何春麗 曾令秋

內(nèi)容提要：采用2008～2014年我國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，并對(duì)其作用機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距具有負(fù)效應(yīng)，要素市場(chǎng)扭曲上升1個(gè)單位會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距擴(kuò)大0.0294個(gè)單位，作用機(jī)制檢驗(yàn)還發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距路徑系數(shù)要大于城鄉(xiāng)社會(huì)保障差距。下一步，應(yīng)通過(guò)盤活農(nóng)村要素資源、促進(jìn)要素資源自由流動(dòng)推進(jìn)要素資源市場(chǎng)化;通過(guò)提高農(nóng)村居民的收入水平，確保農(nóng)村居民收入的穩(wěn)定性，縮小城鄉(xiāng)收入差距;通過(guò)完善農(nóng)村社會(huì)保障體系、縮小城鄉(xiāng)社會(huì)保障差距等方式縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。

關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距;要素市場(chǎng)扭曲;城鄉(xiāng)居民收入差距

中圖分類號(hào)：F063.2? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? ? 文章編號(hào)：1003-7543（2019）07-0150-10

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)從高速增長(zhǎng)向高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)換，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力結(jié)構(gòu)調(diào)整加快，消費(fèi)驅(qū)動(dòng)增長(zhǎng)的趨勢(shì)日益顯現(xiàn)。消費(fèi)、出口和投資是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車”，然而，隨著“三期疊加”階段性特征的出現(xiàn)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)入了結(jié)構(gòu)性回落的“新常態(tài)”時(shí)期，國(guó)際市場(chǎng)對(duì)我國(guó)傳統(tǒng)出口商品的需求正在減少。從投資來(lái)看，1992年以來(lái)我國(guó)投資率一直保持在35%以上，峰值甚至達(dá)到45%，不僅高于23%的世界平均水平，而且高于主要發(fā)達(dá)國(guó)家25%～35%的區(qū)間[1]，盲目投資、重復(fù)建設(shè)導(dǎo)致投資效率低下問(wèn)題一直存在，依靠擴(kuò)大投資并不能真正推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)向持續(xù)的、協(xié)調(diào)的、集約的、效益型增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變。在市場(chǎng)化進(jìn)程不斷推進(jìn)的情形下，擴(kuò)大內(nèi)需才是保障經(jīng)濟(jì)健康可持續(xù)高質(zhì)量發(fā)展的重要舉措。據(jù)商務(wù)部數(shù)據(jù)顯示，2013年以來(lái)我國(guó)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率一直維持在50%以上，貢獻(xiàn)率從2013年的51%上升到2018年的76.2%，超過(guò)發(fā)達(dá)國(guó)家70%左右的貢獻(xiàn)率。在我國(guó)經(jīng)濟(jì)逐漸進(jìn)入“消費(fèi)帶動(dòng)發(fā)展”的新階段，進(jìn)一步提高居民的消費(fèi)需求特別是中低收入者的消費(fèi)需求是重中之重。

根據(jù)第六次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)，目前我國(guó)農(nóng)村人口占到總?cè)丝诘?0.32%。農(nóng)村居民具有巨大的消費(fèi)潛力，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著至關(guān)重要的作用。然而因受二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)影響，城鄉(xiāng)差距依然存在，在城市市場(chǎng)漸趨于飽和而農(nóng)村市場(chǎng)化程度整體依然較低的情況下，農(nóng)村居民消費(fèi)尚處于較嚴(yán)重的滯后狀態(tài)。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局相關(guān)數(shù)據(jù)顯示：2013～2018年我國(guó)居民人均消費(fèi)水平從13 220元上升到19 853元，分城鎮(zhèn)和農(nóng)村看，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)水平從18 488元上升到26 112元，農(nóng)村居民人均消費(fèi)水平從7845元上升到12 124元。探討城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的狀況并對(duì)其形成機(jī)制進(jìn)行研究，對(duì)于縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差距、地區(qū)消費(fèi)差距，化解現(xiàn)階段我國(guó)人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要和不平衡不充分之間的矛盾，以及推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展都具有重要現(xiàn)實(shí)價(jià)值。

