王 凱 馬長(zhǎng)發(fā)

（新疆財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與數(shù)據(jù)科學(xué)學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830012）

一、引言

消費(fèi)是最終需求，既是生產(chǎn)的最終目的和動(dòng)力，也是人民對(duì)美好生活需要的直接體現(xiàn)。2020年受新冠肺炎疫情的沖擊和國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的影響，盡管我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值實(shí)現(xiàn)了正增長(zhǎng)，但消費(fèi)支出拉動(dòng)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值下降0.5個(gè)百分點(diǎn)，近40年首次出現(xiàn)負(fù)值。而且長(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)同時(shí)面臨著居民消費(fèi)傾向低、城鄉(xiāng)消費(fèi)差距大的問(wèn)題。

近20年來(lái)，我國(guó)住戶部門的平均消費(fèi)傾向不高于70%，也就是說(shuō)在居民的可支配總收入中，始終有30%以上的部分用于儲(chǔ)蓄。以2016年數(shù)據(jù)為例，我國(guó)住戶部門的平均儲(chǔ)蓄傾向?yàn)?6%。相比之下，2016年OECD國(guó)家住戶部門的平均儲(chǔ)蓄傾向均在20%以下，部分國(guó)家甚至為負(fù)值①資料來(lái)源于OECD國(guó)家數(shù)據(jù)庫(kù)：https://data.oecd.org/hha/household-savings.htm。。與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體相比，我國(guó)的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)比較突出，城鄉(xiāng)消費(fèi)水平有較大差距。

城鄉(xiāng)消費(fèi)比直觀反映了城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的變動(dòng)趨勢(shì)。1990年到1995年間，城鄉(xiāng)消費(fèi)比由2.2急劇上升到3.5，此后的15年間長(zhǎng)期保持在3.3以上的高位，之后逐漸下降到2019年的2.3。但從絕對(duì)數(shù)據(jù)看，城鄉(xiāng)消費(fèi)差距一直在擴(kuò)大。2000年城鄉(xiāng)消費(fèi)差距為4877元，2010年城鄉(xiāng)消費(fèi)差距為11409元，2019年為20462元。體現(xiàn)在宏觀數(shù)據(jù)上，便是農(nóng)村居民消費(fèi)占比的下降。2019年居民消費(fèi)支出占到最終消費(fèi)支出的70%，對(duì)當(dāng)年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率達(dá)到38.78%。但從居民消費(fèi)的構(gòu)成看，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)占比達(dá)到78.3%，農(nóng)村居民消費(fèi)占比僅為21.7%。2019年中國(guó)仍有5.5億人口生活在農(nóng)村，農(nóng)村居民消費(fèi)是明顯偏低的，從側(cè)面說(shuō)明農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)潛力巨大。

消費(fèi)驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主體是居民。改革開放以來(lái)的“高積累、低消費(fèi)和高投資”政策使居民收入水平不斷提高，但在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的束縛下，農(nóng)村居民的收入和消費(fèi)水平明顯低于城市居民[1]。城鄉(xiāng)消費(fèi)差距是我國(guó)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的縮影，縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差距對(duì)于破解城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)這一難題意義重大。

近年來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依靠消費(fèi)和投資雙輪驅(qū)動(dòng)，在構(gòu)建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局背景下，暢通內(nèi)循環(huán)更加需要充分挖掘居民消費(fèi)潛力，完善促進(jìn)消費(fèi)體制機(jī)制，促進(jìn)消費(fèi)提質(zhì)擴(kuò)容。

二、研究綜述及現(xiàn)狀分析

對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的研究主要集中于兩個(gè)方面：其一是城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的測(cè)度及比較；其二是城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的影響因素分析。

（一）城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的測(cè)度及比較

城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的測(cè)度主要有三種指標(biāo)：城鄉(xiāng)消費(fèi)比、恩格爾系數(shù)、泰爾指數(shù)。城鄉(xiāng)消費(fèi)比是簡(jiǎn)便易得的數(shù)據(jù)，但這一指標(biāo)沒有剔除城鄉(xiāng)價(jià)格不可比的因素，研究中一般不能直接采用。范劍平（1994）[2]測(cè)度了1992年我國(guó)居民的收入差距和消費(fèi)差距，修正后的數(shù)據(jù)顯示，城鄉(xiāng)消費(fèi)比至少達(dá)到3.49：1，同期收入比達(dá)到3.34：1。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)出現(xiàn)了明顯斷層。在假定城鄉(xiāng)居民收入增速一致的前提下，城鄉(xiāng)消費(fèi)至少存在10年的差距。

