李瑩瑩 博士生

（1、遼寧大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院 遼寧沈陽 110036；2、遼寧工程技術(shù)大學(xué)應(yīng)用技術(shù)與經(jīng)濟管理學(xué)院 遼寧阜新 123000）

研究背景

進入新常態(tài)以來，我國經(jīng)濟由高速增長轉(zhuǎn)換為高質(zhì)量發(fā)展，經(jīng)濟增長動力結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換加速，消費對經(jīng)濟高質(zhì)量增長的驅(qū)動作用日益重要，商務(wù)部數(shù)據(jù)顯示：2013-2019 年我國消費對經(jīng)濟增長的貢獻率徘徊在50% 左右，與英美等發(fā)達國家的消費對經(jīng)濟增長的貢獻率在70% 以上相比，仍有較多差距。目前，我國農(nóng)村人口總量占總?cè)丝诘谋戎卦?0% 左右，說明農(nóng)村地區(qū)具有巨大的消費潛力。但是，由于歷史原因形成的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)導(dǎo)致市場要素難以在城鄉(xiāng)之間高效流動，造成了農(nóng)村地區(qū)居民與城鎮(zhèn)居民之間的收入差距不斷擴大，收入差距的不斷擴大，也導(dǎo)致了城鄉(xiāng)居民消費水平的差異不斷擴大。國家統(tǒng)計局公開資料顯示：2018 年城鎮(zhèn)居民人均消費水平為26112 元，而農(nóng)村地區(qū)居民消費水平僅為12124 元，2018 年的農(nóng)村居民人均消費水平依然低于2013 年的城鎮(zhèn)居民人均消費水平。要素市場扭曲、城鄉(xiāng)居民收入與消費差距不斷擴大，這必然對我國經(jīng)濟高質(zhì)量增長造成不利影響。因此，探究要素市場扭曲對城鄉(xiāng)居民消費與收入的影響，具有一定的必要性和現(xiàn)實意義。高凡等（2016）利用省際面板數(shù)據(jù)，探究了勞動力市場扭曲與城鄉(xiāng)居民收入、消費的關(guān)聯(lián)性，結(jié)果表明勞動力市場扭曲擴大了城鄉(xiāng)居民的收入差異，進而加劇了城鄉(xiāng)居民消費的差異性。呂承超等（2018）構(gòu)建門檻模型，對要素市場扭曲對城鄉(xiāng)居民收入的影響機制進行檢驗，結(jié)果顯示要素市場扭曲對城鄉(xiāng)居民收入提升具有負面影響。何春麗（2019）利用我國2008-2014 年的省際面板數(shù)據(jù)構(gòu)建模型，對要素市場扭曲與城鄉(xiāng)居民消費差異進行探究，結(jié)果顯示要素市場扭曲程度上升一個單位，則城鄉(xiāng)居民消費差距會上升0.031 個單位。

現(xiàn)有研究雖然證實了要素市場扭曲對城鄉(xiāng)居民收入、消費的負向影響，但是對其影響機制缺乏必要的理論解析，并且實證分析中忽視了收入與消費的內(nèi)生性問題。本文在此方面進行了研究補充，余下部分分別是理論機制與假設(shè)、實證檢驗、研究結(jié)論與啟示。

研究假設(shè)