一、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

關(guān)于城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的研究，學(xué)術(shù)界主要沿著兩個(gè)脈絡(luò)進(jìn)行：一是對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距進(jìn)行測(cè)度;二是對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距形成原因進(jìn)行分析。城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距測(cè)度方法主要有基尼系數(shù)法、泰爾指數(shù)法和其他測(cè)量方法?；嵯禂?shù)法是各國(guó)用來(lái)測(cè)量不平等的重要指標(biāo)，不僅能較客觀地評(píng)價(jià)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的實(shí)際狀況，而且能有效預(yù)測(cè)消費(fèi)差距，對(duì)防止城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距擴(kuò)大具有重要指導(dǎo)作用。在計(jì)算上，基尼系數(shù)不僅可以說(shuō)明組間及組內(nèi)的差距，而且可以說(shuō)明層迭項(xiàng)對(duì)其的影響，因此基尼系數(shù)被廣泛應(yīng)用于城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的測(cè)度上。孫豪、胡志軍、陳建東對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)數(shù)據(jù)的分布函數(shù)作出假設(shè)，通過(guò)估算分布參數(shù)來(lái)計(jì)算城鄉(xiāng)消費(fèi)基尼系數(shù)[2]。

泰爾指數(shù)是衡量城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的又一重要指標(biāo)?；谔栔笖?shù)，學(xué)者們分別從時(shí)間和空間角度對(duì)消費(fèi)差距進(jìn)行測(cè)量;從空間角度來(lái)看，我國(guó)居民消費(fèi)的區(qū)域差距在逐漸擴(kuò)大;從時(shí)間角度來(lái)看，我國(guó)居民城鄉(xiāng)消費(fèi)差距呈波動(dòng)狀態(tài)，但是目前已經(jīng)進(jìn)入逐漸縮小階段。申世軍、馬建新將我國(guó)分為八大經(jīng)濟(jì)區(qū)，采用泰爾指數(shù)分別計(jì)算了八大經(jīng)濟(jì)區(qū)的消費(fèi)差距，發(fā)現(xiàn)隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展居民消費(fèi)的區(qū)域差距在逐漸擴(kuò)大[3]。徐敏、姜勇借鑒泰爾指數(shù)測(cè)量不平等的計(jì)算方法，考慮人口因素，從時(shí)空角度測(cè)量了我國(guó)30個(gè)省份的城鄉(xiāng)消費(fèi)差距[4]。

此外，高帆采用城鄉(xiāng)消費(fèi)額之比、恩格爾系數(shù)等從數(shù)量、結(jié)構(gòu)和區(qū)域特征三個(gè)維度對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距進(jìn)行了研究[5]。李春玲依據(jù)城鄉(xiāng)的關(guān)聯(lián)程度將城市界定為副省級(jí)及以上城市、普通地級(jí)市、縣城和鎮(zhèn)三大類，農(nóng)村包括區(qū)所轄的農(nóng)村和縣域農(nóng)村兩大類，基于抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)從耐用消費(fèi)品購(gòu)買率和購(gòu)買意愿角度對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距進(jìn)行了研究[6]。采用城鄉(xiāng)消費(fèi)比指標(biāo)雖然簡(jiǎn)單易行，但是無(wú)法體現(xiàn)人口因素對(duì)消費(fèi)差距的影響?；嵯禂?shù)主要是基于微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行測(cè)量，而泰爾指數(shù)在對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距宏觀測(cè)量方面具有獨(dú)特的優(yōu)勢(shì)。由于我國(guó)關(guān)于消費(fèi)的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)較為缺乏，且各地區(qū)消費(fèi)分組數(shù)據(jù)較難獲取，因此本文采用泰爾指數(shù)法對(duì)我國(guó)30個(gè)省份的城鄉(xiāng)消費(fèi)差距進(jìn)行測(cè)度。

