郭新華 孫俊婷

（湘潭大學商學院 湖南湘潭 411100）

引言與文獻概述

在構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局下，推動消費升級是進一步擴大內(nèi)需、暢通國內(nèi)經(jīng)濟循環(huán)的重要引擎。消費升級的核心是以消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化為代表的消費內(nèi)容的變動（黃雋，2018）。從消費結(jié)構(gòu)變動的方向和幅度來看，我國居民消費升級趨勢明顯。根據(jù)國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)，我國城鄉(xiāng)居民恩格爾系數(shù)從2013年的31.2%降低至2019年的28.2%，享受型和發(fā)展型消費占總消費支出之比從2013年的38.3%增長至2019年的57.3%。與此同時，伴隨著居民收入水平的持續(xù)提高，我國中等收入群體的整體規(guī)模也在不斷擴大（楊修娜等，2018；李春玲，2018；李強，2021）。但是，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口流動和經(jīng)濟發(fā)展水平等方面的差異使得各地區(qū)中等收入群體的基數(shù)與增幅都大有不同，那么中等收入群體規(guī)模的擴大與消費結(jié)構(gòu)升級是否相互關(guān)聯(lián)？進一步地，若中等收入群體規(guī)模的擴大能夠帶動地區(qū)消費升級，那么這種促進作用是否會因地區(qū)差異而存在異質(zhì)性？對上述問題的研究，有助于發(fā)掘構(gòu)建擴大內(nèi)需的長效機制與實現(xiàn)共同富裕之間的有效路徑，并為消費刺激政策與收入分配政策的協(xié)調(diào)實施提供經(jīng)驗證據(jù)。

已有文獻對中等收入群體的研究主要關(guān)注中等收入群體的界定標準和影響因素。學界對中等收入群體的界定標準可以分為三種：第一種是根據(jù)居民收入水平設(shè)定固定上下限的絕對標準（Birdsall et al.，2000） ；第二種是依據(jù)收入中位數(shù)比例區(qū)間確定的相對標準（Kharas，2010） ；第三種是將絕對與相對標準相結(jié)合的混合標準（翁杰和王菁，2019）。在確定中等收入群體規(guī)模的基礎(chǔ)上，部分學者進一步考察了中等收入群體規(guī)模變動的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化（劉榮華，2022；李嬌，2019）、社會保障（王一鳴，2020）、收入差距等因素都會對中等收入群體規(guī)模產(chǎn)生影響（紀宏和劉揚，2013） 。鑒于我國幅員遼闊、地區(qū)差異明顯，從全國層面測算的中等收入群體規(guī)模與各省情況相匹配，因此分區(qū)域測算中等收入群體規(guī)模顯得非常重要。然而，較少有研究考察省級層面的中等收入群體規(guī)模，進一步從地級市層面進行測度的研究則更為匱乏。

關(guān)于消費升級方面的文獻集中于研究消費結(jié)構(gòu)的變動和消費升級的成因?，F(xiàn)有文獻普遍認為，我國居民家庭消費由生存型轉(zhuǎn)向享受型和發(fā)展型，但近年來消費結(jié)構(gòu)升級放緩，居住支出增加表現(xiàn)出對其他消費支出的擠出（唐琦等，2018；石明明等，2019）。而消費結(jié)構(gòu)的升級大多歸因于收入結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟政策不確定性、互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展、城鎮(zhèn)化率等。例如，張慧芳和朱雅玲（2017）實證研究了優(yōu)化居民收入結(jié)構(gòu)促進消費結(jié)構(gòu)升級；張喜艷和劉瑩（2020）表明經(jīng)濟政策不確定性對消費升級存在正向影響；曾潔華和鐘若愚（2021）認為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展能夠推動居民消費潛力的釋放和消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，促進消費的升級。然而，這些文獻都忽略了中等收入群體規(guī)模對消費升級的影響。宿玉海等（2021）對此進行了初步探索，他們利用CHFS2013-2017年城鎮(zhèn)家庭數(shù)據(jù)，研究表明擴大中等收入群體規(guī)模對消費升級具有顯著促進作用，但微觀層面的研究無法具體地刻畫區(qū)域中等收入群體規(guī)模對消費升級的影響。

