中國社會經濟福利的衡量與評估
——跨越國內生產總值之限

李 雯張珩琰李思沛

一、引言

國內生產總值可以直觀反映一國或地區的綜合實力和發展狀況，長期被認為是衡量社會經濟福利的最優指標(曼昆，2015[1])。相對應地，人均國內生產總值則能顯示該國或地區居民的財富水平和寬裕程度。然而，盡管以國內生產總值為代表的指標(1)除國內生產總值外，類似的指標還包括國民生產總值、國民總收入等。可以衡量出“整個社會的經濟活動”，卻容易忽略閑暇時間、公共服務、環境質量、財富不平等性等重要因素，只是把物品的數量“視若神明”，不能準確反映居民“生活的質量”(薩繆爾森，1979[2])。若居民疲于工作，毫無閑暇，即便市場產出不斷增加，所引起的福利損失也足以抵消居民獲得的效用(曼昆，2015[1])。同時，若經濟發展長期籠罩在市場失靈的“陰霾”下，以惡劣的環境質量和懸殊的財富差距為代價，國家經濟的增長和居民財富的積累則難以為繼。可見，國內生產總值并非衡量社會經濟福利的完美指標(曼昆，2015[1])。

1978至2021年，中國的國內生產總值年均增長9.25%；僅2021年，人均國內生產總值達8.1萬元人民幣，人民的生活水平顯著改善(2)數據來源為國家統計局(http://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01)，部分數據經過計算得出，實際值則以1978年為基期剔除了價格因素的影響。。而在國家財政的支持下，基礎設施、社會保障、醫療服務等也得到長足發展，持續為國計民生保駕護航，直接提升了中國社會經濟福利水平。但是在經濟迅速發展的過程中，自然環境惡化、財富不平等等問題日益顯現，給中國居民的福利水平造成嚴重負面影響。可見，從中國的實際情況出發，經濟高速增長、居民收入增加也并不完全等同社會經濟福利水平的實際上漲。

隨著第一個百年奮斗目標的實現，中國歷史性地解決了絕對貧困問題，全面建成小康社會。國民經濟發展日新月異，不僅“對物質文化生活提出更高要求”，而且對“民主、法治、公平、正義、安全、環境等方面”做出嶄新詮釋(3)中國政府網.習近平：決勝全面建成小康社會 奪取新時代中國特色社會主義偉大勝利——在中國共產黨第十九次全國代表大會上的報告[EB/OL].[2022-3-15].http://www.gov.cn/zhuanti/2017-10/27/content_5234876.htm。。如何構建契合中國國情的社會經濟福利衡量指標，更加全面地考察社會經濟福利的變化，已經成為亟需研究的問題。有鑒于此，本文嘗試在以下方面取得進展：第一，在消費等值模型(Jones和Klenow，2016[3])的基礎上，構建一個同時涵蓋直接經濟因素和非直接經濟因素的消費等值福利指標體系，從而彌補國內生產總值等指標的不足，為評估社會經濟福利提供更加貼切的理論參考。第二，計算1994至2019年中國的消費等值福利序列，將該序列和國內生產總值序列進行對比檢驗，在評估兩者與中國社會經濟發展事實的契合程度后，討論中國社會經濟福利的變化趨勢及不同時期的主要影響因素，試圖為中國未來的發展提供一定實踐啟示。第三，計算中國各個省份的消費等值福利水平，分析區域分布差異及原因，為區域均衡發展戰略的實施提供一定參考。第四，將消費等值福利水平與國內生產總值進行相關性分析，進一步闡述消費等值福利指標針對國內生產總值指標缺陷的改進之處，說明構建以消費等值為基礎的社會經濟福利衡量指標的意義所在。

二、文獻述評

(一)社會經濟福利的衡量指標

20世紀70年代，Sen對以收入或資產為福利衡量指標的恰當性提出質疑，把福利定義為個人在生活中實現的各種有價值的功能和實際能力組合，拓寬了傳統福利經濟學理論的維度(Sen，1973[4])。概念層面的革新逐漸將以往不受重視的影響因素(包括環境質量、財富不平等性等)引入福利的組成，吸引大量國外學者研究和構造福利衡量指標(Nordhaus，1972[5]；Daly和Cobb，1989[6])，后續研究成果包括經濟福利測度指數(MEW)、可持續經濟福利指數(ISEW)、經濟凈福利(NEW)、真實進步指數(GPI)等。這些指標或是對國民賬戶項目進行調整，或是對私人消費支出進行拓展，超越了收入和產出的范疇，一定程度上修正了傳統福利指標在消費、閑暇、分配等方面的缺陷(楊愛婷和宋德勇，2012[7]；Kalimeris等，2020[8])。

隨著相關研究的深入以及福利意識的傳播，部分國際組織和國家也認識到通過國內生產總值衡量社會經濟福利的不足，開始設計并采納將整體福利水平作為核心的衡量指標，以評估社會經濟福利的現實情況。

