趙黎明，史云鵬，，賀 穎

(1.天津大學(xué) 管理學(xué)院，天津 300072；2.天津師范大學(xué) 管理學(xué)院，天津 300387)

一、引 言

自改革開放以來，中國的經(jīng)濟(jì)建設(shè)取得了巨大的成就。但在經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的同時，城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡的問題卻愈加嚴(yán)峻，成為建設(shè)和諧社會的一個障礙。城鄉(xiāng)消費(fèi)差異擴(kuò)大、收入差距拉大是城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展失衡的兩個重要體現(xiàn)。前者使得農(nóng)村整體消費(fèi)水平低下，即便農(nóng)村地區(qū)擁有較大的人口基數(shù)，卻難以形成有效的需求，影響了內(nèi)需的整體規(guī)模，嚴(yán)重妨礙了消費(fèi)對于經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用。而后者是中國現(xiàn)階段收入差距加大問題的一個重要體現(xiàn)。不斷加大的城鄉(xiāng)收入差距容易造成農(nóng)民的不滿情緒、不利于社會的團(tuán)結(jié)穩(wěn)定；在中國現(xiàn)階段實(shí)行城鄉(xiāng)分割的政策情況下，農(nóng)村勞動力向城市地區(qū)的流動存在障礙，此時相對于農(nóng)村勞動力來說，城鎮(zhèn)勞動力過高的報酬進(jìn)一步提高了城鎮(zhèn)企業(yè)的生產(chǎn)成本；同時由于收入作為消費(fèi)的主要影響因素，收入差距的拉大又會進(jìn)一步加大消費(fèi)差異。因此，深入研究城鄉(xiāng)間消費(fèi)差異及收入差距與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，對于統(tǒng)籌城鄉(xiāng)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展，建設(shè)社會主義新農(nóng)村無疑是具有重要意義的。

現(xiàn)階段關(guān)于城鄉(xiāng)間消費(fèi)差異及收入差距的成因，學(xué)者們進(jìn)行了大量富有成效的研究。史云鵬、趙黎明、賀穎(2012)基于線性消費(fèi)函數(shù)討論了城鄉(xiāng)消費(fèi)差異與城鄉(xiāng)收入差距及農(nóng)村居民收入水平之間的關(guān)系［1］；張廣勝、周娟(2009)從直接影響及間接影響兩方面通過理論及實(shí)證研究分析了FDI對城鄉(xiāng)收入差距的影響作用，結(jié)果表明引進(jìn)外資能夠有效地縮小城鄉(xiāng)收入差距［2］；陸銘、陳釗(2004)通過分析城市化以及城市化傾向的政策對城鄉(xiāng)收入差距的正向影響及負(fù)向影響證明，政府的城市化傾向政策是城鄉(xiāng)收入差距的重要影響因素［3］；林毅夫、蔡昉、李周(1999)探討了政府的發(fā)展戰(zhàn)略在背離了本地的比較優(yōu)勢的情況下對城鄉(xiāng)差距的影響［4］。

本文認(rèn)為，以上文獻(xiàn)的研究都是極具價值的，但是仍然存在一些不足之處。首先，在考慮城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差異時，多以城鄉(xiāng)間收入差距作為影響因素，忽略了其與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系；其次，如果承認(rèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展是城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的一個影響因素，那么，如果城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相關(guān)，則經(jīng)濟(jì)發(fā)展對消費(fèi)差異的影響路徑就有兩條：其一是經(jīng)濟(jì)發(fā)展直接作為消費(fèi)差異的影響因素，其二是經(jīng)濟(jì)發(fā)展通過影響收入差距進(jìn)而影響消費(fèi)差異。而現(xiàn)有文獻(xiàn)側(cè)重于分別研究城鄉(xiāng)消費(fèi)差異與城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的影響因素，缺乏對這兩條影響路徑的綜合考慮。為解決以上問題，本文嘗試基于以下思路對已有的研究成果進(jìn)行拓展：首先，基于消費(fèi)函數(shù)理論，將收入的絕對水平引入消費(fèi)差異的影響因素之中，考察經(jīng)濟(jì)發(fā)展對消費(fèi)差異的直接影響；其次，實(shí)證研究中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的相關(guān)性，考察經(jīng)濟(jì)發(fā)展通過對收入差距的影響而對消費(fèi)差異產(chǎn)生的間接影響；最后，通過直接對經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的關(guān)系進(jìn)行研究，考察直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的綜合影響，并結(jié)合關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間關(guān)系的分析結(jié)果，將經(jīng)濟(jì)發(fā)展劃分為不同階段，針對處于不同發(fā)展階段的地區(qū)，就如何處理發(fā)展與公平，提出建議。