與中等收入群體類似，消費升級也同樣存在地區(qū)差異。唐琦等（2018）實證檢驗了我國消費結(jié)構(gòu)從東、中、西部三級已變?yōu)闁|、中西部兩級，廣大的中西部地區(qū)可以更為客觀地反映我國消費升級的真實情況。湖南省作為中部崛起重要的省份之一，人均GDP處于全國中游水平，消費總量占GDP的比重接近60%，人均可支配水平增速和全國GDP發(fā)展水平大致同步，且湖南省流入人口與流出人口相對均衡，對常住人口影響較小。綜合考慮到湖南省經(jīng)濟體量、居民收入與支出水平、人口總量等與全國相比較為適中，所以本文以湖南省為例來考察中等收入群體對消費升級的影響。

本文通過綜合考慮中等收入群體測度指標的統(tǒng)一性和地區(qū)差異，衡量湖南省各地級市的中等收入群體規(guī)模，并進一步探究中等收入群體對消費升級的影響及其異質(zhì)性。本文可能的邊際貢獻在于：第一，在保證中等收入群體的規(guī)模測度具有統(tǒng)一性和標準性的前提下，根據(jù)人均可支配收入構(gòu)建規(guī)模系數(shù)，較為準確地衡量了湖南省各地級市的中等收入群體規(guī)模，為中等收入規(guī)模的測度提供了一種新方法；第二，通過比較湖南省14個地級市的中等收入群體規(guī)模差異，探討了中等收入群體規(guī)模對消費升級影響的區(qū)域異質(zhì)性，對消費升級的討論具有借鑒意義。

典型事實與假設(shè)提出

（一）中等收入群體的規(guī)模測度與分布

學界對中等收入群體規(guī)模的測度方法各異。其中，相對標準法可以根據(jù)地區(qū)居民收入水平差異進行自動調(diào)整，較好地考慮了地區(qū)差異性、指標統(tǒng)一性、經(jīng)濟合理性。所以，本文使用相對標準法，在借鑒已有研究成果的基礎(chǔ)上，以全國人均可支配收入中位數(shù)的50%、75%、100%、125%、150%為標準來劃分湖南省各地級市的中等收入群體。

具體而言，本文將湖南省各地級市的城鄉(xiāng)可支配收入對應的區(qū)間為虛擬變量，按照比例依次進行賦值處理，作為衡量中等收入群體的規(guī)模系數(shù)（以下簡稱規(guī)模系數(shù)）。已有研究表明，我國各省的人均可支配收入存在正態(tài)分布的特征（李建偉，2018），且中等收入群體大多剛邁入中等收入群體的下限（王一鳴，2020）。因此，規(guī)模系數(shù)越大，該市的中等收入群體規(guī)模越大。根據(jù)此方法來衡量湖南省各地級市的中等收入群體規(guī)模的好處在于，能夠以統(tǒng)一的標準來衡量湖南省的中等收入群體規(guī)模情況，同時能夠在數(shù)據(jù)可得性較差的情況下，根據(jù)湖南省各地級市的人均可支配收入來大致預測其中等收入群體規(guī)模。具體設(shè)定方式如表1所示。

