封永平 康 立 張慧敏

1（武漢大學(xué)政治與公共管理學(xué)院，武漢 430072）2（中南財經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院，武漢 430073）

引言

2017年，黨的十九大提出“完善促進(jìn)消費的體制機(jī)制，增強消費對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用”。2022年，黨的二十大強調(diào)“我們要堅持以推動高質(zhì)量發(fā)展為主題，把實施擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略同深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革有機(jī)結(jié)合起來，增強國內(nèi)大循環(huán)內(nèi)生動力和可靠性”。當(dāng)前，我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，出口和投資主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)增長模式難以繼續(xù)適應(yīng)我國國情，亟需發(fā)展消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長模式。傳統(tǒng)消費理論認(rèn)為，收入提高是提升消費的中堅力量。但由于我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的存在，城鄉(xiāng)割裂明顯，城鄉(xiāng)收入差距較大。城鄉(xiāng)收入不平等轉(zhuǎn)化為消費不平等，農(nóng)村低收入群體的消費水平持續(xù)保持低位，消費潛力難以釋放，阻礙了我國經(jīng)濟(jì)增長的動能轉(zhuǎn)換［1］。目前，學(xué)界對消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長的研究，主要圍繞影響因素、發(fā)展障礙和測算體系構(gòu)建展開。關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距如何影響消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長，系統(tǒng)性研究并不多。鑒于此，本文從經(jīng)濟(jì)自主能力、需求結(jié)構(gòu)、消費水平、消費結(jié)構(gòu)及消費環(huán)境5 個維度出發(fā)，探究了我國城鄉(xiāng)收入差距對消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)及傳導(dǎo)路徑。本文的研究，在我國當(dāng)下致力于推動建設(shè)消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)的關(guān)鍵階段，豐富了消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域研究的經(jīng)驗證據(jù)，并為相關(guān)政策的制定提供理論支持。

1 文獻(xiàn)綜述與研究假說

消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長是由消費驅(qū)動的高質(zhì)量增長模式，具有經(jīng)濟(jì)水平高、經(jīng)濟(jì)韌性高、消費在總需求中比重高、消費方式合理、消費環(huán)境良好等特點［2］。消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長受國家宏觀經(jīng)濟(jì)導(dǎo)向、基本公共服務(wù)水平、收入分配格局等諸多因素的影響［3］。當(dāng)前在我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展過程中，存在消費能力趨弱現(xiàn)象，這是由于居民總收入中財產(chǎn)性收入較低、財富差距較大及制度存在剛性限制［4］。程文和張建華（2018）［5］研究發(fā)現(xiàn)，在收入脫離低水平后，若收入差距問題未能隨著收入提升得到優(yōu)化，自主創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長都將陷入僵局。后續(xù)研究表明，勞動收入差距和資本收入差距是經(jīng)濟(jì)增長的主要障礙［6］。在我國向高水平消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長模式轉(zhuǎn)變的背景下，依然存在消費水平低、消費結(jié)構(gòu)失衡等問題［7］。由此提出研究假說H1：

H1：城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大對消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長有抑制作用。

城鄉(xiāng)收入差距對消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)的影響基于不同的維度：

（1）城鄉(xiāng)收入差距通過經(jīng)濟(jì)自主能力影響消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)。目前，我國經(jīng)濟(jì)已進(jìn)入經(jīng)濟(jì)增速放緩及動力機(jī)制轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵階段，這種新常態(tài)主張?zhí)嵘?jīng)濟(jì)自主能力。而經(jīng)濟(jì)自主能力需要建立有效防范各種不確定事件和風(fēng)險因素的強韌經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)。但城鄉(xiāng)收入差距會因消費波動的加大導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)波動，政府會因此頻繁調(diào)整政策，這不利于經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長［8］。另有研究表明，城鄉(xiāng)收入不平衡會轉(zhuǎn)化為消費不平衡，使居民消費傾向出現(xiàn)兩極分化、農(nóng)村勞動力流失和財政幫扶支出增加，進(jìn)而降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展和復(fù)原能力［9］。同時，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大促使勞動力流向城市，不利于提高農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，無法填補城鄉(xiāng)發(fā)展鴻溝，降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展韌性［10］。由此提出研究假說H2a：

H2a：城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大顯著降低經(jīng)濟(jì)自主能力，從而抑制消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長。