關(guān)于城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的成因，目前學(xué)術(shù)界的研究主要集中于五個(gè)方面：第一，城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。學(xué)術(shù)界關(guān)于城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響的結(jié)論不盡一致。曹飛基于空間面板數(shù)據(jù)模型就城鎮(zhèn)化對(duì)我國(guó)省域城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的影響進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)提高本省的城鎮(zhèn)化率有助于降低城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)差距，但是由于人口跨域流動(dòng)不協(xié)調(diào)，鄰近省域城鎮(zhèn)化率的提高將擴(kuò)大本省城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距[7]。齊紅倩、席旭文指出，我國(guó)城鎮(zhèn)化并沒有明顯縮小消費(fèi)差距，主要原因是我國(guó)特有的城鄉(xiāng)二元體制使得從農(nóng)村向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的農(nóng)民難以享受到城鎮(zhèn)居民的福利，城鎮(zhèn)化雖然使農(nóng)村居民收入增加，但是農(nóng)村居民收入主要變?yōu)閮?chǔ)蓄，限制了農(nóng)村居民消費(fèi)的增長(zhǎng)[8]。第二，收入差距與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。城鄉(xiāng)居民收入差距仍然是形成城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的主要原因。從時(shí)間角度看，當(dāng)城鎮(zhèn)居民收入彈性系數(shù)大于農(nóng)村居民時(shí)，隨著收入的增加，城鎮(zhèn)居民對(duì)商品消費(fèi)的增加要大于農(nóng)村居民，從而擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。從空間角度看，空間收入差距帶來(lái)的要素效應(yīng)是形成區(qū)域消費(fèi)差異的主要原因。第三，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)具有雙向互動(dòng)關(guān)系[9]，隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距將逐漸縮小，我國(guó)經(jīng)濟(jì)、文化、教育等在城鄉(xiāng)之間的割裂與分化所形成的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)是城鄉(xiāng)消費(fèi)差距形成的重要原因[10]，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整雖然一定程度上縮小了城鄉(xiāng)消費(fèi)差距，但是其產(chǎn)生的縮小效應(yīng)具有明顯的區(qū)域差異[4]。第四，財(cái)政政策與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。政府的不同公共政策是消費(fèi)差距形成的重要原因。積極的財(cái)政政策有利于拉動(dòng)居民消費(fèi)[4]，而民生性財(cái)政政策對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)均具有“擠入效應(yīng)”，并有利于縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差距[11]。土地財(cái)政政策則會(huì)增加農(nóng)民的負(fù)擔(dān)，不利于促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)，從而擴(kuò)大城鄉(xiāng)消費(fèi)差距[12]。第五，人口老齡化與城鄉(xiāng)消費(fèi)差距。人口老齡化是造成城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的又一重要原因。隨著年齡的增長(zhǎng)，健康消費(fèi)需求也會(huì)隨之增加[13]，社會(huì)保障支出會(huì)減少農(nóng)村居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，增加消費(fèi)，縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差距[14]，但是社會(huì)保障支出對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響具有明顯的門檻效應(yīng)[15]。此外，一些學(xué)者還從農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼[16]、物價(jià)波動(dòng)[17]、基礎(chǔ)設(shè)施投入[18]等角度對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距進(jìn)行了研究。

現(xiàn)有文獻(xiàn)雖然從城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、公共政策、人口老齡化等角度對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的影響因素進(jìn)行了研究，促進(jìn)了學(xué)術(shù)界對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距問(wèn)題的探討，但是忽視了要素市場(chǎng)扭曲對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的影響。本文在對(duì)要素市場(chǎng)扭曲影響城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的機(jī)制進(jìn)行分析的基礎(chǔ)上，對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距和要素市場(chǎng)扭曲進(jìn)行科學(xué)測(cè)度，構(gòu)建回歸模型就要素市場(chǎng)扭曲對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的影響以及作用機(jī)制進(jìn)行實(shí)證研究，并基于分析結(jié)果提出縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的相關(guān)建議。

二、理論分析與研究假說(shuō)