表1 中等收入群體規(guī)模系數(shù)設(shè)定方式

湖南省各地級市總體中等收入群體規(guī)模分布如表2所示。從整體來看：第一，中等收入群體規(guī)模隨著時序變化總體呈現(xiàn)不斷增長的趨勢；第二，中等收入群體規(guī)模具有顯著的地區(qū)異質(zhì)性，在湖南省表現(xiàn)為“東部大，西部小”的特點；第三，洞庭湖地區(qū)中等收入群體的規(guī)模與全省平均水平持平，長株潭地區(qū)的中等收入群體規(guī)模遠高于全省均值，并且是大湘西地區(qū)的兩倍，湘南地區(qū)中等收入群體規(guī)模略高于洞庭湖地區(qū)。從各地區(qū)具體來看：第一，長株潭地區(qū)的規(guī)模系數(shù)均值在5.0以上，中等收入群體規(guī)模逐年增長并有持續(xù)擴大趨勢，是全省中等收入群體規(guī)模聚居最多的地區(qū)；第二，湘南地區(qū)較為落后，規(guī)模系數(shù)均值在2.5左右，表明該地區(qū)中等收入群體規(guī)模較低，其中衡陽市規(guī)模系數(shù)隨時間的推移出現(xiàn)倒“U”型增長狀態(tài)，出現(xiàn)這種狀況的原因可能是衡陽市中等收入群體人口的流失，該群體流入到經(jīng)濟更為發(fā)達的城市或地區(qū)，造成本地中等收入群體規(guī)模的縮減；第三，洞庭湖地區(qū)的規(guī)模系數(shù)在3.2-3.5之間，反映出該地區(qū)具有一定的中等收入群體規(guī)模；第四，大湘西地區(qū)是全省規(guī)模系數(shù)最低的地區(qū)，常年保持在2.5以下，低于全省平均水平，表明湘西地區(qū)的中等收入群體規(guī)模較低，其中值得注意的是，2014年張家界市和2014-2016年的湘西州規(guī)模系數(shù)降低至2.0以下，這可能是受旅游行業(yè)不景氣的沖擊，地區(qū)居民人均可支配收入減少，造成規(guī)模系數(shù)大幅度降低，中等收入群體規(guī)?？s減幅度較大。

表2 2013-2020年湖南省各地級市總體中等收入群體規(guī)模系數(shù)分布

（二）消費升級的測度與現(xiàn)狀分析

消費升級與消費結(jié)構(gòu)息息相關(guān)。石明明等（2019）將消費結(jié)構(gòu)概括為兩類，第I類消費結(jié)構(gòu)包括食品等生存性消費占比，第II類消費結(jié)構(gòu)包括符號性和服務性消費占比。紀園園和寧磊（2020）將消費結(jié)構(gòu)劃分為生存型消費、享受發(fā)展型消費兩種類型。不難發(fā)現(xiàn)，兩者本質(zhì)上沒有根本性的區(qū)別，所以本文在借鑒現(xiàn)有研究成果的基礎(chǔ)上，進一步地將享受型與發(fā)展型消費進行區(qū)分。以維持生存為代表的消費支出劃分為生存型消費（食品煙酒、衣著、居住支出）、不會被跨時替代為代表的消費支出劃分為發(fā)展型消費（交通通訊、文教娛樂及服務以及醫(yī)療保健支出）、其余支出中的家庭設(shè)備及服務和其他支出劃分為享受型消費。該方法能夠直觀地反映出消費結(jié)構(gòu)中各類型的此消彼長，并易于判斷消費升級的發(fā)展狀態(tài)。

已有研究針對消費升級的測度方式主要分為兩類：一是將消費結(jié)構(gòu)中某類支出占比作為衡量指標，如文教娛樂支出占消費總額的比重為“新恩格爾系數(shù)”（王志平，2003），醫(yī)療保健、文教娛樂支出占消費總額的比重為“發(fā)展系數(shù)”（韓立巖等，2007）；二是根據(jù)自身研究目的不同，如以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)消費占低技術(shù)產(chǎn)業(yè)實際消費的比重進行測算（俞劍、方福前，2015；孫早、許薛璐，2018）。由于本文研究的是城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)情況，并且消費升級的本質(zhì)是消費結(jié)構(gòu)中一般商品逐漸轉(zhuǎn)向高層次商品或服務，因此本文采用第一種測度方式，并以享受型和發(fā)展型消費占總消費之比作為判定消費升級的核心測度指標。