1990年，聯合國開發計劃署(UNDP)發布人類發展指數(HDI)，側重考察居民的健康狀況和教育水平，具備較高實用性，得到廣泛認可(吳姚東，2000[9])。在其衍生指標中，有的設定了同時容納健康改善、人力資本和技術變革的理論框架(Schuller，2014[10])，有的則直接將預期壽命內生化，探討預期壽命對福利水平的影響(Brembilla，2018[11]；Ghislandi等，2019[12])。

2011年，經濟合作與發展組織(OECD)提出一個更加綜合的衡量指標——更美好生活指數(BLI)，其涵蓋物質條件、生活質量、環境等維度，對國家向居民提供“幸福”的表現進行評價。類似指標還有綜合全球福祉指數(CGWBI)(Chaaban等，2016[13])，其賦予生活空間、環境質量、社區和社會生活等維度同等權重，采取算術平均的方法將指標進行深度聚合。

2015年，聯合國(UN)正式公布了可持續發展目標(SDGs)，涵蓋消除貧困、消除饑餓、良好健康與福祉等十七項內容，為社會經濟福利的測度提供全新參考。部分學者評價了國內生產凈值、MEW、GPI等指標與可持續發展目標的一致程度(Cook和Davísdóttir，2021[14])，更有學者以SGDs為基礎嘗試構建新的指標對福利進行評估(Barbier和Burgess，2019[15]；Coscieme等，2020[16])。

中國社會經濟福利也逐漸進入國內學者的研究范疇。金玉國(1995)[17]結合MEW和NEW構建了國民經濟福利凈值(NNEW)，其以國民賬戶為基礎，將經濟活動總產出減去社會成本的余值設為標準從而核算中國國民經濟福利。張文彬和郭琪(2019)[18]、袁藝等(2021)[19]則基于ISEW對中國省域可持續經濟福利水平進行測算。不少學者的研究參考了Sen的可行能力理論：方福前和呂文慧(2009)[20]、宋艷等(2017)[21]從住房、休閑、社會保障等維度構建功能性指標，研究中國城鎮和農村居民福利水平的影響因素；張文彬和王赟(2021)[22]將可行能力理念與“五位一體”戰略思想結合，從經濟、政治、文化、社會、生態文明五個維度構建指標，其認為中國福利水平并未隨著經濟社會的發展同步提升；楊愛婷和宋德勇(2012)[7]、梁辰和陳謙明(2014)[23]也同樣得出中國社會經濟福利水平增長落后于人均GDP增長的結論。更有學者結合中國具體國情，基于新發展理念，從創新、協調、綠色、開放、共享五個維度構建綜合評價指標體系，在衡量社會經濟福利水平方面與國內生產總值形成互補(陳景華等，2020[24]；劉亞雪等，2020[25]；鄧創和曹子雯，2022[26])。

綜合看來，對于將國內生產總值作為社會經濟福利的單一衡量指標，理論界和實踐界均存在一定爭議，并從不同的角度進行修正，試圖找到更加合適的指標進行替代。

(二)基于消費等值概念的福利衡量模型

雖然國內生產總值在衡量福利水平時存在局限性，但若單從經濟層面對一國或地區的發展進行考察，國內生產總值卻具有勝過其他指標的客觀性。尤其是研究失業、通貨膨脹和經濟增長等問題時，國民收入的概念不可缺少(薩繆爾森，1979[2])。因此，將直接經濟因素和非直接經濟因素進一步融合，構建一個更加全面的指標以衡量社會經濟福利，顯得尤為重要。

Lucas(1987)[27]開創了以“消費等值”(consumption-equivalent)的概念測算社會經濟福利的方法，而Jones和Klenow(2016)[3]則對該方法進行擴展，提出了全新的消費等值模型。其基本邏輯在于：一國(或地區)的代表性居民必須得到相當于其當前消費多少比例的補償，才能使其在該國(或地區)和別國(或地區)的生活效用無差異？該模型結合消費、閑暇、不平等性和死亡率等因素，并以預期效用框架為基礎進行計算，由此得出的福利衡量指標，不僅與國內生產總值的相關程度較高，而且考慮了消費和閑暇的占比情況、財富不平等性的演變和預期壽命的差異對不同國家或地區社會經濟福利水平的影響，對直接經濟因素和非直接經濟因素均具有較強的包容性。故該模型受到廣泛認同(Mendez-Guerra，2014[28])，并由不同學者進行拓展(Altmann，2013[29]；Bannister和Mourmouras，2017[30]；Balleer和Endrikat，2018[31]；趙鑫鋮和梁雙陸，2020[32])。

然而，Jones和Klenow(2016)[3]的消費等值模型存在兩個明顯的不足之處。第一，該模型中的“消費因素”是人均私人消費和人均政府消費的總和。政府的公共支出的確可以促進經濟增長、提升社會福利(Barro，1990[33]；金戈和史晉川，2010[34])，不過，其對社會經濟福利的影響主要通過公共服務間接形成，與私人消費的直接影響機制不盡相同，而且政府消費也不能完全轉化為公共服務，這點在中國尤其如此。第二，該模型缺少對環境因素的考量。環境的變化會影響居民健康水平，改變居民生活質量，進而對社會經濟福利水平產生影響(宋馬林和金培振，2016[35])。