恩格爾系數(shù)反映了居民家庭中食品消費(fèi)支出占總消費(fèi)的比重，實(shí)質(zhì)上體現(xiàn)了消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化趨勢(shì)。一般而言，隨著居民家庭收入水平的提高，食品支出所占比重會(huì)下降，恩格爾系數(shù)也會(huì)下降。高帆（2013）[3]采用城鄉(xiāng)消費(fèi)比和恩格爾系數(shù)研究了改革開放以來(lái)的城鄉(xiāng)消費(fèi)總量、結(jié)構(gòu)、規(guī)模及空間差異，研究顯示城鄉(xiāng)消費(fèi)差距與城鄉(xiāng)收入差距均呈現(xiàn)庫(kù)茲涅茨倒“U”形曲線。

泰爾指數(shù)基于信息熵理論，將收入差距分解為組內(nèi)和組間收入差距，反映了收入差距的變動(dòng)幅度，實(shí)現(xiàn)了靜態(tài)測(cè)量向動(dòng)態(tài)變化的轉(zhuǎn)移[4]。

本文根據(jù)泰爾指數(shù)并借鑒王少平和歐陽(yáng)志剛（2008）[5]的方法進(jìn)行計(jì)算。用公式表示為：

式中，i=1，2，分別表示城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)；Pit為第t時(shí)期，城鎮(zhèn)（或農(nóng)村地區(qū)）的消費(fèi)（或收入）水平，Zit為第t時(shí)期城鎮(zhèn)（或農(nóng)村地區(qū)）的常住人口；Pt表示第t時(shí)期，該地區(qū)的總消費(fèi)（或總收入）水平，Zt則為第t時(shí)期該地區(qū)的總?cè)丝凇？傁M(fèi)（或總收入）水平可以由人均消費(fèi)支出（或人均可支配收入）乘以人口數(shù)計(jì)算得到。如果一個(gè)地區(qū)的城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋壤c城鎮(zhèn)人口的消費(fèi)（或收入）水平占總消費(fèi)（或總收入）水平的比例相同，那么對(duì)數(shù)的真數(shù)部分取值為1，相對(duì)應(yīng)泰爾指數(shù)的值為0，表明該地區(qū)的城鄉(xiāng)消費(fèi)沒有差異。因此從理論上而言，泰爾指數(shù)的值越接近0，表示城鄉(xiāng)差異越小。

（二）城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的影響因素分析

馬成文（1998）[6]通過(guò)定性分析發(fā)現(xiàn)，影響城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的因素是多方面的，經(jīng)濟(jì)因素、制度因素、地理因素、消費(fèi)觀念等都有不同程度的影響。多數(shù)學(xué)者的實(shí)證研究表明，城鄉(xiāng)消費(fèi)差距主要受城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)化水平、政府行為、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素的影響。

凱恩斯的絕對(duì)收入假說(shuō)指出，收入是消費(fèi)的基礎(chǔ)，居民收入差距的擴(kuò)大將導(dǎo)致消費(fèi)差距的擴(kuò)大。范劍平（1994）[2]認(rèn)為破解城鄉(xiāng)消費(fèi)差距問(wèn)題的根本出路在于農(nóng)村人口的城市化，我國(guó)人為割裂工業(yè)化與城市化的二元發(fā)展模式是城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的根源。范劍平和向書堅(jiān)（1999）[7]也認(rèn)為通過(guò)農(nóng)村人口工業(yè)化帶動(dòng)農(nóng)村人口向小城鎮(zhèn)就地轉(zhuǎn)移的城市化模式抑制了居民消費(fèi)率的提高。林毅夫和陳斌開（2009）[8]采用地方財(cái)政支出的比重測(cè)量了政府干預(yù)程度，研究表明政府干預(yù)行為擴(kuò)大了城鄉(xiāng)消費(fèi)差距。劉琦和黃天華（2011）[9]將財(cái)政支出分解為五類，對(duì)1997—2006年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果顯示，財(cái)政支出是影響城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的重要因素，且存在區(qū)域差異性。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也是影響城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的一個(gè)因素，范秀榮和賀本嵐（2009）[10]采用農(nóng)業(yè)部門增加值和非農(nóng)部門增加值之比反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異。徐敏和姜勇（2015）[11]則引入了產(chǎn)業(yè)升級(jí)指數(shù)代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平。研究表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)顯著縮小了城鄉(xiāng)消費(fèi)差距，但隨時(shí)間和空間的變化存在差異。