本文使用上述指標考察了湖南省各地級市的消費升級狀況（見表3、表4）。整體來看：第一，消費升級表現(xiàn)為享受型消費比重隨著年份增加整體呈現(xiàn)下降趨勢，但發(fā)展型消費比重則保持上升趨勢；第二，享受型和發(fā)展型消費比重呈現(xiàn)明顯的地區(qū)差異，表現(xiàn)出“東部高，西部低”的特點；第三，長株潭地區(qū)享受型和發(fā)展型消費占比最高，但湘南地區(qū)與長株潭地區(qū)兩種消費比重差值不大，并且大湘西地區(qū)的享受型和發(fā)展型消費占比低于全省平均水平的洞庭湖地區(qū)。分地區(qū)來看：第一，長株潭地區(qū)的享受型消費支出縮減幅度最小，并且是湖南省發(fā)展型消費支出的主力場，其發(fā)展型消費支出均值保持在35.7%左右，增速為全省之最，增幅約為6%；第二，湘南地區(qū)享受型消費支出的占比規(guī)模雖較少，但從發(fā)展型消費支出的增速來看，平均保持5.6%的速度增長，其中2017年增長幅度最大，將近9%左右；第三，享受型消費中的洞庭湖地區(qū)是全省降速最快的地區(qū)，但該地區(qū)的益陽市增速顯著高于同地區(qū)其余城市，發(fā)展型消費支出增速為9%左右；第四，大湘西地區(qū)享受型消費比例降幅較大，發(fā)展型消費支出均值雖然保持在33%左右，但是發(fā)展型消費支出增速較低，增幅約為1.3%。總之，湖南省消費升級程度雖存在明顯的地區(qū)差異，但享受型消費和發(fā)展型消費在總體消費的占比上仍保持增長狀態(tài)，特別是發(fā)展型消費支出增長更為顯著，因此本文認為湖南省消費結(jié)構(gòu)得到了進一步升級。

表3 2013-2020年湖南省各地級市享受型消費支出占比（%）

表4 2013-2020年湖南省各地級市發(fā)展型消費支出占比（%）

（三）假設(shè)提出

中等收入群體的消費潛力巨大，更愿意追求享受型和發(fā)展型等服務型消費，對高品質(zhì)消費需求旺盛，該群體的消費結(jié)構(gòu)具備消費升級的特點（中國季度宏觀經(jīng)濟模型課題組，2021）。根據(jù)上文的統(tǒng)計結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，湖南省各地級市的中等收入群體規(guī)模與消費升級狀況具有同步增長的趨勢，因而本文判斷兩者之間可能存在正向的因果關(guān)系，即中等收入群體規(guī)模的擴大可能對消費升級具有促進作用；此外，由于湖南省各區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展水平和居民可支配收入水平的差距較大，中等收入群體規(guī)模分布不均衡，且地區(qū)消費習慣與消費重心也有所差異，因此提出本研究中心假設(shè)：湖南省中等收入群體規(guī)模的擴大對消費升級具有正向影響，且該正向影響的程度在地州市層面存在異質(zhì)性。

數(shù)據(jù)來源、變量選擇與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源和變量選擇

本文采用城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民可支配收入、城鄉(xiāng)居民消費性支出以及按八大類商品及服務劃分的消費性支出、城鎮(zhèn)化率等指標，均來自2014-2021年湖南省《統(tǒng)計年鑒》和省內(nèi)各地級市統(tǒng)計數(shù)據(jù)，構(gòu)建湖南省地級市的面板數(shù)據(jù)集。由于2013年統(tǒng)計制度改革，導致2013年前后數(shù)據(jù)不具有可比性，所以本文整理了2013-2020年湖南省14個市州級城市的各項數(shù)據(jù)，主要考察2013年以后湖南省各地級市中等收入群體規(guī)模對消費升級的影響。鑒于部分地級市統(tǒng)計年鑒中關(guān)于市級消費數(shù)據(jù)缺失的問題，本文利用各縣區(qū)的消費性支出和八大類商品及服務消費性支出情況，并以各區(qū)縣的年末常住人口與市總?cè)丝谥茸鳛闄?quán)重，加總得到市級居民總體消費支出和八大類商品及服務消費性支出數(shù)據(jù)。經(jīng)過數(shù)據(jù)的篩選整合，得到有效樣本224個。

本文的被解釋變量為消費升級（upgrade），利用新恩格爾系數(shù)、享受型和發(fā)展型消費占總消費支出之比來衡量湖南省各地級市的消費狀況；解釋變量為中等收入群體規(guī)模，但由于數(shù)據(jù)缺失無法直觀測算的原因，用上文的規(guī)模系數(shù)（W）替代；考慮到金融業(yè)發(fā)展水平和通貨膨脹的影響，本文的控制變量（X）包括湖南省各地級市的金融發(fā)展指數(shù)、普惠金融數(shù)字化、居民消費價格指數(shù)。