二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

(一)城鄉(xiāng)消費(fèi)差異影響因素模型的設(shè)定

史云鵬、趙黎明、賀穎(2012)在研究城鄉(xiāng)消費(fèi)差異時，基于凱恩斯線性消費(fèi)函數(shù)討論了其與農(nóng)村居民收入水平的關(guān)系［1］。本文認(rèn)為，借鑒其思路可考察城鄉(xiāng)消費(fèi)差異與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，同時在其推導(dǎo)過程中，線性形式的消費(fèi)函數(shù)不是必須的。我們以凱恩斯絕對收入理論作為出發(fā)點(diǎn)，即認(rèn)為收入是消費(fèi)的最重要的影響因素，則有：

這里我們用Ci和Yi分別代表人均消費(fèi)及人均可支配收入。下標(biāo)i=1，2則表示城鎮(zhèn)與農(nóng)村地區(qū)。以兩者消費(fèi)之比(C1/C2)反映城鄉(xiāng)間消費(fèi)差異(DOC)，則：

將上式分母簡單變形，即有：

即消費(fèi)差異的影響因素同時包括Y1和Y1Y2兩項。值得說明的是，在計量分析中，當(dāng)我們在考慮Y1對消費(fèi)差異的影響作用時，實(shí)際上是假定Y1Y2不變，也即Y1改變意味著Y1和Y2在同比例變化，即全體居民的人均收入發(fā)生變化。因此這里將Y1替換為其他代表地區(qū)全體居民人均收入的變量是可行的。考慮到統(tǒng)計數(shù)據(jù)的提供情況，本文以城鎮(zhèn)居民實(shí)際可支配收入與農(nóng)村居民純收入之比(DOI)代表城鄉(xiāng)收入差距，即公式中的Y1Y2，以人均實(shí)際GDP(AGDP)代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，反映全體居民的人均收入情況，則有：

在設(shè)定計量模型的具體形式時，如果同時考慮人均實(shí)際GDP的平方項及其與收入差距的交叉作用項，則共有四種情況可供選擇(在這里為了避免異方差的影響，將所有變量均進(jìn)行了取對數(shù)處理)：上述各式中，β1代表收入差距對消費(fèi)差異的影響彈性，收入差距加大，則消費(fèi)差異也應(yīng)擴(kuò)大，因此預(yù)期β1符號為正。β2代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展對城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的影響彈性。當(dāng)人均實(shí)際GDP提高時，如果城鄉(xiāng)收入差距DOI不變，則表示城鄉(xiāng)居民的收入水平同比例提高?？紤]邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律，即消費(fèi)受收入的影響，隨著收入的增加而增加，但每一單位的收入增加量所帶來的消費(fèi)增加量是遞減的。本文認(rèn)為，對于邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律也可以用比例的形式進(jìn)行表述。即隨著收入的增加，收入變化一定比例所導(dǎo)致的消費(fèi)變化的比例是遞減的。中國城鎮(zhèn)居民的可支配收入一般高于農(nóng)村居民，因此兩者同比例增加時，則城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增加的比例要小于農(nóng)村居民。因此，預(yù)期人均實(shí)際GDP對消費(fèi)差異有負(fù)向影響，即β2為負(fù)。