（2）城鄉(xiāng)收入差距通過需求結(jié)構(gòu)影響消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)。根據(jù)凱恩斯的消費理論，收入不平等的增加會降低整個社會的消費水平，這不僅影響當(dāng)期投資消費比例，還會改變供應(yīng)能力影響未來投資率。同時，收入差距擴(kuò)大會促進(jìn)凈出口額增加，引發(fā)經(jīng)濟(jì)內(nèi)外部失衡。在以消費拉動經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)需式階段，需求結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出消費投資比重降低，出口比重提升，會不可避免地帶來負(fù)面影響。在我國，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大是引起消費需求減少的重要原因。孫巍和夏海利（2022）［11］研究發(fā)現(xiàn)，在居民具有相同投資率或消費率的假設(shè)下，收入差距擴(kuò)大低估了高收入居民的投資率，提高了整個經(jīng)濟(jì)體的消費率，對消費產(chǎn)生較大刺激作用。因此，短期內(nèi)政府應(yīng)干預(yù)收入分配，提升消費需求［12］。由此提出研究假說H2b：

H2b：城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大顯著惡化需求結(jié)構(gòu)，從而抑制消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)的增長。

（3）城鄉(xiāng)收入差距通過消費水平影響消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)。Eggertsson 等（2019）［13］研究表明，收入差距擴(kuò)大會促使居民儲蓄傾向增強，導(dǎo)致消費需求降低。在我國，城鄉(xiāng)收入差距可顯著影響居民消費差異和平均消費傾向，使農(nóng)村群體消費相對數(shù)逐漸減少。如果將收入差距對消費的抑制作用同攀比消費產(chǎn)生的對沖作用對比，發(fā)現(xiàn)收入不平等會降低農(nóng)村地區(qū)的消費水平［14］。盡管高等級家庭炫耀性消費帶來的示范效應(yīng)能夠?qū)_部分影響，收入差距擴(kuò)大依舊對中低等級家庭消費水平存在顯著的負(fù)向影響［15］。徐亞東等（2021）［16］進(jìn)一步證實，雖然“抑制效應(yīng)”和“示范效應(yīng)”同時作用于城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)村消費的影響，但前者產(chǎn)生的影響明顯大于后者。由此提出研究假說H2c：

H2c：城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大顯著降低消費水平，從而抑制消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)的增長。

（4）城鄉(xiāng)收入差距通過消費結(jié)構(gòu)影響消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)。Campos 等（2018）［17］研究發(fā)現(xiàn)，居民收入不平等會引起消費結(jié)構(gòu)差異化，低收入人群在娛樂和醫(yī)療消費等方面的需求更少。在我國，由于城鄉(xiāng)居民支出彈性不同，收入差距加大對城鄉(xiāng)居民在消費品上的消費差距會產(chǎn)生不同的影響［18］。從相對收入角度出發(fā)，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大會導(dǎo)致農(nóng)村地區(qū)發(fā)展型消費增加及其他類型消費減少，對城市居民則會產(chǎn)生完全相反的作用［19］。王澤昊等（2022）［20］研究表明，城鄉(xiāng)收入不平等的加劇會削弱消費傾向，加大儲蓄傾向從而抑制居民消費結(jié)構(gòu)的升級。由此提出研究假說H2d：

H2d：城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大顯著抑制消費升級，從而抑制消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)的增長。

（5）城鄉(xiāng)收入差距通過消費環(huán)境影響消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)。城鄉(xiāng)收入差距會影響消費環(huán)境的多個指標(biāo)，包括城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、消費價格等［21］。在城鎮(zhèn)化方面，周邊和當(dāng)?shù)氐某青l(xiāng)收入差距會干擾城市化推進(jìn)。城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大抑制了當(dāng)?shù)爻擎?zhèn)化水平提高，進(jìn)一步加深了城鎮(zhèn)化失衡［22］。在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面，城鄉(xiāng)收入差距會作用于市場規(guī)模進(jìn)而影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。在我國當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展被需求約束時，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大可能引起消費結(jié)構(gòu)斷層進(jìn)而禁錮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化［23］。在消費價格方面，收入分配會通過對消費和需求結(jié)構(gòu)的作用影響通貨膨脹［24］。由此提出研究假說H2e：

H2e：城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大顯著惡化消費環(huán)境，從而抑制消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)的增長。