如前所述，政府消費和私人消費在功能和性質上存在較大差異。不同于私人直接消費產品的方式，政府消費主要形成公共服務，通過拓展基礎設施建設、提升公共服務水平來改善居民生活質量，以間接方式影響社會經濟福利。不過，由于文化傳統、經濟體制等差異，與西方發達國家相比，中國政府消費的涵蓋范圍、支出規模等存在較大區別，照搬Jones和Klenow(2016)[3]對該因素的考察顯然有失偏頗。因此，應當將政府消費和私人消費加以區分，從公共服務水平的角度刻畫政府消費對社會經濟福利的影響。

故在Jones和Klenow(2016)[3]等研究的基礎上，本文將構建一個公共服務綜合指數，以消費補償的方法將其引入消費等值模型，并拓展考察“環境質量”的影響，最終形成包括預期壽命、消費、閑暇、公共服務、環境質量和財富不平等性等因素的消費等值福利指標，對中國的社會經濟福利水平進行更加全面的衡量與評估。

三、理論模型

基于Jones和Klenow(2016)[3]的研究，本文將“消費”因素包含的私人消費和政府消費加以區分，把“公共服務”作為一個獨立的因素引入模型，替代“政府消費”的部分。同時，本文借鑒Balleer和Endrikat(2018)[31]的方法，引入“環境質量”因素，以對原消費等值模型進行擴展。基本設定如下文所示。

假設在一國或地區存在某一居民，對其他居民具有充分代表性。在其生命周期內，該代表性居民具備一系列穩定的偏好，將根據自身的偏好情況對“消費或儲蓄”“閑暇或工作”進行選擇。影響個體選擇偏好的因素多種多樣，其中之一即是所接受的文化背景。文化背景影響個體對消費和閑暇的選擇，最終影響該代表性居民所能享受的終身福利水平。反過來，該代表性居民于消費和閑暇等方面的橫截面選擇分布，在一定程度上也足以反映其所在社會的文化背景。

其次，由于該代表性居民是生活在該國或地區中的非獨立個體，社會的公共服務、環境質量均會對其享受的終身福利水平產生影響。另外，其預期壽命不僅是健康狀況的關鍵判斷標準，更是直接掛鉤個體死亡率，與終身福利享受期限正向關聯。

若代表性居民生活在年度i(4)若衡量和比較不同地區在同一時期的社會經濟福利水平，i則表示不同地區。，那么：用Ci表示其年度消費情況；用Li表示其年度閑暇情況；用Ii表示其所在社會于當年的公共服務情況；用Pi表示其所在社會于當年的環境質量情況。因此，該代表性居民的預期終身福利水平可以表示為：

(1)

其中，Si(a)是生活在年度i的代表性居民存活到年齡a的可能性，一般情況下，存活到100歲及以上的個體較少，故此處確定的年齡上限為100；ρ是折現率；期望E平滑了代表性居民在選擇消費和閑暇時的不確定性。

(一)消費水平

假設在任意時點，一國或地區擁有足量居民。居民消費C滿足對數正態分布，其算術期望為c，logC的方差為σ2，則：

E(logC)=logc-σ2/2

(2)

對于單個居民來說，其在年齡a時的消費Ca與年齡a相關，Ca可以看作是由C和a構成的函數，即：

Ca=f(C,a)=C×h(a)

(3)

假設隨著時間的變化，Ca的增長率恒為g，那么：

Ca=C×ega

(4)

logCa=logC+ga

(5)

(二)閑暇水平

對閑暇或工作的研究一貫以“時間”進行衡量。假設代表性居民從非工作狀態的時間(包括在家庭產品中消耗的時間)中獲得的效用為v(L)。假定v(L)采用常數形式的弗里西斯彈性(Chetty，2012[36]；Hall，2009[37])，可定義v(L)的形式為：

(6)

(三)公共服務水平

本文采用消費補償的方法引入公共服務指標(Altmann，2013[29])。若一國或地區的產出情況主要受到消費、閑暇、公共服務、環境質量等因素的影響，據此構造國內生產總值的計量模型為：

logGDPi=δ+αlogCi+βlogLi+ωlogIi

+γlogPi+μi

(7)

由上式可得：

(8)

定義：

(9)

ki是指當公共服務水平發生單位量的變動時消費水平的變動情況，表示生活在年度i的居民需要從公共服務水平變動中獲得的消費補償比例。因此，對于生活在基準年度和年度i的代表性居民，可定義下式：

C0_i=C0+k0(I0-Ii)

(10)

其中，C0指代表性居民于基準年度的消費情況；k0指生活在基準年度的代表性居民需要從年度i與基準年度之間的公共服務水平差異中獲得的消費補償比例；C0_i指通過消費補償校準年度i與基準年度之間的公共服務水平差異后，代表性居民于基準年度的消費情況。

(四)環境質量

本文參考Balleer和Endrikat(2018)[31]的研究，以“空氣中顆粒物濃度”的形式，為“環境質量”構造直接的負效用函數，即在式(1)中，以-?logPi表示環境污染帶來的負效用，并根據居民對清潔空氣的支付意愿來校準參數?。