更加深入的考察經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的關(guān)系。首先在城鄉(xiāng)居民收入差距不變時，人均實(shí)際GDP對消費(fèi)差異的影響作用應(yīng)是遞減的。同樣基于邊際消費(fèi)遞減規(guī)律，收入的增加所帶來的消費(fèi)的增加是遞減的，也即隨著收入的無限增加，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)支出的增加量均會逐漸減少，兩者的消費(fèi)之比最終會趨近于1。因此經(jīng)濟(jì)發(fā)展對于消費(fèi)差異的影響應(yīng)該逐漸減弱，反映在系數(shù)上即β3應(yīng)為正值。其次，隨著人均實(shí)際GDP的增加，收入差距對于消費(fèi)差異的邊際效應(yīng)也應(yīng)是遞減的。其原因在于，在城鄉(xiāng)居民均具有較高的收入水平的前提下，收入差距的變化所導(dǎo)致的消費(fèi)差異的變化應(yīng)該是較小的，因此人均實(shí)際GDP與城鄉(xiāng)居民收入差距的交互作用可能存在，且β4符號為負(fù)。

綜上，在考慮模型中解釋變量的各種存在形式后，本文認(rèn)為，以上四種模型都是有可能成立的(史云鵬、趙黎明、賀穎(2012)的城鄉(xiāng)消費(fèi)差異與農(nóng)村居民收入水平之間的關(guān)系與模型(1)和模型(2)類似，但未考慮模型(3)和(4)的情況［1］)。因此最終哪一種更適用，只能通過實(shí)證分析加以檢驗(yàn)。

(二)城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間函數(shù)關(guān)系的設(shè)定

美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家?guī)炱澞脑谄渲鳌督?jīng)濟(jì)增長和收入不平等》中提出了描述經(jīng)濟(jì)發(fā)展與收入分配之間關(guān)系的倒U型曲線假說，也即收入分配隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會出現(xiàn)先惡化再改善的變化情況。伴隨著中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，確實(shí)出現(xiàn)了收入分配的惡化，其中城鄉(xiāng)居民收入差距加大便是其典型的表現(xiàn)形式之一。這提示我們兩者之間的關(guān)系是否符合庫茲涅茨假說。同時，兩者之間的關(guān)系也反映了經(jīng)濟(jì)發(fā)展對于城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的間接影響。因而有必要將城鄉(xiāng)收入差距水平與以人均實(shí)際GDP為代表的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間的關(guān)系納入庫茲涅茨假說的框架之內(nèi)予以驗(yàn)證。但具體分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響作用時，以下三方面是需要予以考慮的：

首先是自變量的選擇問題。在少數(shù)驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)發(fā)展與收入分配之間的庫茲涅茨關(guān)系的研究文獻(xiàn)中，自變量中除了包括以人均實(shí)際GDP為代表的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平外，還包含了其他的一些變量。本文認(rèn)為這是不恰當(dāng)?shù)?。萬廣華(2004)認(rèn)為，庫茲涅茨假說是一個描述不以任何條件為轉(zhuǎn)移的一般化的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與收入分配之間關(guān)系的理論，因此只涉及一個解釋變量——經(jīng)濟(jì)發(fā)展［5］。

其次，關(guān)于數(shù)據(jù)問題，Kanbur(2000)建議使用純時序數(shù)據(jù)以避免異質(zhì)性的影響［6］。但此時數(shù)據(jù)的稀缺性是一個巨大的障礙。因此陳宗勝(2002)認(rèn)為，在資料不充分時使用面板數(shù)據(jù)也是一種可行的方法［7］。借鑒該思路，本文選擇中國省級區(qū)域的面板數(shù)據(jù)作為研究對象以充分?jǐn)U大樣本容量。