2 研究設(shè)計

2.1 數(shù)據(jù)來源與變量選取

本文采用2009～2020年我國31 個?。▍^(qū)、市）的城鄉(xiāng)收入差距和消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)，來源于國家統(tǒng)計局和《中國統(tǒng)計年鑒》，并對個別?。▍^(qū)、市）和年份的缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行了填補。其中，在時間區(qū)間首尾的缺失值，用上下填補法取其鄰近數(shù)據(jù)補足，對時間區(qū)間中間的缺失數(shù)據(jù)，用前后算數(shù)平均值補足。為剔除離群值的影響，對數(shù)據(jù)采取上下1%的Winsorize 縮尾處理。被解釋變量消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長指數(shù)通過熵值法合成①，解釋變量城鄉(xiāng)收入差距采用泰爾指數(shù)測算②?？刂谱兞恐?，人力資本、人口結(jié)構(gòu)、社會保障、投資開放程度、貿(mào)易開放程度、科技支持水平、市場化程度與消費型經(jīng)濟(jì)增長呈正相關(guān)關(guān)系，失業(yè)水平與消費型經(jīng)濟(jì)增長呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。變量定義與說明如表1所示。

表1 變量定義與說明

2.2 描述性統(tǒng)計

表2 結(jié)果顯示，我國各省（區(qū)、市）間消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長水平和城鄉(xiāng)收入差距存在較大差異。具體來看，消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長指數(shù)的均值和中位數(shù)由高到低依次是東部（0.434 和0.432）、中部（0.383 和0.375）和西部（0.373 和0.372）。說明由東向西我國消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)的增長水平逐步下降。城鄉(xiāng)收入差距的均值和中值由高到低依次是西部（0.133 和0.130）、中部（0.088 和0.086）和東部（0.062 和0.067）。西部地區(qū)均值和中值都明顯高于我國平均水平，說明西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距問題是全國城鄉(xiāng)收入差距問題的關(guān)鍵③。鑒于篇幅，表2 未報告區(qū)域描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

2.3 模型構(gòu)建

借助Lind 和Mehlum（2010）［26］提出的通用框架檢驗顯示，在設(shè)定費勒區(qū)間置信水平為99%的情況下，極點值為0.81，而城鄉(xiāng)收入差距的取值范圍為（0.02，0.22），極值點未處于取值范圍內(nèi)，說明城鄉(xiāng)收入差距與消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)水平之間沒有明顯的U 型或倒U 型特征。因此，在基礎(chǔ)模型構(gòu)建中，不加入城鄉(xiāng)收入差距的二次項。另外，對全樣本?。▍^(qū)、市）及3 個區(qū)域?。▍^(qū)、市）進(jìn)行F 檢驗和Hausman 檢驗，結(jié)果顯示最優(yōu)回歸模型均為固定效應(yīng)模型。綜上，建立如下基準(zhǔn)回歸模型：

式中，i表示各?。▍^(qū)、市）；t表示年份；βi是截距；βk表示待估參數(shù)，k＝1，2，…，9；εit是隨機(jī)擾動項。

3 實證檢驗

3.1 基準(zhǔn)回歸

采用逐步增加控制變量的方法進(jìn)行檢驗，結(jié)果如表3所示。城鄉(xiāng)收入差距的系數(shù)顯著為負(fù)，說明城鄉(xiāng)收入差距越高，消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長水平越低，假說H1 得證?？刂谱兞繖z驗結(jié)果顯示，人力資本系數(shù)顯著為正，表示人力資本積累可促進(jìn)消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長。人口結(jié)構(gòu)系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，說明當(dāng)前人口老齡化正在促進(jìn)消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長。這是因為中老年人口的增加會促使醫(yī)療、衛(wèi)生、養(yǎng)老等消費支出增加，帶來“銀發(fā)經(jīng)濟(jì)”的發(fā)展。地方財政社會保障支出的系數(shù)顯著為正，這是因為收入再分配對城鄉(xiāng)收入差距具有一定緩釋作用，從而對消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向促進(jìn)效果。失業(yè)水平系數(shù)顯著為負(fù)，這是因為失業(yè)人口比例的上升會減少投入生產(chǎn)和服務(wù)中的勞動力資本，減少社會總供給。同時，失業(yè)人口增多會降低家庭收入、減少家庭消費，從而減少社會總需求，兩方共同作用下抑制消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長。投資開放程度系數(shù)顯著為正，說明外商投資增加會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，這是因為吸引外商投資可以彌補外匯缺口，增加就業(yè)機(jī)會、提供稅收收入和倒逼技術(shù)改革，推動經(jīng)濟(jì)社會高質(zhì)量發(fā)展。貿(mào)易開放程度系數(shù)顯著為負(fù)，說明在現(xiàn)階段一味擴(kuò)大開放對我國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了不利影響。這是因為伴隨著我國人力成本提升，勞動力紅利逐漸消失，外部需求縮減導(dǎo)致產(chǎn)能過剩，最終阻礙經(jīng)濟(jì)增長?？萍贾С炙较禂?shù)顯著為正，說明消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)時期，科技投入所帶來的先進(jìn)科技有利于供給方了解和創(chuàng)造市場需求，實現(xiàn)需求和供給的高度匹配，推動經(jīng)濟(jì)增長。市場化程度系數(shù)顯著為正，說明市場配置能力越高，越有利于消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。這是因為市場化程度提高可以提升產(chǎn)業(yè)高度，引導(dǎo)生產(chǎn)要素流動到更高效領(lǐng)域，實現(xiàn)市場優(yōu)勝劣汰，從而促使經(jīng)濟(jì)健康高質(zhì)量發(fā)展。