(五)模型推導

結合各個變量的定義，為簡化討論，將代表性居民在年度i生活的福利水平定義為：

(11)

后續推導將展示出不同年度公共服務水平的差異。根據C的性質可知，代表性居民在年度i生活時的預期終身福利水平為：

(12)

假設對閑暇的選擇偏好不隨年齡而改變，ρ=1，g=0，可得：

(13)

(14)

引入乘子λ對代表性居民在基準年度和年度i的消費情況進行換算，使其生活在基準年度和年度i時的預期終身福利水平相同，即：

U0(λi)=Ui(1)

(15)

同時考慮年度i與基準年度公共服務水平的差異，可將U0(λi)表示為：

(16)

即：

(17)

基于式(15)分解代表性居民生活在年度i及基準年度的預期終身福利水平差異可得：

(18)

四、研究設計與數據來源

(一)研究設計

1.變量選擇。

本文的變量主要包括式(18)中影響消費等值福利指標的各個變量。

(1)預期壽命。本文所采用的預期壽命，是指居民出生時的期望壽命。

(2)消費。本文所采用的消費僅包括居民的私人消費。在全國層面的計算中，已將相關數據調整為以1994年為價格基期的實際人均消費額。

(3)閑暇。本文采用Jones和Klenow(2016)[3]的方法計算閑暇，即居民處于非工作狀態的時間等于總時間稟賦減去工作狀態的時間。具體表達式如下：

(19)

(4)公共服務。本文強調公共服務的外溢性對社會經濟福利的影響，通過構建公共服務綜合指數對公共服務水平進行衡量。指標內容的選取主要參考《“十三五”推進基本公共服務均等化規劃》及相關文獻的研究(安體富和任強，2008[38]；劉長生等，2008[39]；豆建民和劉欣，2011[40]；樊娜娜，2017[41])，涵蓋公共教育和文化、醫療衛生、社會保障、社會服務、公共安全及交通運輸等六個方面，如表1所示。

首先，采用離差標準化方法對三級指標進行標準化處理。其次，對標準化后的三級指標進行組內平均，得到二級指標。最后，對二級指標進行平均，得到公共服務綜合指數，并按照本文第二部分所示方法引入模型。

表1公共服務綜合指數的構建

(5)環境質量。本文參考Balleer和Endrikat(2018)[31]的研究，以“空氣中顆粒物濃度”的形式，為“環境質量”因素構造直接的負效用函數，并選取全國年均PM10濃度作為代表性變量。

(6)財富不平等性。消費的不平等，可以準確反映居民物質生活水平的不平衡。本文以消費不平等作為地方層面財富不平等的代表性變量。然而，從全國層面看，消費不平等的一致性來源并不存在。因此，在全國層面的計算中，本文以收入不平等作為財富不平等的代表性變量。根據Aitchison和Brown(1957)[42]的研究，財富不平等性可由下式計算得出：

(20)

其中，Φ表示標準正態分布，G表示基尼系數。

2.參數校準。

本文需要校準的參數主要有：代表性居民的閑暇效用函數v(L)中，處于非工作狀態時間的權重θ、弗里西斯彈性；環境質量負效用函數中，用以衡量環境污染負效用的參數?；代表性居民在年度i生活的年度福利水平u(Cai,Lai,Ii,Pi)中，截距項

參考Jones和Klenow(2016)[3]的研究，令θ=14.20，=1且(6)本文的參數選擇主要參考Jones和Klenow(2016)[3]的研究，其測量了包括中國在內的13個國家的福利水平，校準的模型參數對中國問題具有同等適用性。同時，趙鑫鋮和梁雙陸(2020)[32]校準了專門研究中國問題的模型參數，本文也基于相關參數設定進行了穩健性檢驗，證明模型最終結果對以上參數的設定不敏感。。

Levinson(2012)[43]的研究顯示，代表性居民愿意為一單位的空氣質量改善放棄大約37美元，在幸福感保持不變的情況下，取自然對數后的PM10濃度值與取自然對數后的收入存在0.67的邊際轉換率。本文用該邊際轉換率近似替代?，令參數?=0.67(Balleer和Endrikat，2018[31])。鑒于數據的可得性，PM10濃度由PM2.5濃度換算得到(7)世界衛生組織發布的《世界衛生組織關于顆粒物、臭氧、二氧化氮和二氧化硫的空氣質量準則(2005年)》表明，PM2.5濃度約為PM10濃度的一半。因此，本文將全國年均PM2.5濃度數據乘以2，得到全國年均PM10濃度數據。。