（三）中國(guó)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的變化趨勢(shì)

依據(jù)公式（1）計(jì)算得到我國(guó)2000年以來(lái)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距和城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)，如圖1所示。

圖1 2000年以來(lái)我國(guó)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距和城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)

城鄉(xiāng)消費(fèi)差距和城鄉(xiāng)收入差距都呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)。2005年和2013年是兩個(gè)重要的時(shí)間節(jié)點(diǎn)。2005年之前，城鄉(xiāng)消費(fèi)差距大于城鄉(xiāng)收入差距，而2005年之后則相反。2013年城鄉(xiāng)收入差距和城鄉(xiāng)消費(fèi)差距都有了較大程度的下降，且2013年之后的下降趨勢(shì)比之前明顯。這段時(shí)間恰逢我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型，政策向民生領(lǐng)域和農(nóng)村傾斜，帶動(dòng)了農(nóng)村居民收入的提高，進(jìn)而刺激了消費(fèi)需求。

三、研究方法與數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）面板分位數(shù)回歸方法

傳統(tǒng)的回歸分析主要關(guān)注均值，即自變量的條件均值對(duì)于因變量的條件均值的影響。在理想條件下，可以完整地提供自變量和因變量分布關(guān)系的描述。但條件均值框架的基本假設(shè)，尤其是方差齊性假設(shè)經(jīng)常無(wú)法得到滿足，具有一定的局限性[12]，而分位數(shù)回歸模型可以全面刻畫自變量X對(duì)因變量Y分布的位置、刻度和形狀的影響[13]。

分位數(shù)回歸方法由Koenker和Bassett于1978年提出，但早期的研究只能處理截面數(shù)據(jù)。2004年，Koenker提出了固定效應(yīng)面板回歸模型，充分發(fā)揮了面板數(shù)據(jù)和分位數(shù)回歸的優(yōu)點(diǎn)，可以分析不同數(shù)據(jù)的空間差異，具有鮮明的層次性[14]。

參照相關(guān)研究[13]，簡(jiǎn)化的分位數(shù)回歸方程可以寫成如下形式：

要得到參數(shù)的估計(jì)值，需要對(duì)下面這個(gè)式子進(jìn)行求解：

隨著τ的取值由0到1，理論上可以得到所有分位點(diǎn)下y在x上的條件分布軌跡。現(xiàn)有的面板分位回歸方法主要有三種：一階差分回歸法、固定效應(yīng)變換分位回歸法、引進(jìn)虛擬變量的懲罰法[15]。本文采用固定效應(yīng)分位數(shù)回歸模型分析城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的空間差異：

式中，i=1，2，…，N；t=1，2，…，N。yit為第 i個(gè)個(gè)體第t時(shí)期的被解釋變量的觀測(cè)值；αTit為不依賴于分位數(shù)τ的第i個(gè)個(gè)體在第t時(shí)期的解釋變量的觀測(cè)值；αi為個(gè)體固定效應(yīng)；τ為分位數(shù)。

Stata提供了基于面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)分位回歸模型的專門命令xtqreg。借助該命令，可以達(dá)到參數(shù)估計(jì)的目的。

（二）變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的研究區(qū)間為2005—2019年，采用31個(gè)省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)來(lái)源于相應(yīng)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為剔除物價(jià)變動(dòng)因素的影響，所有的名義變量均以2005年為基期進(jìn)行平減。

1.被解釋變量

城鄉(xiāng)消費(fèi)差距（gap）是本文的研究對(duì)象，基于公式（1）以2005年不變價(jià)格計(jì)算。

2.解釋變量

（1）城鄉(xiāng)收入差距（income），理論研究與實(shí)證研究均表明城鄉(xiāng)收入差距在很大程度上影響了城鄉(xiāng)消費(fèi)差距。城鄉(xiāng)收入差距同樣基于公式（1）以2005年不變價(jià)格計(jì)算，預(yù)期符號(hào)為“+”。

