要大;c線是根據a線斜率對b線的虛擬切線，它說明③房價作用于貧富差距并不是簡單的線性關系，而是房價越高，貧富差距拉開的幅度就越大（房價越上升，對富人和窮人收入的影響差別就越大，在收入差別保持不變的情況下）。

圖3、圖4還綜合表明，④納入房價之后，房價對貧富差距產生了雙重效應：一方面，房價納入后，（短時期內）貧富差距會隨即顯著拉大，其程度是僅以工資收入為衡量、不考慮房價時貧富差距的幾倍;另一方面，房價不斷上漲時，貧富差距在原來已被拉大的基礎上進一步拉大，且這個拉大程度也隨房價的上漲而增長。尤其在時間的加持下，同樣價格的房價對貧富差距的影響比短時期內更大（房價為10000元/平方米時，貧富差距由原來圖3中的15變成圖4中的24;房價為20000元/平方米時，貧富差距由原來圖3中的22變成圖4中的37）。這一檢驗結果驗證了本研究房價—貧富差距關系的理論模型，再次證實了假設命題1，而且作為單個因素，房價對貧富差距的影響比工資收入本身更大。圖3、圖4與表4更加證實了命題1，也使 “核心消費決定論”中“房價占收入比例越大（房價越高），貧富差距越大”的理論命題的科學性得到證實。

2.房價、工資收入、貧富差距與消費差異的機理關系

前文的實證檢驗已證實，相對于收入差別本身造成的貧富差距，房價造成了更大的貧富差距。那么收入差別本身對消費差異的作用程度如何？房價本身對住房消費以外的消費差異的作用程度如何？房價作用下產生的貧富差距對消費差異的作用程度又會如何變化？對此，本研究建模檢驗：機理關系（1）為收入本身衡量的貧富差距對消費差異的影響，機理關系（2）為房價本身對消費差異的影響，機理關系（3）為房價影響下的貧富差距對消費差異的影響，是（1）和（2）的綜合效應和機理關系產物。本研究對上述三個機理關系分析建立誤差修正模型：CD=C+β0×（β1×IDT+β2×LHPT+β3×IDHPT）+β4×IDT-1+β5×LHPT-1+β6×IDHPT-1+εT。

比較三種估計方法，結果顯示機理關系（1）和機理關系（2）使用固定效應動態面板估計的誤差修正模型更加合適，而機理關系（3）使用MG估計[MG估計量是假設所有個體的長期誤差修正系數和短期誤差修正系數都隨個體而改變，即完全的截面異質性。因此使用MG估計量是分別估計N個時間序列（這里的N是截面數），取它們誤差修正系數的平均值。]的方法更加合適。表5展示了各變量對消費差異的作用結果，三個機理關系的長期調整速度都顯著為負，說明三個機理關系都存在誤差修正機制，本研究估計方法有效。機理關系（1）顯示，收入衡量的貧富差距對消費差異的誤差修正模型為CD=0.795+0.779×0.468×IDT-0.059×IDT-1，收入衡量的貧富差距對消費差異有顯著正向影響;收入衡量的貧富差距越大，消費差異越大，符合西方消費函數理論，證實了假設命題2。

機理關系（2）顯示，在控制收入的條件下，房價對消費差異的誤差修正模型為CD=2.216+0.486×0.19×LHPT+0.425×LHPT-1，房價對消費差異有顯著正向影響;房價越高，消費差異越大，證實了假設命題3。23AA1D49-635F-42E1-BCAB-17FF3645FC3F

機理關系（3）顯示在房價作用下產生貧富差距對消費差異影響的誤差修正模型：CD=8.9-1.133×（1.195×IDT-0.911×LHPT-0.183×IDHP）-0.923×IDT-1-0.392×LHPT-1+0.102×IDHP。從影響顯著性看，①房價對消費差異有顯著影響，加大了收入衡量的消費差異性，但收入衡量的貧富差距本身對消費差異的影響不顯著了;②貧富差距與房價的交互項對消費差異有較為顯著的正向影響;①和②的綜合驗證說明，③房價的消費差異作用明顯大于并覆蓋了收入本身衡量的消費差異，且房價越高，房價作用下的貧富差距對消費差異的正向影響越大。同理，房價作用下的貧富差距越大，房價對消費差異的正向影響也越大。從影響系數看，機理關系（1）顯示，不考慮房價時，收入衡量的貧富差距對消費差異的長期修正系數為0.779;而機理關系（3）納入房價后的整體長期修正系數為1.133，證實了④房價產生的貧富差距比收入本身衡量的貧富差距對消費差異的影響更大。圖3、圖4、表4、表5綜合說明，作為單個因素，房價對消費差異的影響比工資收入本身更大，不僅證實了假設命題4，也在變量之間的內在聯系和作用方式分析基礎上證實了本研究的一個核心理論：正是房價擴大了原有收入所決定的貧富差距，并因此形成了一個收入決定以外的貧富差距影響消費差異的深層次機制，從而導致了社會階層之間更大的消費差異。