(二)數據來源

鑒于數據的權威性和準確性，預期壽命、15歲以上人口勞動參與率、全國年均PM2.5濃度等數據主要來源于世界銀行WDI數據庫(8)2018至2019年全國年均PM2.5濃度數據由全球空氣狀況報告(The State of Global Air)補足。；全國平均每年工作小時數來源于PWT數據庫；基尼系數來源于SWIID數據庫，以家庭可支配收入為基準進行估算；各個省份年均PM2.5濃度數據來源于華盛頓大學大氣成分分析研究組對全球地表PM2.5濃度的測算；各個省份平均每年工作小時數、基尼系數采用2019年中國家庭金融調查數據(CHFS2019)計算求得；毛入學率數據來源于《中國教育年鑒》；甲乙類法定傳染病病死率、5歲以下兒童死亡率、圍產兒死亡率、孕產婦死亡率等數據來源于《中國衛生健康統計年鑒》；行政一審案件結案率、刑事案件破獲率、治安案件查處率、每萬人行政復議案件數、每萬人行政應訴案件數、火災事故傷亡人數等數據來源于《中國法律年鑒》；每萬人勞動爭議受理數來源于《中國勞動統計年鑒》；社會服務機構床位數來源于《中國民政統計年鑒》和《中國社會統計年鑒》；其余數據均來源于國家統計局。部分指標經過原始數據計算得出，缺失數據采用線性插值法補足。

五、模型結果與經驗分析

本文通過式(18)計算1994至2019年中國的消費等值福利序列以及2019年各個省份的消費等值福利水平，從時間序列和橫截面結果兩個維度出發，探討消費等值福利水平隨時間的變化趨勢及區域分布差異，并對全國層面和地方層面的消費等值福利水平與國內生產總值進行相關性分析和對比。

(一)1994至2019年中國的消費等值福利序列

1.結構突變檢驗。

1994至2019年，中國的社會結構和經濟結構均發生劇烈變化。無論是計算得出的消費等值福利序列，還是人均GDP序列，都可能存在結構突變。本文運用忽略噪聲項平穩假設的結構突變檢驗模型(Kejriwal和Perron，2010[44])檢驗兩個序列的結構突變情況，以便更加準確地評估消費等值福利序列、人均GDP序列與中國社會經濟發展事實的契合程度，結果如表2所示。

根據表2可知，消費等值福利序列和人均GDP序列均存在一個結構突變點，前者的結構突變發生在2010年，后者的結構突變發生在2003年，在一定程度上均符合中國社會經濟的發展變化。

表2忽略噪聲項平穩假設的結構突變檢驗

2001年，中國正式加入世界貿易組織(WTO)，經濟發展突飛猛進。隨著經濟開放程度的提升，進出口貿易大規模擴張，國內生產總值也快速增長。在此背景下，人均GDP序列于2003年發生結構突變。此時，中國偏重于追求經濟的高速發展，較少關注環境質量、社會保障、收入分配等，社會經濟發展的“質量”落后于“數量”，消費等值福利序列并未隨之發生突變。

2007年，美國爆發“次貸危機”，最終蔓延成全球金融危機。盡管受其負面影響，中國國內生產總值的增長率一度下跌，但在積極財政政策和適度寬松貨幣政策的作用下，國民經濟于2009年2月探底之后逐漸復蘇。雖然全球市場依然處于經濟下行的威脅中，但是中國政府推出諸如“增加節能減排設備、保障性住房、公路等基礎性建設的投資，提高醫療和教育保障，完善社會保障體系的建設，加大轉移支付、稅收減免的力度”等政策，提高了居民的消費能力，持續拉升福利水平。在此背景下，消費等值福利序列于2010年發生結構突變。

2.消費等值福利的增長和分解。

進一步將消費等值福利序列進行一階差分，縱向分解其變化過程及構成，分析不同時期內社會經濟福利的影響因素，結果如表3所示。

表3中國消費等值福利水平的增速及分解

消費等值福利序列的年增加量均為正值，中國的社會經濟福利、居民的生活質量處于不斷提升的狀態。在各項因素的綜合影響下，2019年中國的消費等值福利水平擴大為1994年的26.57倍，居民的生活質量顯著改善。

預期壽命的增加和消費總量的上漲，對消費等值福利水平的提升始終起著正向影響。1994至2019年，中國居民的預期壽命增至76.9歲，增加超過7歲。同時，經濟發展也帶動實際人均消費額的增長。2019年中國的實際人均消費額達到1994年的773.54%，為保障和增進消費等值福利起到主導性積極作用。

2000年之前，中國居民的閑暇水平一度下降，造成一定福利損失。進入21世紀后，居民處于非工作狀態的時間僅在2004年、2005年、2010年和2011年出現短暫、微小的減少，其余年度中，閑暇因素對福利水平的增長起著積極拉動作用，只是效果并不顯著。

公共服務水平呈現波動性上漲的趨勢，消費等值福利隨之協調發展。受1997年亞洲金融危機連鎖反應的影響，中國的公共服務水平出現短暫下降。然而，在政府廣泛投入教育、醫療等領域后，公共服務水平重新獲得較大提升。同樣地，2008年金融危機時期，為穩定國內經濟運行態勢，中國政府迅速實施4萬億元人民幣的投資刺激計劃，涵蓋增加基礎性建設投資、提高醫療和教育保障、完善社會保障體系等措施，直接拉動公共服務水平整體上升。2008年，公共服務水平的增長幅度為8.32%，之后也一直保持較快的增長速度。隨著經濟轉向高質量發展，中國日益重視公共服務領域的投資。2012年，公共服務水平的增長幅度為9.66%，達到峰值。此后，公共服務水平僅在2013年和2018年出現短暫、微弱的下降，其余時間均保持較高的增長速度。