（2）城鎮(zhèn)化水平（urban），以常住人口城鎮(zhèn)化率計(jì)算。城鎮(zhèn)化進(jìn)程中伴隨著生產(chǎn)方式和生活方式的變革，不僅增加了就業(yè)機(jī)會(huì)和居民收入，還提供了更大更便利的消費(fèi)市場(chǎng)。預(yù)期符號(hào)為“-”。

（3）產(chǎn)業(yè)升級(jí)（upgrade），借鑒相關(guān)研究，采用產(chǎn)業(yè)升級(jí)指數(shù)計(jì)算[11]。計(jì)算方法如下：

式中，qi為第 i產(chǎn)業(yè)所占的比重，i=1，2，3。產(chǎn)業(yè)升級(jí)一方面提高了勞動(dòng)力報(bào)酬，另一方面也改善了我國(guó)“物質(zhì)匱乏”的狀況，消費(fèi)市場(chǎng)的完善和居民收入的提高將縮小消費(fèi)差距。預(yù)期符號(hào)為“-”。

（4）政府行為（gov），采用地方財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重計(jì)算。政府的公共預(yù)算支出將增加有效需求，進(jìn)而刺激消費(fèi)。預(yù)期符號(hào)為“-”。

（5）對(duì)外開放（open），采用進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重計(jì)算。對(duì)外開放最直接的受益地區(qū)是城鎮(zhèn)。預(yù)期符號(hào)為“+”。

（6）人口撫養(yǎng)比（dependence），非勞動(dòng)年齡人口數(shù)與勞動(dòng)年齡人口數(shù)之比。預(yù)期人口撫養(yǎng)比的提高將擴(kuò)大消費(fèi)差距。預(yù)期符號(hào)為“+”。

（7）人均地區(qū)生產(chǎn)總值（lnpgdp），對(duì)人均地區(qū)生產(chǎn)總值采取對(duì)數(shù)化處理。預(yù)期符號(hào)為“+”。

相關(guān)變量的描述統(tǒng)計(jì)信息如表1所示，Q為分位數(shù)。

表1 相關(guān)變量的描述統(tǒng)計(jì)信息

泰爾指數(shù)計(jì)算過(guò)程中采取了對(duì)數(shù)化處理，只要占總?cè)丝赼%比例的城鎮(zhèn)人口實(shí)現(xiàn)了總消費(fèi)的a%，那么對(duì)數(shù)的真數(shù)部分取值就會(huì)為1，泰爾指數(shù)在理論上就會(huì)為0。泰爾指數(shù)的值越接近0，表示城鄉(xiāng)差距越小。城鄉(xiāng)消費(fèi)差距最小的地區(qū)是2016年的天津，其數(shù)值為0.000000743；城鄉(xiāng)收入差距最小的地區(qū)為2006年的天津，其數(shù)值為0.0000137。實(shí)際上，北京、天津、上海這三個(gè)直轄市的消費(fèi)差距和收入差距一直處于較低水平。

（三）模型設(shè)置

為避免數(shù)據(jù)不平穩(wěn)可能造成的偽回歸現(xiàn)象，本文采取多種方法進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示。

表2 相關(guān)變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

單位根檢驗(yàn)的結(jié)果表明本文的變量整體上是平穩(wěn)的，進(jìn)一步進(jìn)行固定效應(yīng)檢驗(yàn)。在0.01的顯著性水平下，本文的變量通過(guò)了穩(wěn)健的豪斯曼檢驗(yàn)，對(duì)應(yīng)的卡方值為50.430。

依據(jù)上文分析，本文建立固定效應(yīng)分位數(shù)回歸模型如下：

四、結(jié)論與建議

從理論而言，分位數(shù)回歸依據(jù)自變量的條件分位數(shù)建模，可以得到所有分位數(shù)下的回歸模型。結(jié)合現(xiàn)有研究的通行做法，本文選取 0.10，0.25，0.50，0.75，0.90五個(gè)分位點(diǎn)下的模型估計(jì)結(jié)果予以展示，同時(shí)以固定效應(yīng)模型為參照進(jìn)行對(duì)比。