城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)主要有兩大表現(xiàn)：其一體現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上，具體而言是指我國城鎮(zhèn)主要是以工業(yè)和服務(wù)業(yè)為主的工業(yè)社會，而農(nóng)村地區(qū)主要以農(nóng)業(yè)為主的農(nóng)業(yè)社會；其二體現(xiàn)在空間結(jié)構(gòu)上，具體而言是指某一區(qū)域呈現(xiàn)出農(nóng)村社會與城鎮(zhèn)社會共存的局面。在此結(jié)構(gòu)下，農(nóng)村和城鎮(zhèn)在生產(chǎn)要素、技術(shù)水平、基礎(chǔ)設(shè)施等方面出現(xiàn)較大差異，基礎(chǔ)設(shè)施是要素市場自由流動的設(shè)備基礎(chǔ)，而技術(shù)水平是要素的使用效率。由于農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施薄弱，技術(shù)水平較低，造成要素市場較多地流向城鎮(zhèn)，較少地流向農(nóng)村地區(qū)。若要素市場能夠自由流動，則農(nóng)村與城鎮(zhèn)之間的要素會逐步趨同，但是由于城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，要素市場在農(nóng)村與城鎮(zhèn)之間出現(xiàn)扭曲，導(dǎo)致農(nóng)村與城鎮(zhèn)要素市場出現(xiàn)扭曲。要素市場扭曲會導(dǎo)致勞動等生產(chǎn)要素無法在市場化的基礎(chǔ)上實現(xiàn)自由流動，無法實現(xiàn)農(nóng)村勞動與城鎮(zhèn)勞動的自由交換，造成農(nóng)村勞動價格偏低，農(nóng)村進城務(wù)工人員與城鎮(zhèn)職工同工不同酬，由此降低了農(nóng)村居民收入水平，擴大了城鄉(xiāng)居民收入差異，由此提出假設(shè)1。

假設(shè)1：要素市場扭曲加劇了城鄉(xiāng)居民收入水平的差距。

要素市場扭曲同時也造成了農(nóng)村與城鎮(zhèn)社會保障水平、醫(yī)療教育水平的差異，與農(nóng)村相比，城鎮(zhèn)的社會保障體系覆蓋面更廣，更加健全。社會保障水平是影響居民消費意愿的重要因素，較低的農(nóng)村社會保障水平導(dǎo)致農(nóng)村居民傾向儲蓄，不敢消費，使農(nóng)村地區(qū)的消費潛力難以轉(zhuǎn)化成為消費現(xiàn)實。同時，由于教育水平的差異，導(dǎo)致農(nóng)村人力資本水平較低，未來收入水平的提升速度降低，由此提出假設(shè)2。

假設(shè)2：要素市場扭曲擴大了城鄉(xiāng)居民消費水平的差距。

假設(shè)檢驗

（一）變量、模型及檢驗

變量選取與測度。本文的被解釋變量是城鄉(xiāng)居民收入差距、城鄉(xiāng)居民消費差距，由于公開數(shù)據(jù)中并沒有直接指標衡量城鄉(xiāng)居民收入差異、消費差異，本文參考現(xiàn)有學(xué)者的做法使用泰爾指數(shù)，測算城鄉(xiāng)居民收入差距和城鄉(xiāng)居民消費差距，分別如方程（1）和（2）所示：

如方程（1）和（2）所示：ins表示城鄉(xiāng)居民收入差距，cos表示城鄉(xiāng)居民消費差距，j=2 分別表示城市和農(nóng)村，c為該時期總可支配收入，p為該時期總?cè)丝跀?shù)量，y為該時期總消費量。本文研究對象i為30 個省市（香港、澳門、臺灣、西藏數(shù)據(jù)缺失），時間跨度為2008-2018 年，數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局。

本文的核心解釋變量為要素市場扭曲程度，借鑒林伯強等人的做法，采用各地區(qū)市場化程度與所研究對象要素市場化程度相對差額進行度量，計算方法如方程（3）所示：

如方程（3）所示：MAR是要素市場扭曲程度，max表示最大值，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。

參考現(xiàn)有學(xué)者的實證模型，本文選取了相關(guān)的控制變量。人口老齡化水平，使用地區(qū)65 歲以上老年人口占總?cè)丝诘谋戎睾饬浚褂胮eo 表示。城鎮(zhèn)化水平，使用地區(qū)城鎮(zhèn)人口總數(shù)與常住人口總量比重衡量，使用city表示。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，使用地區(qū)生產(chǎn)總值衡量，用gdp表示。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，使用第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值除以地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量，用str表示。對外開放水平，使用地區(qū)進出口貿(mào)易水平衡量，用進出口貿(mào)易總額（open）表示。