城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)具體表現(xiàn)為傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)部門和現(xiàn)代的非農(nóng)業(yè)部門并存的局面，體現(xiàn)在空間上則是產(chǎn)生了農(nóng)村與城鎮(zhèn)共存的現(xiàn)象。傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)部門與現(xiàn)代的非農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)率存在著明顯的差異，城鎮(zhèn)和農(nóng)村具有不同的產(chǎn)業(yè)部門、不同的技術(shù)進(jìn)步效率、不同的勞動(dòng)生產(chǎn)率以及資本回報(bào)率，因此城鎮(zhèn)和農(nóng)村具有不同的生產(chǎn)函數(shù)[19]。在要素市場(chǎng)不存在扭曲，且要素能自由流動(dòng)的情況下，城鄉(xiāng)要素之間的自由流動(dòng)會(huì)使城鄉(xiāng)生產(chǎn)方式、組織形式等逐漸出現(xiàn)趨同的局面[20]。然而，要素市場(chǎng)扭曲打破了這種局面。一方面，城鄉(xiāng)分割的政策阻礙了生產(chǎn)要素在城鄉(xiāng)之間的自由流動(dòng)，不僅造成了城鎮(zhèn)化扭曲發(fā)展，而且還擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距[21]，對(duì)縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差距產(chǎn)生了不利影響。另一方面，要素市場(chǎng)扭曲使得勞動(dòng)等生產(chǎn)要素?zé)o法在市場(chǎng)化的基礎(chǔ)上實(shí)現(xiàn)自由流動(dòng)，無(wú)法實(shí)現(xiàn)要素市場(chǎng)的平等交換，城鄉(xiāng)勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素價(jià)格出現(xiàn)“剪刀差”[22]，如城鄉(xiāng)“產(chǎn)品價(jià)格剪刀差”、進(jìn)城務(wù)工人員與城鎮(zhèn)職工同工不同酬、城鄉(xiāng)“土地價(jià)格剪刀差”等。城鄉(xiāng)要素交易的機(jī)會(huì)不平等、價(jià)格“剪刀差”造成城鄉(xiāng)居民收入的“剪刀差”，擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)差距。要素市場(chǎng)扭曲會(huì)導(dǎo)致農(nóng)村居民對(duì)個(gè)體資本、勞動(dòng)等生產(chǎn)要素配置的扭曲，最終影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，增加農(nóng)民收入的不確定性。在存在不確定性因素的情況下，當(dāng)居民收入增加時(shí)，其消費(fèi)意愿也隨之增強(qiáng);當(dāng)收入減少時(shí)，也許出于某種原因消費(fèi)支出不變甚至增加，但其消費(fèi)意愿必有所減弱[23]。這種收入的不確定性使負(fù)擔(dān)重、增收難的農(nóng)村居民的謹(jǐn)慎動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，弱化了消費(fèi)意愿，從而擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。綜上，提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)1：在不考慮其他因素的條件下，要素市場(chǎng)扭曲會(huì)通過(guò)城鄉(xiāng)收入差距作用于城鄉(xiāng)居民消費(fèi)，對(duì)縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距產(chǎn)生負(fù)面影響。

上述分析中隱含著一個(gè)基本的假說(shuō)條件，即城鄉(xiāng)居民不存在社會(huì)保障等方面的差異。然而，在分割的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下，我國(guó)城鄉(xiāng)社會(huì)保障在保障項(xiàng)目、保障水平和管理水平等方面均存在較大差異[24]。與農(nóng)村相比，城鎮(zhèn)社會(huì)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(chǎng)扭曲、要素能自由流動(dòng)的情況下，農(nóng)村勞動(dòng)力會(huì)通過(guò)“用腳投票”等方式推進(jìn)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化，最終實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民均等享受社會(huì)保障服務(wù)。要素市場(chǎng)扭曲阻礙了農(nóng)村勞動(dòng)力向城市流動(dòng)，是造成城鄉(xiāng)二元社會(huì)保障差異的重要原因，而社會(huì)保障又是影響農(nóng)村居民消費(fèi)意愿的主要因素。消費(fèi)能力只能構(gòu)成潛在消費(fèi)，若無(wú)消費(fèi)意愿就無(wú)法轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)的消費(fèi)。消費(fèi)者消費(fèi)意愿的形成，既要考慮當(dāng)期收入和消費(fèi)，又要考慮對(duì)未來(lái)的收入和消費(fèi)的預(yù)期。均等化的社會(huì)保障不僅能夠增加居民的收入預(yù)期，而且能夠有效改善其消費(fèi)預(yù)期，提供收支保障以提升居民的消費(fèi)信心，使其敢于即期消費(fèi)，故而均等化的社會(huì)保障與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)意愿之間存在著明顯的相關(guān)性。目前我國(guó)農(nóng)村居民的社會(huì)保障水平相對(duì)較低、覆蓋范圍較窄、制度不完善、體系不健全，迫于既存的養(yǎng)老支出、教育支出以及醫(yī)療支出等生活壓力，低收入的農(nóng)村居民會(huì)將新增收入轉(zhuǎn)移到儲(chǔ)蓄中以備后用，即使是高收入的農(nóng)村居民由于對(duì)未來(lái)生活有著較差的預(yù)期，也會(huì)偏向于選擇儲(chǔ)蓄而謹(jǐn)慎消費(fèi)，農(nóng)村居民的整體消費(fèi)意愿不高，擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。綜上，提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)2：要素市場(chǎng)扭曲會(huì)通過(guò)城鄉(xiāng)社會(huì)保障均等化作用于城鄉(xiāng)消費(fèi)，對(duì)縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距產(chǎn)生負(fù)面影響。