在較長一段時期內，中國以高能耗、高污染為代價，換取經濟規模的擴大。然而，環境質量的惡化，明顯抑制福利水平的整體提升。從2012年開始，環境污染狀況有所緩解，環境質量因素僅在2013年和2017年出現負值。國家治理污染的措施逐步實施，居民保護環境的意識不斷提升，對福利水平的整體狀況產生積極作用。尤其是禁止“洋垃圾”入境、垃圾分類回收處理等措施的實施，進一步反映出中國正在可持續發展的生態文明道路上穩步前進的事實。

2009年之前，中國居民的收入差距呈現波動式上升的態勢，并于2009年到達峰值，財富不平等問題的加劇對福利水平的消極影響逐漸凸顯。之后，在實施一系列投資刺激政策的同時，中國政府還通過轉移支付、稅收減免等手段，間接提高居民的消費能力，拉動內需增加。在此背景下，財富不平等性得到緩解，財富的均衡分配開始對消費等值福利水平產生積極作用。

3.消費等值福利和人均GDP的增速及差異比較。

圖1直觀地展示了1994至2019年中國的消費等值福利水平和人均GDP的增長速度情況。與人均GDP相比，消費等值福利水平的增長速度經歷了由高到低、再度拔高的變化。

以1994年為基期，2001年之前，中國消費等值福利水平的發展超過人均GDP。這主要是預期壽命、消費和公共服務水平等因素快速攀升帶來的。在這段時期內，閑暇水平有所回落，環境質量并無改善，財富不平等問題也日益加劇，但是居民的預期壽命快速增加，消費水平也普遍提升。不僅如此，公共服務水平的改善也成為促進消費等值福利不斷增長的重要原因。然而，其卻未被容納到人均GDP的衡量框架下。

中國加入WTO后，居民生活水平得到大幅度提升。然而，收入分配扭曲，財富不平等加劇，造成消費等值福利水平的發展遠遠不如人均GDP，2001至2004年，前者的增長速度明顯慢于后者。此外，環境質量不斷惡化，居民儲蓄率的提升導致消費水平的增速進一步降低，也是造成消費等值福利增速下降的原因之一。

2003年非典危機暴露出中國公共服務體系的脆弱性。隨著政府轉型步伐的加快，中國在公共服務領域的投入逐漸增大，公共服務水平明顯上升，對消費等值福利水平的增長速度起到一定拉動作用。2005年，消費等值福利水平的增長速度與人均GDP的增長速度基本一致。之后，消費等值福利與人均GDP的差距逐漸縮小。

2008年全球金融危機時期，得益于大規模投資刺激計劃、轉移支付等措施的實施，居民消費能力增強，公共服務水平進一步上升，再次加快消費等值福利水平的增長，其增速明顯趕超人均GDP。

2010年前后，中國進入發展的重要戰略機遇期，經濟由高速增長轉向中高速增長，同時告別了過去忽略環境污染、透支人口紅利、輕視社會保障的粗放型發展方式。公共服務水平直線上升，環境質量大幅度改善，財富不平等性有所緩解，使得消費等值福利的增長速度進一步加快，其與人均GDP的差距迅速擴大。

圖1 消費等值福利水平和人均GDP的增速差異

(二)2019年中國各個省份的消費等值福利水平

考慮到預期壽命等六個因素在地方層面差異較大，單獨某一省份數據的代表性不足。因此，本文將各個省份的相關指標進行了平均處理，構造出虛擬的“全國平均地區”作為計算各個省份消費等值福利水平的基準(9)受2019年中國家庭金融調查數據(CHFS2019)的限制，西藏和新疆不在計算范圍內。。該“全國平均地區”的消費等值福利水平被認為是各個省份的平均水平。

如表4所示，若將2019年全國平均地區的消費等值福利水平設定為100，各個省份的消費等值福利水平則可以換算為48.0至337.3，整體標準偏差達58.9。其中，河南的消費等值福利水平僅為全國平均地區的48.0%，相對應地，人均GDP水平卻為全國平均水平的77.5%，明顯優于前一指標的情況。上海的消費等值福利水平為全國平均地區的337.3%，而人均GDP水平卻為全國平均水平的218.6%，明顯劣于前一指標的情況。事實上，若同樣將2019年全國平均地區的人均GDP表示為100，各個省份人均GDP的標準偏差為45.3，可見，地方層面的福利不平等甚至比收入不平等更加嚴重。

表42019年地方層面的消費等值福利水平

運用Moran’I指數對各個省份消費等值福利水平的空間相關性進行分析。結果顯示，Moran’I指數為0.177，P值為0.029，說明各個省份消費等值福利水平的空間分布呈現出顯著的空間正相關性，具體表現為高水平地區與高水平地區相鄰、低水平地區與低水平地區相鄰，即在空間分布上呈現“高-高”“低-低”的集聚特征。