模型設(shè)計。根據(jù)面板數(shù)據(jù)模型的特性，本文構(gòu)建了回歸模型，如方程（4）所示：

如方程（4）所示：ins 表示城鄉(xiāng)居民收入差距，cos表示城鄉(xiāng)居民消費差距，MAR為市場要素扭曲程度，peo表示人口老齡化水平，city表示城鎮(zhèn)化水平，lngdp為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的對數(shù)，str為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，lnopen為進出口貿(mào)易水平的對數(shù)，ε為隨機誤差項，i表示地區(qū)，t表示年份，c為常數(shù)項。

模型異方差檢驗。為避免模型出現(xiàn)異方差影響實證的準確性，本文首先對模型（4）進行OLS 回歸，計算殘差，如圖1 所示。

如圖1 所示，殘差相對平穩(wěn)，說明模型異方差性并不明顯，但為避免異方差，本文在回歸中依然使用聚類穩(wěn)健標準誤。

多重共線性檢驗。面板數(shù)據(jù)模型必須要進行多重共線性檢驗，將多重共線性檢驗值高于10 的變量剔除，以保證模型的穩(wěn)健。多重共線性檢驗結(jié)果如表1 所示。

如表1 所示，MAR 的VIF 值為1.477，peo 的VIF 值為1.377，city 的VIF 值1.294，lngdp 的VIF 值為1.126，str 的VIF 值為1.124，lnopen 的VIF 值為1.118，均低于10，說明模型（4）不存在多重共線性。

表1 多重共線性檢驗結(jié)果

圖1 異方差檢查結(jié)果

（二）實證結(jié)果及分析

面板數(shù)據(jù)模型有三種回歸形式，需要經(jīng)過F 檢驗和豪斯曼檢驗判斷最優(yōu)的回歸形式。表2 的F 檢驗值為13.78，在1% 的水平上顯著；豪斯曼檢驗值為163.13，在1% 的水平上顯著，說明表2 適用固定效應(yīng)形式進行回歸分析。同理，表3 的F 檢驗值為24.18，在1% 的水平上顯著；豪斯曼檢驗值為107.15，在1% 的水平上顯著，說明表3適用固定效應(yīng)形式進行回歸分析。

如表2 和表3 所示，MAR 與ins 的回歸系數(shù)為0.277，在1% 的水平上顯著，與cos 的回歸系數(shù)為0.251，在1%的水平上顯著，說明要素市場扭曲程度與城鄉(xiāng)居民收入水平差距、城鄉(xiāng)居民消費差距之間為明顯的正相關(guān)關(guān)系，具體而言就是要素市場扭曲程度每提升一個單位，會導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入水平差距上升0.277 個單位，會導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民消費水平差距上升0.251 個單位。由此，說明本文的假設(shè)1 和假設(shè)2 成立。