六、結論

本研究檢驗了房價、貧富差距、社會階層消費差異三者之間的機理關系，證明了中國房價作用下被掩蓋的真實的貧富差距和消費差異，也證實了房價作用下的貧富差距對社會階層消費差異產生巨大作用。

首先，盡管國內外基于工資收入的基尼系數衡量表明中國貧富差距不斷加大，但這并未真實反映中國的貧富差距程度及其變化。因為除工資收入外，房價是一個被掩蓋的重要貧富差距作用機制。本研究對25個超大、特大、大城市1998—2016年數據的實證檢驗表明，由于住房消費的“必要、必然”性質，房價對工資收入進行了強制性的再分配，使中國貧富差距被進一步拉大。本研究證實，房價越高，中低收入階層實際可支配收入比例就越低，高收入階層實際可支配收入比例就越高，實際貧富差距就越大。這一實證結果說明，在房價作用下，住房消費已不再是簡單的商品消費，商品房也不再是簡單的商品，而是一個加大社會成員貧富差距的經濟社會機制。而更為重要的是，這個作用機制已經成為擴大貧富差距的單個最大作用因素。本研究的固定效應動態面板估計的誤差修正模型測試表明，這個作用之大，以至于僅訴諸西方國家通常采用的提高最低工資、降低稅收等經濟政策遠遠不能縮小中國的貧富差距。

其次，收入衡量的貧富差距與消費差異存在因果關系，但也揭示出這個關系未真實反映中國不同社會階層消費差異的程度及其變化，因為房價與消費差異之間存在因果關系。收入差別、房價分別可以對消費差異產生影響，而且表明房價已經成為中國消費差異的單個最大作用因素。測試表明，這個作用之大，以至于僅訴諸穩定價格、擴大投資、保證就業等經濟政策遠遠不能縮小中國社會階層的消費差異。

第三，本研究實證表明，房價通過作用于貧富差距來影響居民消費差異;房價越高，貧富差距對消費差異的正向影響越大。具體看來，與收入衡量的貧富差距對消費差異的影響相比，房價作用下的貧富差距對消費差異的影響更大，以至于這個影響越大，收入對消費差異影響的程度反而會下降（在房價與收入衡量的貧富差距的交互作用下，貧富差距對消費差異的長期影響系數顯著增大）。本研究對房價、貧富差距、消費差異的機理關系分析揭示了中國貧富差距、消費差異被拉大的根源所在，說明房價與收入分別對貧富差距及其因此產生的社會階層消費差異形成“雙軌”作用。可以說，作為單個因素，房價對貧富差距、消費差異的影響比工資收入本身更大。

根據森的社會福利理論[詳見阿馬蒂亞·森：《集體選擇與社會福利》，胡的的、胡毓達譯，上海：上海科學技術出版社，2004年，第43—48頁。]和經濟公平性理論[詳見阿馬蒂亞·森：《論經濟不平等·不平等之再考察》，王利文、于占杰譯，第301—326頁。]， GDP增長、家庭收入持續上升以后，住房消費比例相對日常消費比例應該下降，居民消費能力應該加強，貧富差距也應該因此而縮小。但是具有中國特色的“房價”卻產生了恰恰相反的具有結構功能性的經濟社會效應。本研究發現房價在實現資本盈利、市場配置時，利用消費者解決最基本生存問題的必然性、必要性，形成了中國加大貧富差距、消費差異的一個帶有壟斷性的經濟社會結構。而不改變這個經濟社會結構，不消除“房價”這個造成中國貧富差距、社會階層消費差異的單個最大作用機制，不解決集中體現“最廣大人民群眾利益”的住房消費，中國要縮小貧富差距、使“全體人民共同富?！钡慕洕鐣鹇阅繕司碗y以實現，中國“居民收入和實際消費水平差距逐步縮小”的經濟社會戰略目標也難以實現。

（責任編輯：冉利軍）

〔作者簡介〕薛菲，武漢大學社會學院博士后流動站研究人員;

龍斧，武漢大學戰略決策研究中心、社會學院教授，博士生導師，昆山杜克大學經濟管理學教授，湖北武漢 430072。

〔基金項目〕國家自然科學基金項目“中國內需市場結構合理性與擴大內需政策效應性的機理研究——決策優化模式探求”（71071118）

①習近平：《在全國脫貧攻堅總結表彰大會上的講話》，2021年2月25日，news.cyol.com/gb/articles/2021-02/25/content_qxajEfpdL.html，2022年1月7日。

②習近平：《扎實推動共同富?！罚?021年10月25日，www.qstheory.cn/dukan/qs/2021-10/15/c_1127959365.htm，2022年1月7日。23AA1D49-635F-42E1-BCAB-17FF3645FC3F