從具體的區域分布來看，東、西、中三個地區的消費等值福利水平均值分別為147.5、94.3和75.9，東部地區最高，中部地區最低。而在東、西、中三個地區中，消費等值福利水平高于全國平均水平的省份數量分別為8個、3個、1個，地方層面消費等值福利水平呈現的U型分布特征，在一定程度上驗證了消費等值福利水平和經濟發展存在一定相關關系。

就不同因素對各個省份消費等值福利水平的影響而言，“消費”的影響最大，其可以被認為是影響地方層面消費等值福利水平最主要的因素。事實上，地方經濟發展水平將直接反映于居民的消費水平，而消費水平的提升改善居民的物質生活，反過來又會積極地影響地方層面的社會經濟福利水平。

如表4所示，閑暇水平和環境質量同樣對地方層面消費等值福利水平產生了較為明顯的影響。一方面，閑暇水平最低的五個省份分別為吉林、陜西、山西、安徽和甘肅，其經濟發展水平相對落后，居民面臨著較長的工作時間，對福利水平產生顯著的負向影響，故這些省份的消費等值福利水平均位于全國平均水平之下。另一方面，海南、福建、廣東等沿海省份的環境質量明顯高于全國平均水平，青海、云南、貴州等省份本以風景優美著稱，環境質量也處于平均水平以上，均對消費等值福利水平的提升起到積極作用。而北京、天津、河北、山西、河南等省份，地理位置不佳，污染物防治措施不到位，導致環境質量較差、空氣污染嚴重，對消費等值福利水平產生明顯負面影響。

財富不平等性、公共服務水平以及預期壽命也對消費等值福利水平產生一定作用。財富最不平等省份的基尼系數為財富最平等省份基尼系數的1.55倍，絕對數值相差近0.209，可見，財富不平等將對消費等值福利水平產生明顯負向影響。同時，北京為公共服務水平最高的省份，其居民平均預期壽命達82.3歲，而云南為公共服務水平最低的省份，其居民平均預期壽命為73.6歲，僅略高于青海。這在一定程度上反映出公共服務水平與預期壽命的關聯關系——公共服務水平的提高意味著醫療衛生技術水平的提高，有助于居民預期壽命的增加。兩者均對地方層面消費等值福利水平產生一定的正向影響，只是從數值上看，該影響并不明顯。

(三)消費等值福利水平和人均GDP的相關性分析

國內生產總值只是從市場維度對經濟活動的結果進行描述，忽略了閑暇、公共服務、環境質量、財富不平等性等因素。無論是從結構突變的角度分析，還是從增長速度的角度闡述，國內生產總值都與本文構造的消費等值福利指標具有一定差異。那么，中國的消費等值福利水平和人均GDP的相關性到底如何？

圖2和圖3描繪了消費等值福利水平與人均GDP的相關情況。如圖2所示，就全國層面而言，消費等值福利水平和人均GDP之間呈現出高度的相關性，前者圍繞著人均GDP上下波動，兩者的相關系數為0.936。2001年之前，消費等值福利水平勝過人均GDP水平。2001至2007年，消費等值福利水平不及人均GDP的發展。2008年之后，消費等值福利水平再度攀升，超越人均GDP，并迅速拉大與人均GDP之間的差距。

如圖3所示，就地方層面而言，消費等值福利水平與人均GDP之間呈現出統計學意義上的中度相關，兩者的相關系數為0.766。從整體上看，在六個因素的共同作用下，地方層面的消費等值福利水平圍繞人均GDP上下分布，并且消費等值福利水平和人均GDP之間的差異基本不受人均GDP高低的干擾。同時，在東、西、中三個地區，消費等值福利水平相對高于人均GDP的省份數量占比分別為54.5%、80%和50%，由此可見，若以人均GDP為標準，東部地區和西部地區的社會經濟福利水平均會受到低估，西部地區社會經濟福利水平被低估的程度更為嚴重。

就消費等值福利水平與人均GDP的差異而言，全國層面上，兩個指標的平均絕對偏差為41.9%，平均絕對對數偏差為28.1%，均處于較高的水平，并且隨著時間的推移，兩者的偏差有不斷增大的趨勢。尤其是2010至2019年，兩個指標的平均絕對偏差高達100.4%。地方層面上，兩個指標平均絕對偏差為29.8%，平均絕對對數偏差為27.0%，同樣處于較高水平。其中，在西部地區，兩個指標的偏差最大，平均絕對偏差和平均絕對對數偏差分別為35.5%和29.3%(10)受篇幅限制，文中無法列出消費等值福利水平和人均GDP的偏差情況圖，感興趣的讀者可聯系作者索取。。

總的來看，中國的消費等值福利水平和人均GDP之間呈現出高度相關性。在一定程度上，國內生產總值足以反映中國的社會進步和經濟增長，但是隨著醫療健康、消費、閑暇、公共服務水平、環境質量和財富不平等性等因素的改善，國內生產總值不再是衡量社會經濟福利的最優指標。此時，將非直接經濟因素進一步融合的消費等值福利指標，可以超越單一的直接經濟因素，更加全面地衡量社會經濟福利水平，從而綜合地反映和評估中國社會經濟的發展情況。