（二）模型設(shè)定

為了檢驗湖南省中等收入群體規(guī)模對消費升級的影響，本文設(shè)定基準模型如下：

展開式（1）方程式可得式（2）：

其中，α0為常數(shù)項，α1為回歸系數(shù)，CW為城市規(guī)模系數(shù)，RW為農(nóng)村規(guī)模系數(shù)，U為城鎮(zhèn)化率，Xit代表可能影響消費升級的控制變量，α2為控制變量的系數(shù)，ε為誤差項，下標i為湖南省14個地級市，t為年份。

實證分析

（一）面板模型檢驗和回歸結(jié)果分析

1.隨機面板回歸回歸。本文以新恩格爾系數(shù)（E）、享受型和發(fā)展型消費占總消費支出之比（P）考察湖南省各地級市的消費升級狀況。在回歸檢驗之前，為了避免引發(fā)“偽回歸”問題，本文使用LLC檢驗和IPS檢驗兩種方法，檢驗結(jié)果顯示LLC檢驗和IPS檢驗在1%的水平上顯著拒絕原假設(shè)，表明面板數(shù)據(jù)穩(wěn)定。所以，可以建立面板回歸模型來估計參數(shù)而不會產(chǎn)生虛假回歸。

本文根據(jù)Hausman檢驗來確定使用隨機效應模型（RE）還是固定效應模型（FE），Hausman檢驗的結(jié)果在1%水平上顯著接受原假設(shè)，因此本文選擇隨機效用回歸模型。表5報告了面板數(shù)據(jù)隨機效應模型的回歸估計結(jié)果，結(jié)果顯示新恩格爾系數(shù)與規(guī)模系數(shù)的回歸項、享受型和發(fā)展型消費占總消費支出之比與規(guī)模系數(shù)均在1% 的水平上顯著為正，表明湖南省中等收入群體規(guī)模的擴大會促進享受型和發(fā)展型的消費支出，提高新恩格爾系數(shù)對消費升級產(chǎn)生正向影響。此外，金融發(fā)展指數(shù)的回歸系數(shù)為正但不顯著，普惠金融數(shù)字化的回歸系數(shù)均顯著為正，消費價格指數(shù)的回歸系數(shù)顯著為負，這表明數(shù)字普惠金融的發(fā)展有助于促進湖南省消費升級，而商品價格的提升抑制了消費升級。

表5 中等收入群體規(guī)模和消費升級的隨機效應模型回歸結(jié)果

2.區(qū)域分組模型回歸。面板回歸模型考察的是湖南省整體中等收入群體對消費升級的影響，無法反映省內(nèi)的地區(qū)差異在其中的作用。所以，本文將湖南省分為四大區(qū)域采用分組回歸的方式，考察不同區(qū)域中等收入群體對消費升級的促進作用是否存在異質(zhì)性。

表6報告了湖南省各區(qū)域新恩格爾系數(shù)、享受型和發(fā)展型消費占總消費支出與規(guī)模系數(shù)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示：第一，長株潭地區(qū)的中等收入群體規(guī)模對享受型和發(fā)展型消費占總消費之比在1%的水平上顯著，而對新恩格爾系數(shù)則在5%的水平上顯著，表明該地區(qū)的中等收入群體重視享受型和發(fā)展型消費，并且該地區(qū)中這類群體的居民人均可支配收入水平較高，可以追求更加多元的消費類型，所以對文教娛樂及服務的投入雖具有一定規(guī)模但并不是全部，長株潭地區(qū)的消費升級趨勢最為顯著。第二，湘南地區(qū)的中等收入群體規(guī)模對享受型和發(fā)展型消費占總消費之比在1%的水平上最為顯著，但對文教娛樂及服務的支出不顯著。這可能是因為該地區(qū)的中等收入群體人均可支配收入水平有限，享受型和發(fā)展型消費支出中的醫(yī)療保健等消費支出對其有擠出效應，所以該地區(qū)的消費升級有待進一步提高。第三，洞庭湖地區(qū)的中等收入群體規(guī)模對享受型和發(fā)展型消費占總消費之比、新恩格爾系數(shù)在1%的水平上顯著，反映了該地區(qū)對享受型和發(fā)展型消費占總消費之比的提升有可能是文教娛樂及服務支出的提高，該地區(qū)的中等收入群體規(guī)模對文教娛樂及服務的支出投入較多，未來消費升級的潛力較大。第四，大湘西地區(qū)的中等收入群體規(guī)模對享受型和發(fā)展型消費占總消費之比在5%的水平上顯著，對新恩格爾系數(shù)不顯著，出現(xiàn)這樣狀況的原因是該地區(qū)經(jīng)濟較為落后，居民人均可支配收入水平較低，生存型消費支出對享受型和發(fā)展型消費支出產(chǎn)生擠出效應，并且該地區(qū)教育水平落后，中等收入群體可能會將子女遷往教育資源更加豐富的城市或地區(qū)，進一步造成該地區(qū)教育文化消費支出的減少，導致消費升級發(fā)展較為緩慢。對比回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，湖南省中等收入群體規(guī)模對消費升級存在顯著的地域異質(zhì)性，呈現(xiàn)“東強西弱”的特點，即湖南省東北部地區(qū)的中等收入群體規(guī)模對消費升級的促進作用較強，中部地區(qū)的中等收入群體促進消費升級的潛力較大，而西部地區(qū)促進作用較弱。上述結(jié)果證實了本文所提出的中心假設(shè)。