最后，關(guān)于函數(shù)形式的選擇問題。現(xiàn)有的經(jīng)驗(yàn)研究多數(shù)使用收入或收入對數(shù)的二次方程形式。這類模型存在兩個缺陷，首先一般的線性模型在收入均值為零時總是會預(yù)測出一個很高的收入差距水平，而這是不恰當(dāng)?shù)?。其次，由于僅包含兩個斜率參數(shù)，因此曲線沒有拐點(diǎn)或僅有一個拐點(diǎn)。而對于轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體來說，不平等曲線可能有兩個甚至更多個拐點(diǎn)，因此，傳統(tǒng)的線性模型對于現(xiàn)實(shí)的描述是不準(zhǔn)確的。Ram(1995)［8］建立了一個一般性的模型用以描述庫茲涅茨曲線，即：

其中INEQ代表某種衡量不平衡程度的指標(biāo)，Y代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。該式的一個顯著特點(diǎn)是當(dāng)自變量的平均值為0時，模型預(yù)測的不平等程度為0。但該式反映的函數(shù)關(guān)系仍然僅有一個拐點(diǎn)。萬廣華(2004)［5］在Ram設(shè)定的函數(shù)式中加入經(jīng)濟(jì)發(fā)展的水平項與二次方項，即：

該式一方面具有多個拐點(diǎn)，另一方面仍然保證了收入均值為零時不平等程度為零的特點(diǎn)。但這種擴(kuò)展并未得到理論的支持。因此，在收入不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的函數(shù)關(guān)系不明確時，非參數(shù)估計方法便成為了一個有力的研究工具。

本文采用非參數(shù)局部多項式估計方法驗(yàn)證城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系。此時，不要求預(yù)先給定模型的確定形式，即一般性地將兩者之間的關(guān)系表示如下(這里我們?nèi)詫⑾嚓P(guān)變量進(jìn)行了取對數(shù)處理)：

假定m(ln AGDP)在ln AGDP0處 p+1階導(dǎo)數(shù)存在，則可將m(ln AGDP)在ln AGDP=ln AGDP0處進(jìn)行泰勒展開：

此時有：

該式可用加權(quán)最小二乘法進(jìn)行局部擬合，即最小化：

其中，Kh(?)=K(?/h)/h；h為控制局部鄰域大小的帶寬；K(?)為核函數(shù)；I(?)為示性函數(shù)，當(dāng)括號內(nèi)的不等式成立時，取值為1，否則取值為0。若K(?)為［-1，1］上的核函數(shù)，上式可進(jìn)一步簡化為：

本文采用Silverman(1986)［9］的方法確定帶寬，選擇Epanechnikov核函數(shù)K(u)=0.75(1-u2)，該函數(shù)為能夠使得MSE與MISE達(dá)到最小的最優(yōu)核函數(shù)［10］。根據(jù)多項式階數(shù)對估計結(jié)果的影響規(guī)律，即多項式階數(shù)與待估計函數(shù)的導(dǎo)數(shù)階數(shù)之差由偶數(shù)增加到奇數(shù)時，方差不增的特點(diǎn)［11］，本文具體選擇局部線性回歸對城鄉(xiāng)收入差距與人均實(shí)際GDP之間的關(guān)系進(jìn)行考察。

(三)研究方法與數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)區(qū)間為2000年至2010年，并使用了省級區(qū)域的面板數(shù)據(jù)(不包括重慶)。相關(guān)數(shù)據(jù)由名義值向?qū)嶋H值的轉(zhuǎn)換均是以2000年為基期進(jìn)行的。對城鄉(xiāng)消費(fèi)差異影響因素模型的實(shí)證研究，主要是基于面板回歸模型，即通過F檢驗(yàn)與Hausman檢驗(yàn)在混合回歸模型、固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型中進(jìn)行選擇以更好地擬合樣本數(shù)據(jù)。對城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系在采用局部線性回歸進(jìn)行估計時，由于納入模型之中的不同省份可能存在一定的個體差異性，本文借鑒許冰、章上峰(2010)［12］的研究方法，即首先基于樣本數(shù)據(jù)構(gòu)造一個包含固定效應(yīng)的二次多項式模型，得到省際的固定效應(yīng)值，然后將剔除固定效應(yīng)影響之后的城鄉(xiāng)收入差距數(shù)據(jù)與人均實(shí)際GDP進(jìn)行局部線性擬合。如果以上兩部分的實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)軌蜃C明經(jīng)濟(jì)發(fā)展對于城鄉(xiāng)收入差異的直接效應(yīng)以及通過對城鄉(xiāng)收入差距而產(chǎn)生影響的間接效應(yīng)均存在，則進(jìn)一步將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，即人均實(shí)際GDP作為城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的唯一影響因素，仍然通過非參數(shù)估計的方法，實(shí)證研究兩者之間的函數(shù)關(guān)系。本文相關(guān)數(shù)據(jù)根據(jù)《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》及各省相應(yīng)年度統(tǒng)計年鑒收集整理得到。模型中各變量的描述分析結(jié)果如表1所示。