peo 與ins 的回歸系數(shù)為0.717，在5% 的水平上顯著，與cos 的回歸系數(shù)為0.661，在1% 的水平上顯著，說明人口老齡化水平與城鄉(xiāng)居民收入水平差距、城鄉(xiāng)居民消費差距之間為明顯的正相關(guān)關(guān)系，具體而言就是人口老齡化水平每提升一個單位，會導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入水平差距上升0.717 個單位，會導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民消費水平差距上升0.661 個單位。city 與ins 的回歸系數(shù)為-0.754，在5% 的水平上顯著，與cos 的回歸系數(shù)為-0.529，在5% 的水平上顯著，說明城鎮(zhèn)化水平與城鄉(xiāng)居民收入水平差距、城鄉(xiāng)居民消費差距之間為明顯的負相關(guān)關(guān)系。具體而言，就是城鎮(zhèn)化水平每提升一個單位，會促進城鄉(xiāng)居民收入水平差距下降0.717 個單位，會促進城鄉(xiāng)居民消費水平差距下降0.529個單位。lngdp 與ins 的回歸系數(shù)為-1.569，在10% 的水平上顯著，與cos 的回歸系數(shù)為-0.142，在10% 的水平上顯著，說明經(jīng)濟發(fā)展水平與城鄉(xiāng)居民收入水平差距、城鄉(xiāng)居民消費差距之間為明顯的負相關(guān)關(guān)系。具體而言，就是經(jīng)濟發(fā)展水平每提升一個單位，會促進城鄉(xiāng)居民收入水平差距下降1.569 個單位，會促進城鄉(xiāng)居民消費水平差距下降0.142 個單位。str 與ins 的回歸系數(shù)為-1.395，在5% 的水平上顯著，與cos 的回歸系數(shù)為-1.433，在10%的水平上顯著，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平與城鄉(xiāng)居民收入水平差距、城鄉(xiāng)居民消費差距之間為明顯的負相關(guān)關(guān)系。具體而言，就是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平每提升一個單位，會促進城鄉(xiāng)居民收入水平差距下降1.395 個單位，會促進城鄉(xiāng)居民消費水平差距下降1.433 個單位。lnopen 與ins 的回歸系數(shù)為-0.703，在1% 的水平上顯著，與cos 的回歸系數(shù)為-0.581，在1% 的水平上顯著，說明對外開放水平與城鄉(xiāng)居民收入水平差距、城鄉(xiāng)居民消費差距之間為明顯的負相關(guān)關(guān)系，具體而言就是對外開放水平每提升一個單位，會促進城鄉(xiāng)居民收入水平差距下降0.703 個單位，會促進城鄉(xiāng)居民消費水平差距下降0.581 個單位。

表2 被解釋變量為城鄉(xiāng)居民收入水平差距（ins）的回歸結(jié)果

表3 被解釋變量為城鄉(xiāng)居民消費水平差距（cos）的回歸結(jié)果

結(jié)論與展望

理論分析表明：要素市場扭曲造成農(nóng)村勞動價格偏低，農(nóng)村進城務(wù)工人員與城鎮(zhèn)職工同工不同酬，由此降低了農(nóng)村居民收入水平，擴大了城鄉(xiāng)居民收入差異。同時，要素市場扭曲房價也造成了農(nóng)村與城鎮(zhèn)社會保障水平、醫(yī)療教育水平的差異，而較低的農(nóng)村社會保障水平導(dǎo)致農(nóng)村居民傾向儲蓄，不敢消費，使農(nóng)村地區(qū)的消費潛力難以轉(zhuǎn)化成為消費現(xiàn)實。教育水平的差異，導(dǎo)致農(nóng)村人力資本水平較低，未來收入水平的提升速度降低，消費水平下降。實證分析進一步表明：要素市場扭曲程度每提升一個單位，會導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入水平差距上升0.277 個單位，會導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民消費水平差距上升0.251 個單位。人口老齡化水平每提升一個單位，會導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入水平差距上升0.717個單位，會導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民消費水平差距上升0.661 個單位。城鎮(zhèn)化水平每提升一個單位，會促進城鄉(xiāng)居民收入水平差距下降0.717 個單位，會促進城鄉(xiāng)居民消費水平差距下降0.529 個單位。經(jīng)濟發(fā)展水平每提升一個單位，會促進城鄉(xiāng)居民收入水平差距下降1.569 個單位，會促進城鄉(xiāng)居民消費水平差距下降0.142 個單位。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平每提升一個單位，會促進城鄉(xiāng)居民收入水平差距下降1.395 個單位，會促進城鄉(xiāng)居民消費水平差距下降1.433 個單位。對外開放水平每提升一個單位，會促進城鄉(xiāng)居民收入水平差距下降0.703 個單位，會促進城鄉(xiāng)居民消費水平差距下降0.581個單位。

本文局限于公開的相關(guān)指標種類和時間跨度，時間跨度為11 年，研究對象只包含了北京、上海等30 個省市，樣本的容量相對較小，需要在日后的研究中將研究指標的范圍、時間跨度進行擴展，同時需要將評價對象擴大到地級市層面。以城鄉(xiāng)居民收入與消費差距作為核心解釋變量，參考以往學(xué)者的研究選取了經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放水平等變量作為控制變量，未來需要選擇更多的數(shù)據(jù)變量進行全面的分析。