（一）模型估計(jì)結(jié)果

表3展示了0.10，0.25，0.50，0.75，0.90共5個(gè)分位數(shù)下的模型估計(jì)結(jié)果。

表3 分位點(diǎn)為0.10，0.25，0.50，0.75，0.90的模型估計(jì)結(jié)果

模型估計(jì)結(jié)果表明，城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)化水平是影響城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的全局變量。城鄉(xiāng)收入差距的系數(shù)為正且相當(dāng)穩(wěn)定，表明城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大顯著拉大了城鄉(xiāng)消費(fèi)差距。城鎮(zhèn)化水平的系數(shù)顯著為負(fù)，表明城鎮(zhèn)化水平的提升顯著縮小了城鄉(xiāng)消費(fèi)差距，但這種效應(yīng)隨著城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的擴(kuò)大而逐漸減弱。城鎮(zhèn)化的縮小效應(yīng)明顯高于收入差距的拉大效應(yīng)，城鎮(zhèn)化水平的提升是我國(guó)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距縮小的主因。此外，在城鄉(xiāng)消費(fèi)差距較高的地區(qū)，產(chǎn)業(yè)升級(jí)有限度地縮小了城鄉(xiāng)消費(fèi)差距。

為進(jìn)一步探究各變量對(duì)于城鄉(xiāng)消費(fèi)差距分布的刻畫特征，本文繪制了所有分位點(diǎn)下的回歸模型估計(jì)結(jié)果。圖2、圖3分別展示了7個(gè)解釋變量在所有分位點(diǎn)下的估計(jì)系數(shù)及置信區(qū)間。作為對(duì)比，黑色的實(shí)線表示OLS模型的估計(jì)參數(shù)，黑色的虛線則為置信區(qū)間。城鄉(xiāng)收入差距對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的影響相當(dāng)穩(wěn)定，其估計(jì)系數(shù)與OLS估計(jì)量基本重合，而城鎮(zhèn)化水平的提高顯著縮小了城鄉(xiāng)消費(fèi)差距，這種縮小作用隨著消費(fèi)差距的擴(kuò)大而逐漸減弱，但其始終大于城鄉(xiāng)收入差距的拉大效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距有明顯的縮小效應(yīng)，但在產(chǎn)業(yè)升級(jí)初期可能拉大城鄉(xiāng)消費(fèi)差距。政府行為對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距也有拉大效應(yīng)。

圖2 部分解釋變量的全分位估計(jì)系數(shù)及置信區(qū)間

圖3 部分解釋變量的全分位估計(jì)系數(shù)及置信區(qū)間

在其他解釋變量中，隨著對(duì)外開放程度的提高，城鄉(xiāng)消費(fèi)差距將先擴(kuò)大后縮??；人口撫養(yǎng)比對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距有所拉大；隨著地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升，其對(duì)消費(fèi)差距的拉大效應(yīng)將減弱。

通過(guò)以上分析，可以得知：2005—2019年間，我國(guó)城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的縮小主要得益于城鎮(zhèn)化的快速推進(jìn)，城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大顯著拉大了城鄉(xiāng)消費(fèi)差距，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)顯著縮小了部分地區(qū)的城鄉(xiāng)消費(fèi)差距。

（二）政策建議

1.推進(jìn)以“人”為核心的新型城鎮(zhèn)化建設(shè)

早在20世紀(jì)90年代，我國(guó)學(xué)者的相關(guān)研究就表明，我國(guó)人為割裂工業(yè)化與城市化的特殊二元發(fā)展模式是城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的根源，解決這個(gè)問(wèn)題的根本出路就在于農(nóng)村人口的城市化[2]。我國(guó)的城市化以城市群為主要載體，大中小城市和小城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展，城鄉(xiāng)一體化是我國(guó)城市化的終極目標(biāo)。鄉(xiāng)村振興和城鄉(xiāng)融合發(fā)展都是破解城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化的戰(zhàn)略舉措。

目前我國(guó)實(shí)施的城鎮(zhèn)化是以“人”為核心的新型城鎮(zhèn)化之路，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的市民化是我國(guó)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的首要目標(biāo)。農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化質(zhì)量不高、城市治理水平參差不齊、中小城市人口流失、城鄉(xiāng)融合發(fā)展進(jìn)展緩慢是我國(guó)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)面臨的主要難題。深化戶籍制度改革、優(yōu)化城鎮(zhèn)化空間格局、提升城市綜合承載能力、推進(jìn)縣域城鎮(zhèn)化建設(shè)、加快推進(jìn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展，可以有效縮小我國(guó)的城鄉(xiāng)差距。