表1 樣本數(shù)據(jù)統(tǒng)計描述

三、實(shí)證分析

(一)城鄉(xiāng)消費(fèi)差異與其影響因素之間關(guān)系研究

為了準(zhǔn)確對上述建立的城鄉(xiāng)消費(fèi)差異影響因素模型進(jìn)行估計，本文對其進(jìn)行一系列相關(guān)檢驗(yàn)。表2中的檢驗(yàn)結(jié)果表明，F(xiàn)檢驗(yàn)與Hausman檢驗(yàn)均顯著地拒絕了原假設(shè)，即選取固定效應(yīng)模型是較為恰當(dāng)?shù)?。由于本文的樣本不是典型的長面板，無法對擾動項進(jìn)行更深入的研究，因此對各模型的估計采用固定效應(yīng)估計法(FE)進(jìn)行估計。估計結(jié)果如表2所示。

表2 城鄉(xiāng)收入差異影響因素模型的四種形式估計結(jié)果

如表2所示，城鄉(xiāng)收入差距項在四個模型中均顯著，且系數(shù)符號為正。說明收入差距是消費(fèi)差異的重要影響因素，兩者正相關(guān)。人均實(shí)際GDP項在四個模型中也均顯著，且符號為負(fù)，說明經(jīng)濟(jì)的發(fā)展的確能夠縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差異，這也驗(yàn)證了本文之前的假設(shè)。以上兩個因素在改變模型的設(shè)定形式時均未改變顯著性及符號，即說明估計的結(jié)果是穩(wěn)健的。同時人均GDP的平方項在模型(2)中在5%的顯著性水平上顯著，且系數(shù)為正，而將顯著性水平降低到10%的水平時，其在模型(4)中的系數(shù)也為顯著，系數(shù)同為正，因此可以看出人均實(shí)際GDP的平方項也是模型的一個解釋因素，即說明了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對消費(fèi)差異的影響確實(shí)存在邊際作用遞減的現(xiàn)象。但值得注意的是，人均實(shí)際GDP平方項的系數(shù)絕對值在兩個模型中均較小，這說明邊際作用遞減雖然存在，但是幅度較小。收入差距與人均實(shí)際GDP的乘積項在模型(3)和(4)中均不顯著，即人均實(shí)際GDP與城鄉(xiāng)收入差距的交叉作用未在樣本中有所體現(xiàn)。本文推測這是由于現(xiàn)階段中國的人均實(shí)際GDP水平較低所致。收入差距的變動不會對消費(fèi)差異產(chǎn)生顯著影響，必須建立在人們的收入水平較高的基礎(chǔ)上，因此人均實(shí)際GDP與城鄉(xiāng)收入差距的交叉作用項在樣本期內(nèi)不顯著。當(dāng)然收入水平較低也是人均實(shí)際GDP的平方項系數(shù)盡管顯著，但絕對值較小的原因。綜上，本文認(rèn)為，城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的影響因素應(yīng)該有三項，即城鄉(xiāng)收入差距、人均實(shí)際GDP及人均實(shí)際GDP的平方項。因此，模型(2)作為描述城鄉(xiāng)消費(fèi)差異影響因素的模型是較為恰當(dāng)?shù)?。同時，模型(2)的調(diào)整后的擬合優(yōu)度也要高于忽略了人均實(shí)際GDP的平方項的模型(1)。值得說明的是，無論是模型(1)還是模型(2)，都證明了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的一個影響因素，且其在控制了城鄉(xiāng)收入差距的影響基礎(chǔ)上，作用為負(fù)。