三、實(shí)證分析

（一）模型設(shè)計(jì)與變量選擇

1.模型設(shè)計(jì)

基于上述理論分析框架，設(shè)定要素市場(chǎng)扭曲對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距影響的計(jì)量模型：

其中，comd表示城鄉(xiāng)消費(fèi)差距，inc表示城鄉(xiāng)收入差距，sec表示城鄉(xiāng)社會(huì)保障差距，j=1、j=2分別表示城鎮(zhèn)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)，cjt表示j地區(qū)t時(shí)期消費(fèi)，ct表示t時(shí)期總消費(fèi)，yjt表示j地區(qū)t時(shí)期可支配收入，yt表示j時(shí)期總可支配收入， sjt表示j地區(qū)t時(shí)期社會(huì)保障收入，st表示t時(shí)期總社會(huì)保障收入，pjt表示j地區(qū)t時(shí)期的人口數(shù)，pt表示t時(shí)期的總?cè)丝?。由于沒有直接數(shù)據(jù)對(duì)城鄉(xiāng)社會(huì)保障收入進(jìn)行測(cè)量，因此，本文借鑒高帆、汪亞楠的方法[26]，將城鄉(xiāng)居民轉(zhuǎn)移性收入差距作為城鄉(xiāng)社會(huì)保障收入差距的代理變量。

由于缺少要素產(chǎn)品數(shù)量與價(jià)格數(shù)據(jù)，因而很難對(duì)我國(guó)要素市場(chǎng)的扭曲程度進(jìn)行直接測(cè)量，目前學(xué)術(shù)界主要通過(guò)樊綱編寫的《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》中總市場(chǎng)化指數(shù)、產(chǎn)品市場(chǎng)市場(chǎng)化指數(shù)和要素市場(chǎng)市場(chǎng)化指數(shù)來(lái)測(cè)量要素市場(chǎng)扭曲程度。本文借鑒林伯強(qiáng)、杜克銳的測(cè)量方法[27]，采用各地區(qū)要素市場(chǎng)市場(chǎng)化程度與所研究樣本中要素市場(chǎng)市場(chǎng)化程度相對(duì)差額來(lái)衡量要素市場(chǎng)扭曲程度。具體測(cè)算方法如（8）式所示：