圖2 1994至2019年全國層面消費等值福利水平和人均GDP的相關情況

圖3 2019年地方層面消費等值福利水平和人均GDP的相關情況

六、穩健性檢驗

針對部分參數的設定，本文進行了穩健性檢驗(11)受篇幅限制，文中無法列出穩健性檢驗的全部計算結果，感興趣的讀者可聯系作者索取。。

其次，閑暇效用函數v(L)中的弗里西斯彈性衡量了勞動力供給對工資變化的反應程度，本文將其修正為0.5(Chetty，2012[36])和2.0(Hall，2009[37])。同時，基于趙鑫鋮和梁雙陸(2020)[32]的研究，本文將效用函數中處于非工作狀態時間的權重θ修正為3.145 6。這些變化對消費等值福利水平的計算結果及其與人均GDP之間的關系幾乎沒有影響。

再次，根據Levinson(2012)[43]對居民購買清潔空氣意愿的估計，本文將環境質量負效用函數中的參數?修正為0.6和0.7，消費等值福利水平的計算結果以及其與人均GDP之間的相關關系幾乎沒有受到影響。

最后，本文將基準模型所采用的等價變化修正為補償變化。兩者的主要差異集中于消費等值福利水平分解的第一項，即預期壽命因素的相關計算。以全國層面的計算為例，在基準模型中，等價變化用每個時期自身的流量效用來衡量該時期預期壽命的差異，而補償變化則是用1994年的效用衡量每個時期預期壽命的差異。用補償變化進行修正后，福利水平整體下降，下降的幅度隨時間的推移而逐漸增大。不過從結果看，消費等值福利水平和人均GDP的相關系數增加為0.949，平均絕對偏差和平均絕對對數偏差分別為30.2%和22.5%，消費等值福利水平的變化趨勢與基準模型基本一致。而在地方層面的計算中，采用補償變化所得結果同樣與基準模型基本一致。

七、結論與政策思考

本文基于Jones和Klenow(2016)[3]的消費等值模型，構建了包括預期壽命、消費、閑暇、公共服務、環境質量和財富不平等性等因素在內的消費等值福利指標，計算了1994至2019年中國的消費等值福利水平及2019年各個省份的消費等值福利水平，并將消費等值福利水平與國內生產總值進行對比，以衡量和評估中國社會經濟福利的變化趨勢和區域差異。

研究結果顯示：第一，同時考慮直接經濟因素和非直接經濟因素的影響，中國的社會經濟福利水平的確發生了巨大變化，1994至2019年，消費等值福利指標擴大了26.57倍，直觀地展示出社會經濟的重大進步和居民生活的大幅改善。第二，各個省份的社會經濟福利水平呈現出明顯的區域差異，總體表現為東、西、中遞減的分布特征，以及“高-高”“低-低”的集聚特征，并且地方層面的社會經濟福利水平不平等比收入不平等更加嚴重。第三，消費等值福利序列于2010年發生了結構突變，預期壽命、消費、閑暇、公共服務、環境質量和財富不平等性等因素對全國整體在不同時期及不同省份在同一時期的社會經濟福利水平均產生了差異化影響。

進一步對比消費等值福利指標與(人均)國內生產總值指標，可以發現：第一，盡管兩者的相關性較高，但是，國內生產總值缺乏對非直接經濟因素的考慮，尤其是從全國層面來看，2010年后，兩者的偏差不斷增大。第二，與國內生產總值的持續快速增長不同，中國的消費等值福利水平增長經歷了由高到低、再度拔高的過程，并且2010年后，其增長速度逐漸高于人均GDP的增長速度。

事實上，中國正在慢慢告別忽略環境污染、透支人口紅利、輕視社會保障的粗放型發展方式，經濟的發展不再以高能耗和高污染為代價，整個社會也正向著可持續發展的生態文明道路穩步轉變。若依然基于單一的經濟因素衡量社會經濟福利水平，難免存在較大偏頗。無論從全國層面來看，還是從地方層面來看，消費等值福利水平與人均GDP均存在較大偏差，也間接說明超越單一經濟因素、全面衡量社會經濟福利水平的重要性。在綜合考慮預期壽命、消費、閑暇、公共服務、環境質量和財富不平等等各項因素之后，消費等值福利與中國社會經濟的發展事實更加吻合，可以更加全面地衡量和評估中國社會經濟福利的發展情況。而各項因素本身均對社會經濟福利水平產生了不同影響，形象地反映出中國發展方式的轉變和經濟結構的優化。可見，在未來的社會經濟發展中，應當全方位地關注直接經濟因素與非直接經濟因素對社會經濟福利水平的影響，把握好經濟發展數量與經濟發展質量之間的平衡。當然，為了更好地衡量中國社會經濟發展水平，進一步提高統計數據的全面性和精確度也是必要的。統一全國層面與地方層面統計數據口徑，將為消費等值福利指標的測算提供更多便利。