(二)城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間關(guān)系的研究

為了確定城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系形式，首先對兩者建立一個包含固定效應(yīng)的二次多項式模型，利用得出的各省不同的固定效應(yīng)值對城鄉(xiāng)收入差異的對數(shù)值進(jìn)行調(diào)整，再對兩者進(jìn)行局部線性回歸。此時我們計算得到的最優(yōu)帶寬為0.2，估計結(jié)果如圖1所示。

由圖1結(jié)果可知，隨著人均實(shí)際GDP的提高，城鄉(xiāng)收入差距水平有擴(kuò)大的趨勢。從人均實(shí)際GDP的最小值開始，城鄉(xiāng)收入差距先后經(jīng)歷了加速擴(kuò)大、減速擴(kuò)大、加速擴(kuò)大、減速擴(kuò)大的過程，在人均實(shí)際GDP的對數(shù)值大約為10.168左右時，曲線達(dá)到第一個轉(zhuǎn)折點(diǎn)，之后城鄉(xiāng)收入差距轉(zhuǎn)為平穩(wěn)。在人均實(shí)際GDP的對數(shù)值為11.241左右時，曲線達(dá)到第二個轉(zhuǎn)折點(diǎn)。該點(diǎn)之后城鄉(xiāng)收入差距隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展逐漸減小。圖1中曲線的形狀總體上是一條倒U型曲線，也即城鄉(xiāng)收入差距與人均實(shí)際GDP之間確實(shí)存在庫茲涅茨關(guān)系。同時，曲線的形態(tài)也顯示了兩者之間的關(guān)系存在多個拐點(diǎn)，也即傳統(tǒng)的線性模型對于觀測數(shù)據(jù)的擬合可能是不完美的。

圖1 城鄉(xiāng)收入差距與人均實(shí)際GDP關(guān)系

綜合以上的實(shí)證研究結(jié)果，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的影響路徑有兩條：一是經(jīng)濟(jì)發(fā)展直接作為城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的影響因素，二是通過對城鄉(xiāng)收入差距的影響間接對消費(fèi)差異產(chǎn)生影響。前者本文稱為經(jīng)濟(jì)發(fā)展對于城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的直接效應(yīng)，而后者稱為間接效應(yīng)。直接效應(yīng)一直為負(fù)，間接效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初級階段為正，隨著經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展逐漸轉(zhuǎn)為負(fù)向。

(三)城鄉(xiāng)消費(fèi)差異與人均實(shí)際GDP之間關(guān)系研究

前述分析得到的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的作用結(jié)果表明，在不對間接效應(yīng)和直接效應(yīng)進(jìn)行區(qū)分時，直接將人均實(shí)際GDP作為城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的影響因素是可行的。同時，由于在城鄉(xiāng)收入差距隨著人均實(shí)際GDP的提高而擴(kuò)大時，直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的方向不一致，那么在樣本期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的關(guān)系究竟如何，則依賴于對兩者之間關(guān)系進(jìn)行的直接分析。這里我們?nèi)允褂梅菂?shù)的方法研究兩者之間的關(guān)系。將城鄉(xiāng)消費(fèi)差異與人均實(shí)際GDP的關(guān)系一般性地表示為：

在去除各省固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上，仍然采用局部線性回歸法對上式進(jìn)行估計，此時最優(yōu)帶寬的計算結(jié)果為0.2，估計結(jié)果如圖2所示。