其中，pemit為i地區(qū)t時(shí)期要素市場(chǎng)市場(chǎng)化程度指數(shù)。目前常用的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于樊綱等編寫的《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)——各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2011年報(bào)告》（簡(jiǎn)稱《2011版報(bào)告》）和《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2016）》（簡(jiǎn)稱《2016版報(bào)告》），其中《2011版報(bào)告》中包含各地區(qū)1997～2009年市場(chǎng)化進(jìn)程數(shù)據(jù)，《2016版報(bào)告》中包含各地區(qū)2008～2014年市場(chǎng)化進(jìn)程數(shù)據(jù)。然而，計(jì)算過(guò)程中，由于2011版數(shù)據(jù)與2016版數(shù)據(jù)使用數(shù)據(jù)資料的調(diào)整和基期年份不同，兩個(gè)版本數(shù)據(jù)獲得的結(jié)果具有一定的差異。本文對(duì)《2016版報(bào)告》中2008～2014年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，同時(shí)，利用《2011版報(bào)告》中2001～2009年數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（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(zhèn)化水平（urban）、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pgdp）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（str）、對(duì)外開放水平（trade）、實(shí)際利用外資水平（fdi）。本文選取各省份65歲以上人口占總?cè)丝诘谋戎貋?lái)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(zhèn)化水平，因此，本文用城鎮(zhèn)人口所占比重來(lái)衡量城鎮(zhèn)化水平;采用人均地區(qū)生產(chǎn)總值來(lái)衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，并作取對(duì)數(shù)處理;采用第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況;采用各地區(qū)進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來(lái)衡量對(duì)外開放水平;采用各地區(qū)實(shí)際利用外資的總和占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來(lái)衡量實(shí)際利用外資水平。數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。為剔除價(jià)格因素影響，以2001年為基期，采用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行平減處理。變量描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

（二）實(shí)證結(jié)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(jì)方法（FGLS）對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。采用FGLS估計(jì)方法是因?yàn)镕GLS估計(jì)具有絕對(duì)的技術(shù)優(yōu)勢(shì)，不僅能在一定程度上克服異方差和自相關(guān)等問(wèn)題，而且回歸系數(shù)顯著性更高。表2（下頁(yè)）給出了不同模型的回歸結(jié)果。模型1在回歸模型中只加入要素市場(chǎng)扭曲變量，模型2則加入了其他控制變量。要素市場(chǎng)扭曲回歸系數(shù)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(shù)都為正，說(shuō)明要素市場(chǎng)扭曲對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距具有正的影響，即要素市場(chǎng)扭曲程度的增加會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)消費(fèi)差距，要素市場(chǎng)扭曲每提升1個(gè)單位，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距將提升0.0294個(gè)單位，初步驗(yàn)證了前文提出的研究假說(shuō)。

城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距除了受到要素市場(chǎng)扭曲的影響外，人口老齡化、城鎮(zhèn)化水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等控制變量也對(duì)其起到了重要作用。人口老齡化對(duì)縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距具有顯著的負(fù)的影響，主要是由于城鎮(zhèn)老齡人口的消費(fèi)潛力要明顯大于農(nóng)村老齡人口的消費(fèi)潛力。城鎮(zhèn)化水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、實(shí)際利用外資水平、對(duì)外開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的影響顯著為負(fù)，即政府采取措施提高外資利用水平、擴(kuò)大對(duì)外開放程度、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、推動(dòng)城鎮(zhèn)化進(jìn)程、促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，對(duì)于縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差距具有明顯的正效應(yīng)，這與以往的研究結(jié)論基本一致。

在不改變模型設(shè)定形式的前提下，通過(guò)更換樣本數(shù)據(jù)區(qū)間，采用2001～2009年數(shù)據(jù)對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如模型3和模型4?？梢园l(fā)現(xiàn)，更換回歸樣本區(qū)間后，各變量的回歸系數(shù)均沒有發(fā)生明顯的變化，說(shuō)明實(shí)證結(jié)果整體上較為穩(wěn)健。要素市場(chǎng)扭曲程度對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響依然為正，即要素市場(chǎng)扭曲會(huì)擴(kuò)大我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，與2008～2014年樣本數(shù)據(jù)相比，回歸系數(shù)明顯偏大，說(shuō)明該時(shí)期要素市場(chǎng)扭曲對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響作用更強(qiáng)。

四、作用機(jī)制檢驗(yàn)

要素市場(chǎng)扭曲對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的傳導(dǎo)機(jī)制包括兩個(gè)方面：一是要素市場(chǎng)扭曲通過(guò)城鄉(xiāng)居民收入差距影響城鄉(xiāng)消費(fèi)差距;二是要素市場(chǎng)扭曲通過(guò)城鄉(xiāng)社會(huì)保障差距影響城鄉(xiāng)消費(fèi)差距。表3（下頁(yè)）利用2008～2014年面板數(shù)據(jù)對(duì)上述兩種傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了檢驗(yàn)。