表3 城鄉(xiāng)收入差距對消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)影響的固定效應(yīng)回歸結(jié)果

3.2 穩(wěn)健性檢驗

為避免解釋變量計算方法不同導(dǎo)致對估計結(jié)果產(chǎn)生可靠性質(zhì)疑，采用庫茨涅茲比率（K）對城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行重新測算，替換解釋變量后再次回歸，表4 列（1）表明，城鄉(xiāng)收入差距依舊顯著阻礙消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。為避免由于賦權(quán)方法不同帶來估計結(jié)果不可靠，采用變異系數(shù)法對消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)的各指標(biāo)重新合成，替換被解釋變量，利用基準(zhǔn)回歸模型再次估計。表4 列（2）表明，該結(jié)果與基準(zhǔn)回歸相同。由于城鄉(xiāng)收入差距和消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長二者之間可能互為因果，將滯后1 期城鄉(xiāng)收入差距作為工具變量，利用兩階段最小二乘法對二者之間關(guān)系重新估計。弱工具變量檢驗結(jié)果顯示，Cragg-Donald F 統(tǒng)計量和Kleibergen-Paap rk F 統(tǒng)計量的值均大于10%偏誤的臨界值，證明滯后1 期城鄉(xiāng)收入差距是有效工具變量。對計量模型重新估計，表4 列（3）表明，城鄉(xiāng)收入差距系數(shù)依舊顯著為負(fù)，驗證了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

續(xù)表

3.3 異質(zhì)性檢驗

由于要素稟賦、生產(chǎn)效率、技術(shù)差距等因素非均衡分布，我國各區(qū)域經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)各異，城鄉(xiāng)收入差距對消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長的影響可能存在空間異質(zhì)性。分別對我國東、中、西部3 個區(qū)域進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5所示，城鄉(xiāng)收入差距系數(shù)均顯著為負(fù)，但存在明顯差異。其中，東部?。▍^(qū)、市）產(chǎn)生的負(fù)向影響最大，城鄉(xiāng)收入差距系數(shù)為-1.67，絕對值比中部和西部地區(qū)系數(shù)分別高出16.3%和37.2%。這是因為我國改革開放以來，在區(qū)域發(fā)展上實行由沿海向內(nèi)地的非均衡經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略，享有政策優(yōu)勢的東部?。▍^(qū)、市）得到迅猛發(fā)展，物質(zhì)條件得到極大改善，對收入公平和福利待遇更加重視。

表5 異質(zhì)性回歸結(jié)果

3.4 分時段回歸

城鄉(xiāng)收入差距對消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)的影響會隨時間發(fā)生改變。將樣本區(qū)間劃分為2009～2014年和2015～2020年兩個子區(qū)間④，分別進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6所示。不論是全部?。▍^(qū)、市）還是局部地區(qū)，2015～2020年城鄉(xiāng)收入差距系數(shù)較2009～2014年均有所增大，說明城鄉(xiāng)收入差距對消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)向影響正在逐漸減小。這是因為我國推進(jìn)鄉(xiāng)村振興和城鄉(xiāng)融合發(fā)展的相關(guān)政策有所成效，城鄉(xiāng)收入差距給經(jīng)濟(jì)帶來的阻礙作用得到了明顯改善。具體來看，全樣本下，城鄉(xiāng)收入差距系數(shù)在兩個階段均顯著為負(fù)，2015～2020年為-0.58，較前一階段增幅達(dá)到44.81%。中部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距系數(shù)增長率最高，為179.9%，比東部和西部地區(qū)分別高111.9%和165.9%，并且實現(xiàn)了由負(fù)轉(zhuǎn)正，說明近年來我國中部地區(qū)在城鄉(xiāng)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展方面取得顯著成效。