圖2 城鄉(xiāng)消費(fèi)差異與人均實(shí)際GDP關(guān)系

由圖2可知，隨著人均實(shí)際GDP的提高，城鄉(xiāng)消費(fèi)差距總體上也呈現(xiàn)先加大后減小的趨勢，轉(zhuǎn)折點(diǎn)位于對數(shù)人均實(shí)際GDP為10.769左右，早于圖1的第二個轉(zhuǎn)折點(diǎn)。曲線顯示城鄉(xiāng)消費(fèi)差異與人均實(shí)際GDP之間的關(guān)系同樣符合庫茲涅茨假說，即在直接作用與間接作用的共同影響下，城鄉(xiāng)消費(fèi)差異隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展出現(xiàn)了先擴(kuò)大再縮小的趨勢。

Atkinson(1999)認(rèn)為，如果接受庫茲涅茨倒U型假說，在收入分配與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系上，政府的干預(yù)就是無效的［13］。從長期來看，整個經(jīng)濟(jì)會自然而然地走出這一困境。類似于關(guān)于收入分配與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間關(guān)系的庫茲涅茨假說，本文的分析結(jié)果顯示城鄉(xiāng)消費(fèi)差異與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間也存在著相似的關(guān)系。但社會對發(fā)展不平衡的容忍是有限度的。如果認(rèn)為政府在面對城鄉(xiāng)的不均衡發(fā)展時不應(yīng)放任自流，而應(yīng)采取措施主動干預(yù)，則將此處關(guān)于城鄉(xiāng)消費(fèi)差異與人均實(shí)際GDP關(guān)系的分析與前述關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距與人均實(shí)際GDP的分析結(jié)合在一起，便能夠得到較有價值的結(jié)果。我們認(rèn)為，可將各省市按照實(shí)際情況分為三類：第一類省份隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，城鄉(xiāng)收入差距已開始縮小，則此時經(jīng)濟(jì)發(fā)展對城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均為負(fù)；第二類省份伴隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展城鄉(xiāng)收入差距仍處于擴(kuò)大階段，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展對城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的間接作用為正，但小于直接作用的影響，因此總體來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差異；第三類省份與第二類省份相同，仍然存在城鄉(xiāng)收入差距隨著人均實(shí)際GDP的提高而擴(kuò)大的情況，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展對城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的間接作用大于直接作用，即總體看來城鄉(xiāng)消費(fèi)差異隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展而擴(kuò)大。基于以上分類，有關(guān)部門在處理城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡，特別是將著眼點(diǎn)放在城鄉(xiāng)消費(fèi)差異問題上時，其政策重點(diǎn)就應(yīng)有所區(qū)別。對于第一類省份，經(jīng)濟(jì)發(fā)展無論是對于縮小城鄉(xiāng)收入差距還是消費(fèi)差異，均能發(fā)揮正向作用，因此我們認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展應(yīng)作為政策的重點(diǎn)。第二類省份則應(yīng)在優(yōu)先發(fā)展經(jīng)濟(jì)與縮小城鄉(xiāng)收入差距之間進(jìn)行權(quán)衡；而第三類城市由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展對于城鄉(xiāng)收入差距及消費(fèi)差異的影響均為正，因此應(yīng)將更多的注意力放在消除城鄉(xiāng)間的不均衡，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展上來。