由表3可知，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)城鄉(xiāng)收入差距與城鄉(xiāng)消費(fèi)差距均具有正的影響，且要素市場(chǎng)扭曲對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的正的影響在1%水平下系數(shù)顯著不為0;要素市場(chǎng)扭曲對(duì)城鄉(xiāng)社會(huì)保障差距有正的影響，且在5%水平下系數(shù)顯著不為0。當(dāng)被解釋變量為城鄉(xiāng)收入差距（comd），核心解釋變量為要素市場(chǎng)扭曲（pem）、城鄉(xiāng)收入差距（inc）和城鄉(xiāng)消費(fèi)差距（sec）時(shí)，要素市場(chǎng)扭曲（pem）回歸系數(shù)在10%水平下顯著不為0，且回歸系數(shù)為正;城鄉(xiāng)收入差距（inc）回歸系數(shù)在1%水平下顯著不為0，且回歸系數(shù)為正;城鄉(xiāng)社會(huì)保障差距（sec）回歸系數(shù)在5%水平下顯著不為0，且回歸系數(shù)也為正。上述結(jié)果進(jìn)一步表明，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距具有顯著的負(fù)效應(yīng)，且具體是通過(guò)城鄉(xiāng)居民收入差距和城鄉(xiāng)社會(huì)保障差距兩條作用路徑對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距產(chǎn)生影響，但是從路徑系數(shù)來(lái)看，城鄉(xiāng)收入差距路徑系數(shù)為0.0536，城鄉(xiāng)社會(huì)保障差距的路徑系數(shù)為0.0119，城鄉(xiāng)收入差距作用系數(shù)明顯大于城鄉(xiāng)社會(huì)保障差距。

為進(jìn)一步說(shuō)明作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，采用2001～2009年數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，更換樣本區(qū)間后，回歸系數(shù)符號(hào)并沒有發(fā)生顯著變化，表3中得到的結(jié)論依然成立，作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果具有穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與政策建議

要素市場(chǎng)扭曲對(duì)于縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距具有顯著的負(fù)效應(yīng)。實(shí)證研究表明，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距具有正的影響，即要素市場(chǎng)扭曲程度加深會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，要素市場(chǎng)扭曲每提升1個(gè)單位，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距將提升0.0294個(gè)單位。城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距除了受到要素市場(chǎng)扭曲的影響外，人口老齡化、城鎮(zhèn)化水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等控制變量也對(duì)其起到了重要作用。人口老齡化對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距具有顯著的正效應(yīng)，而城鎮(zhèn)化水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、實(shí)際利用外資水平、對(duì)外開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響顯著為負(fù)。要素市場(chǎng)扭曲通過(guò)城鄉(xiāng)收入差距和城鄉(xiāng)社會(huì)保障差距兩條作用路徑對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距產(chǎn)生影響，但是從路徑系數(shù)來(lái)看，城鄉(xiāng)收入差距路徑系數(shù)為0.0536，城鄉(xiāng)社會(huì)保障差距的路徑系數(shù)為0.0119，城鄉(xiāng)收入差距作用系數(shù)明顯大于城鄉(xiāng)社會(huì)保障差距。基于以上結(jié)論，提出如下建議：

第一，推進(jìn)要素資源市場(chǎng)化。推進(jìn)要素資源市場(chǎng)化是全面深化經(jīng)濟(jì)體制改革的重要舉措，關(guān)鍵是盤活要素資源并促進(jìn)要素資源自由流動(dòng)。一是盤活農(nóng)村要素資源。農(nóng)村居民消費(fèi)水平較低的一個(gè)重要原因是相當(dāng)一部分農(nóng)村要素沒有被盤活，深化農(nóng)村改革就是農(nóng)村要素資源不斷被盤活的過(guò)程。具體措施包括：促進(jìn)農(nóng)村土地經(jīng)營(yíng)權(quán)有序流轉(zhuǎn)，發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，提高農(nóng)村土地利用效率[28];盤活農(nóng)村勞動(dòng)力資源，通過(guò)資源整合、技能培訓(xùn)等方式，將人口資源轉(zhuǎn)化為人力資源、人力資源轉(zhuǎn)化為人才資本、人才資本轉(zhuǎn)化為人口紅利。二是促進(jìn)要素資源自由流動(dòng)。要素資源流動(dòng)的導(dǎo)向是從低收益的領(lǐng)域流向高收益的領(lǐng)域，由此帶來(lái)配置效率的提升。在同等資源規(guī)模下，資源配置效率越高，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距就會(huì)越小。相關(guān)數(shù)據(jù)表明，隨著農(nóng)村富余勞動(dòng)力的外流，農(nóng)村勞動(dòng)力的規(guī)模雖然在不斷減小，但是并沒有影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長(zhǎng)。因此，要完善農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)，引導(dǎo)農(nóng)村富余勞動(dòng)力合理流動(dòng)。