2.提高農(nóng)村居民收入，縮小城鄉(xiāng)收入差距

無(wú)論是當(dāng)代西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家的消費(fèi)理論，還是馬克思主義經(jīng)典作家的消費(fèi)思想，都強(qiáng)調(diào)了收入對(duì)于消費(fèi)的基礎(chǔ)作用，農(nóng)村居民收入的提高將有助于消費(fèi)需求的增加。2020年，我國(guó)農(nóng)村居民的收入來(lái)源中，工資性收入和經(jīng)營(yíng)凈收入占到了可支配收入的75%，因而提高農(nóng)村居民的工資性收入和經(jīng)營(yíng)凈收入是增加農(nóng)村居民收入最直接有效的措施。農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)營(yíng)收入是農(nóng)村居民的重要收入來(lái)源，加強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量體系建設(shè)，加大農(nóng)業(yè)幫扶政策的扶持力度，推進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)的創(chuàng)新，引入集約化經(jīng)營(yíng)模式將有效增加農(nóng)村居民的收入。此外，轉(zhuǎn)移凈收入也占到了農(nóng)村居民收入的一定比例，政府轉(zhuǎn)移支付是在初次分配基礎(chǔ)上進(jìn)行的收入再分配，再分配過(guò)程中應(yīng)更加關(guān)注社會(huì)公平。地方政府要加大對(duì)“三農(nóng)”政策的扶持力度，將中央的各項(xiàng)政策落到實(shí)處，確保幫扶資金發(fā)放到農(nóng)民手里。

3.刺激消費(fèi)需求，引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)

從社會(huì)再生產(chǎn)角度看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)決定了生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，在很大程度上影響了居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)。消費(fèi)既是社會(huì)再生產(chǎn)循環(huán)的終點(diǎn)，又是下一個(gè)再生產(chǎn)循環(huán)的起點(diǎn)。消費(fèi)需求和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化將深刻影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的方向。

2020年受國(guó)際政治因素的影響，我國(guó)在關(guān)鍵領(lǐng)域關(guān)鍵技術(shù)的短板不斷顯現(xiàn)，凸顯了我國(guó)創(chuàng)新能力的不足。盡管我國(guó)是世界第一制造業(yè)大國(guó)，產(chǎn)業(yè)規(guī)模宏大，但在產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)方面存在許多短板，基礎(chǔ)能力對(duì)外依存度較高，阻礙了我國(guó)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)[16]。近年來(lái)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的指數(shù)式增長(zhǎng)給我國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)帶來(lái)了機(jī)遇，新的經(jīng)濟(jì)形式創(chuàng)造了新的消費(fèi)需求。“十四五”時(shí)期，我國(guó)要大力培育以物聯(lián)網(wǎng)和大數(shù)據(jù)為代表的新興產(chǎn)業(yè)，以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，以消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)為導(dǎo)向，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)，實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

4.完善消費(fèi)市場(chǎng)，促進(jìn)消費(fèi)提質(zhì)擴(kuò)容

近年來(lái)，我國(guó)居民的消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)都迎來(lái)了升級(jí)，但一些制約消費(fèi)體制機(jī)制的因素仍然突出。一方面，我國(guó)的消費(fèi)市場(chǎng)不能滿足人民群眾越來(lái)越多樣化和個(gè)性化的消費(fèi)需求，另一方面，現(xiàn)有的監(jiān)管體制不適應(yīng)新業(yè)態(tài)新消費(fèi)模式的發(fā)展，質(zhì)量監(jiān)督體系建設(shè)存在滯后。

因此，我們要以消費(fèi)者需求為導(dǎo)向，圍繞居民生活的方方面面，豐富居民衣食住行方面的消費(fèi)，推進(jìn)服務(wù)性消費(fèi)提質(zhì)擴(kuò)容。同時(shí)，完善消費(fèi)品質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)建設(shè)，健全消費(fèi)者維權(quán)機(jī)制，為居民創(chuàng)造安全放心的消費(fèi)環(huán)境。