四、結(jié) 論

本文通過構(gòu)建城鄉(xiāng)消費(fèi)差異及城鄉(xiāng)收入差距的影響因素模型，將經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距、城鄉(xiāng)消費(fèi)差異納入統(tǒng)一模型框架之內(nèi)進(jìn)行研究，并在實(shí)證分析的基礎(chǔ)上，得出以下結(jié)論：城鄉(xiāng)消費(fèi)差異不僅受城鄉(xiāng)收入差距的影響，同時也受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，城鄉(xiāng)收入差距的拉大將加大城鄉(xiāng)消費(fèi)差異，而人均GDP的提高將會縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差異；城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系符合庫茲涅茨假說，兩者之間的關(guān)系曲線存在多個拐點(diǎn)，并且樣本期內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對于縮小城鄉(xiāng)收入差距的正向作用已經(jīng)出現(xiàn)；同時考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距及城鄉(xiāng)消費(fèi)差異之間的關(guān)系，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對于城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的影響路徑有兩條：一是通過影響城鄉(xiāng)收入差距而間接作用于消費(fèi)差異，即間接效應(yīng)。該效應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期為正，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展逐漸轉(zhuǎn)為負(fù)向；二是直接對城鄉(xiāng)消費(fèi)差異施加影響，即直接效應(yīng)，該效應(yīng)始終為負(fù)；經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鄉(xiāng)消費(fèi)差異之間的關(guān)系也呈倒U型曲線，即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，城鄉(xiāng)消費(fèi)差異隨著人均實(shí)際GDP的提高而擴(kuò)大，隨著經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，城鄉(xiāng)消費(fèi)差異轉(zhuǎn)而縮小。最后，在以上結(jié)論的基礎(chǔ)上，根據(jù)各省市的發(fā)展情況，對其進(jìn)行了分類，并對不同類型的省份給出了相應(yīng)的政策建議。

如果認(rèn)為政府在面對城鄉(xiāng)發(fā)展的不均衡時，應(yīng)主動作為，則本文的結(jié)論及提出的建議是有一定參考價值的。但受限于研究方法，本文仍存在一定不足之處，即假定各省市關(guān)于城鄉(xiāng)消費(fèi)差異、城鄉(xiāng)收入差距及人均實(shí)際GDP的函數(shù)關(guān)系都是相同的，并未考慮省際差別。因此，利用空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)，如地理加權(quán)回歸法進(jìn)行分析就成為進(jìn)一步研究的重點(diǎn)所在。

［1］史云鵬，趙黎明，賀穎.城鄉(xiāng)消費(fèi)差異的模型解釋：城鄉(xiāng)消費(fèi)差異函數(shù)的建立及應(yīng)用［J］.西安電子科技大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)，2012(2)：54-58.

［2］張廣勝，周娟.FDI對城鄉(xiāng)收入不均等影響的實(shí)證研究：基于省際面板數(shù)據(jù)的GMM分析［J］.財經(jīng)科學(xué)，2009(2)：88-95.

［3］陸銘，陳釗.城市化、城市化傾向的經(jīng)濟(jì)政策與城鄉(xiāng)收入差距［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2004(6)：50-58.

［4］林毅夫，蔡昉，李周.中國的奇跡：發(fā)展戰(zhàn)略與經(jīng)濟(jì)改革［M］.上海：上海三聯(lián)出版社，上海人民出版社，1999：206-211.

［5］萬廣華.轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中收入不平等和經(jīng)濟(jì)發(fā)展：非線性模型是否必須？［J］.世界經(jīng)濟(jì)文匯，2004(4)：1-13.

［6］Kanbur R.Income distribution and development［C］//Atkinson A B，Bourguignon F.Handbook of Income Distribution.Amsterdaln：Elsivier，2000：791-841.

［7］陳宗勝.關(guān)于收入差別倒U型曲線及兩極分化研究中幾個方法問題的建議［J］.中國社會科學(xué)，2002(5)：78-83.

［8］Ram R.Economis development and income inequality：An overlooked regression constraint［J］.Economic Development and Cultrural Change，1995，43(2)：425-434.

［9］Silverman BW.Density estimation for statistics and data analysis［M］.London：Chapman and Hall，1986：48-52.

［10］李子奈，葉阿忠.高等計量經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］.北京：清華大學(xué)出版社，2000：117-118.

［11］Fan J，Gijbels I.Local polynomial modelling and its applications［M］.London：Chapman and Hall，1996：18-20.

［12］許冰，章上峰.經(jīng)濟(jì)增長與收入分配不平等的倒U型多拐點(diǎn)測度研究［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2010(2)：54-64.

［13］Atkinson A B.Is rising inequality inevitable?A critique of the transatlantic consensus［R］.Helsinki，F(xiàn)inland ：UNU World Institute for Development Economics Research，1999.