表6 分時段回歸結(jié)果

3.5 灰色關(guān)聯(lián)度分析

灰色關(guān)聯(lián)度分析用于探析消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)中，哪個構(gòu)成部分對經(jīng)濟(jì)增長的影響最大。表7 將構(gòu)成消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長的5 個一級指標(biāo)，按照關(guān)聯(lián)度從大到小進(jìn)行了排列。可以看出，各一級指標(biāo)與消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長指數(shù)之間的關(guān)聯(lián)程度均較高。其中，消費環(huán)境與消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長指數(shù)之間的關(guān)聯(lián)度為0.92，說明二者發(fā)展趨勢最為接近，同步變化程度最高，消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長水平受消費環(huán)境影響最大。這是因為消費環(huán)境是每個消費主體必然考慮的因素，其中自然環(huán)境決定著消費主體的偏好及消費客體的供給能力和質(zhì)量，社會環(huán)境塑造了消費主體的消費觀念和消費習(xí)慣，引導(dǎo)正確消費進(jìn)而優(yōu)化消費結(jié)構(gòu)，這些因素都會直接影響消費需求的釋放和消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)的增長。需求結(jié)構(gòu)與消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長指數(shù)之間的關(guān)聯(lián)度為0.52，說明消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長受需求結(jié)構(gòu)的影響最小，這是因為現(xiàn)階段我國供給側(cè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對消費需求的變動敏感度較低，供給結(jié)構(gòu)調(diào)整靈活性也較低，二者無法及時達(dá)到再平衡狀態(tài)，難以快速推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

表7 消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長指數(shù)與其各構(gòu)成指標(biāo)的灰色關(guān)聯(lián)度

3.6 作用機(jī)制分析

分別將經(jīng)濟(jì)自主能力、需求結(jié)構(gòu)、消費水平、消費結(jié)構(gòu)和消費環(huán)境作為被解釋變量，再次進(jìn)行回歸，結(jié)果如表8所示。整體來看，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大會降低經(jīng)濟(jì)自主能力和消費水平，惡化需求結(jié)構(gòu)和消費環(huán)境，阻止消費升級。從表8 列（1）看，城鄉(xiāng)收入差距系數(shù)并不顯著，說明現(xiàn)階段城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大并未顯著降低經(jīng)濟(jì)自主能力，城鄉(xiāng)收入差距對于降低經(jīng)濟(jì)規(guī)模、破壞經(jīng)濟(jì)增長穩(wěn)定性的影響并未顯現(xiàn)，假說H2a 未得到證實。列（2）中城鄉(xiāng)收入差距系數(shù)依舊不顯著，說明現(xiàn)階段城鄉(xiāng)收入差距沒有顯著影響需求結(jié)構(gòu)，假說H2b 未被證實。這是因為城鄉(xiāng)收入差距對消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)的作用普遍體現(xiàn)在消費層面。列（3）～（5）中，城鄉(xiāng)收入差距系數(shù)均顯著為負(fù)。其中，消費結(jié)構(gòu)受城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的影響最大，其后依次是消費環(huán)境和消費水平，假說H2c～H2e 得證。說明現(xiàn)階段我國城鄉(xiāng)收入差距帶來的“抑制效應(yīng)”強于“示范效應(yīng)”，其擴(kuò)大會顯著削弱消費傾向，阻礙消費結(jié)構(gòu)升級，惡化消費環(huán)境，對消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生負(fù)向影響。

表8 城鄉(xiāng)收入差距對消費型經(jīng)濟(jì)增長影響路徑檢驗結(jié)果

4 結(jié)論與建議

本文基于2009～2020年我國31 個省（區(qū)、市）城鄉(xiāng)收入差距與消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)相關(guān)數(shù)據(jù)，研究了城鄉(xiāng)收入差距對消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長的影響及傳導(dǎo)路徑，并從時間和空間兩個維度檢驗了影響的差異性。研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大抑制了我國消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長。由于地區(qū)間要素稟賦差異及發(fā)展不平衡，這種負(fù)向影響具有顯著空間異質(zhì)性。在我國東部地區(qū)最為明顯，西部地區(qū)最弱。但隨著時間推移，這種負(fù)向影響均存在減弱趨勢，這說明我國推動鄉(xiāng)村振興和共同富裕的政策初見成效。進(jìn)一步研究表明，與我國消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長關(guān)聯(lián)度最強的是消費環(huán)境，最弱的是需求結(jié)構(gòu)。此外，我國城鄉(xiāng)收入差距主要通過惡化消費環(huán)境和消費結(jié)構(gòu)、阻止消費升級對消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生阻礙作用。