第二，提高農(nóng)村居民的收入水平，確保農(nóng)村居民收入的穩(wěn)定性。收入水平雖然不是影響居民消費(fèi)的唯一因素，但是決定性因素，農(nóng)村居民的收入水平提高不了，一切與消費(fèi)相關(guān)的話題即為空談。因此，為從根本上縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，應(yīng)立足于現(xiàn)實(shí)，解決農(nóng)村居民增收難的問(wèn)題，切實(shí)提高農(nóng)村居民的收入水平[29]。一是調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)農(nóng)村居民家庭經(jīng)營(yíng)性收入提高。優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源配置，推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；?、集約化、標(biāo)準(zhǔn)化、專業(yè)化，注重農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)質(zhì)量與效益協(xié)同提升，滿足市場(chǎng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品優(yōu)質(zhì)化、多樣化的需求。二是優(yōu)化收入分配格局，提高農(nóng)村居民在初次分配中的報(bào)酬比重?；诠餐辉５哪繕?biāo)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展，逐步消除城鄉(xiāng)收入差距，解決社會(huì)分配不公平的問(wèn)題，促進(jìn)農(nóng)村居民收入穩(wěn)步提高。當(dāng)然，擴(kuò)大農(nóng)村居民的消費(fèi)，不但要從提高其收入水平入手，而且應(yīng)確保其收入的穩(wěn)定性。就農(nóng)業(yè)收入而言，應(yīng)堅(jiān)持農(nóng)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)性地位，推動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)變，加快農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，完善農(nóng)業(yè)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，調(diào)整農(nóng)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)，并建立農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格保護(hù)機(jī)制，扭轉(zhuǎn)農(nóng)村居民增產(chǎn)不增收的不良局面。就非農(nóng)收入而言，農(nóng)村居民由于在文化知識(shí)、勞動(dòng)技能水平上不具有優(yōu)勢(shì)，因而要整合教育資源，加強(qiáng)專業(yè)的培訓(xùn)和就業(yè)指導(dǎo)，提高農(nóng)村居民的整體能力和素質(zhì)，擴(kuò)大農(nóng)村居民的就業(yè)渠道，確保其薪酬獲取的穩(wěn)定性。

第三，完善農(nóng)村社會(huì)保障體系。完善的社會(huì)保障制度有助于增強(qiáng)農(nóng)村居民的消費(fèi)信心，提升其消費(fèi)預(yù)期。當(dāng)前我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的后顧之憂主要集中在醫(yī)療、教育、養(yǎng)老三個(gè)方面，因此應(yīng)以此為著力點(diǎn)健全社會(huì)保障制度[30]。推進(jìn)種類齊全的醫(yī)療保險(xiǎn)制度，提高醫(yī)療補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)，使農(nóng)村居民不必為之后的醫(yī)療費(fèi)用擔(dān)心，在滿足合理儲(chǔ)蓄的基礎(chǔ)上理性消費(fèi);調(diào)整優(yōu)化國(guó)家財(cái)政對(duì)教育投入的結(jié)構(gòu)和比重，改善公共教育支出，縮小城鄉(xiāng)教育發(fā)展差距以促進(jìn)公平;推行農(nóng)村居民養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，擴(kuò)大覆蓋率，大力發(fā)展養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)，從而使農(nóng)村居民老有所養(yǎng)、放心消費(fèi)。

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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