表6 中等收入群體規(guī)模與消費升級分組回歸結(jié)果

（二）內(nèi)生性分析

本文雖然根據(jù)中等收入群體規(guī)模對消費升級的影響加入控制變量，但是一方面仍然不可避免存在遺漏變量和測量誤差帶來的內(nèi)生性問題，另一方面中等收入群體作為消費傾向較高的群體可能受消費偏好的影響，該群體對發(fā)展型和享受型消費占總消費支出較高，因而可能產(chǎn)生內(nèi)生性問題。為了處理上述可能存在的內(nèi)生性問題，本文采用系統(tǒng)GMM回歸來進一步驗證中等收入群體規(guī)模對消費升級的促進作用。Hansen檢驗和二階序列相關(guān)檢驗結(jié)果表明，工具變量有效且結(jié)果不受二階序列相關(guān)的影響。

表7報告了系統(tǒng)GMM的檢驗結(jié)果。結(jié)果表明：無論是以新恩格爾系數(shù)還是發(fā)展型和享受型消費與總消費之比來衡量消費升級，中等收入群體規(guī)模都對消費升級具有正向影響，且在1%水平上顯著。因此，本文所得出的結(jié)論不具有內(nèi)生性問題。

表7 中等收入群體規(guī)模和消費升級的系統(tǒng)GMM檢驗結(jié)果

研究結(jié)論與政策建議

本文通過構(gòu)建湖南省各地級市的中等收入群體規(guī)模系數(shù)指標，測度中等收入群體分布，考察了中等收入群體規(guī)模的擴大對消費升級的影響及作用機制，并進行了湖南省四大地區(qū)的區(qū)域異質(zhì)性分析。結(jié)果表明：中等收入群體規(guī)模的擴大對消費升級呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)，即中等收入群體規(guī)模越大，消費升級程度越高；中等收入群體規(guī)模對消費升級具有顯著的區(qū)域異質(zhì)性，表現(xiàn)出“東強西弱”的特點，其中湖南省北部的長株潭地區(qū)中等收入群體規(guī)模對消費升級的促進作用最強，西部的大湘西地區(qū)中等收入群體規(guī)模對消費升級的促進作用最弱，中部地區(qū)的中等收入群體規(guī)模對消費升級則具有一定促進作用。

基于本文研究結(jié)論，提出以下政策建議：第一，制定科學合理的收入分配政策，加強對西部“老少邊窮山區(qū)”中低收入群體的政策扶持力度，進一步縮小湖南省地區(qū)之間居民可支配收入水平的差距，擴大各地區(qū)中等收入群體規(guī)模并進一步釋放居民消費潛力；第二，推動湖南省教育資源、醫(yī)療、社會保障等公共服務的均等化，促進數(shù)字普惠金融發(fā)展，針對性地降低居民借貸門檻，滿足居民消費升級的需求；第三，創(chuàng)新體制機制，優(yōu)化農(nóng)民工群體的城鎮(zhèn)落戶機制，創(chuàng)新農(nóng)民工群體就業(yè)方式，促進低收入群體向中等收入群體的轉(zhuǎn)化，構(gòu)建“橄欖型”社會結(jié)構(gòu)，提升農(nóng)民工群體的消費能力。