依據(jù)研究結(jié)論，得到以下啟示：（1）縮小城鄉(xiāng)收入差距，堅持鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，優(yōu)化再分配政策。包括加強農(nóng)民就業(yè)教育和職前培訓(xùn)力度，提升農(nóng)民工薪資水平，促進(jìn)穩(wěn)崗就業(yè)；加快機(jī)械與農(nóng)業(yè)融合，將農(nóng)村產(chǎn)業(yè)鏈縱向拓展，激活農(nóng)村市場和資源；通過收入再分配增加農(nóng)村重點群體收入等；（2）尊重區(qū)域差異性，制定協(xié)調(diào)發(fā)展機(jī)制。加大東部地區(qū)收入調(diào)節(jié)政策力度，發(fā)揮東部地區(qū)引領(lǐng)作用和中部地區(qū)接續(xù)作用，推進(jìn)西部地區(qū)大開發(fā)；探索區(qū)域協(xié)作機(jī)制，發(fā)揮不同區(qū)域間的比較優(yōu)勢，推動全國區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展；（3）優(yōu)化消費環(huán)境和消費結(jié)構(gòu)，激發(fā)居民消費潛力。改善消費環(huán)境可采取的措施包括：打破行業(yè)準(zhǔn)入隱形壁壘，鼓勵中小企業(yè)發(fā)展；完善互聯(lián)網(wǎng)平臺治理體系；提高農(nóng)村地區(qū)公共服務(wù)水平及教育資源投入；完善農(nóng)村社會保障體制，推動城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的社會保障制度建設(shè)；推動建設(shè)低碳環(huán)保的消費體系；降低消費者維權(quán)成本等。優(yōu)化消費結(jié)構(gòu)可采取的措施包括：將部分在城鎮(zhèn)無發(fā)展優(yōu)勢的二三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到農(nóng)村；通過市場競爭和宏觀調(diào)控結(jié)合的方式降低消費品價格；抑制房價泡沫等。

注釋：

①消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長指數(shù)評價體系的構(gòu)建參考孫豪等（2017）［2］和黃志等（2022）［25］的研究。選取經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平、居民消費率、對外貿(mào)易依存度等30 個指標(biāo)，從經(jīng)濟(jì)自主能力、需求結(jié)構(gòu)、消費水平、消費結(jié)構(gòu)和消費環(huán)境5 個維度構(gòu)建，并通過熵值法對指標(biāo)進(jìn)行合成。該指數(shù)值越大，說明消費主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長水平越高。

②Theil（1967）利用熵理論構(gòu)建泰爾指數(shù)測度城鄉(xiāng)收入差距。泰爾指數(shù)在度量收入差距過程中，反映了城鄉(xiāng)人口結(jié)構(gòu)的更改，對城鄉(xiāng)收入差距的度量更貼合實際。

③東部區(qū)域包含北京市、天津市、河北省、遼寧省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省和海南省共計11 個?。▍^(qū)、市）；中部區(qū)域包含山西省、吉林省、黑龍江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省以及湖南省共計8 個?。晃鞑繀^(qū)域包含內(nèi)蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、重慶市、四川省、貴州省、云南省、西藏自治區(qū)、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)和新疆維吾爾自治區(qū)共計12 個?。▍^(qū)、市）。

④在樣本區(qū)間內(nèi)，2015年是較為合適的劃分點。首先，2015年提出的“十三五”規(guī)劃，是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顟B(tài)具備新特征后的首個五年規(guī)劃，會議指明推動城鄉(xiāng)區(qū)域以及經(jīng)濟(jì)社會的協(xié)調(diào)有序是今后發(fā)展的重要任務(wù)；其次，2015年，我國消費增長速率在本世紀(jì)第一次超越投資，這是我國經(jīng)濟(jì)增長動力發(fā)生重大變化最突出的表現(xiàn)。