我國城鄉收入差距對消費主導型經濟增長的影響研究

封永平 康 立 張慧敏

1（武漢大學政治與公共管理學院，武漢 430072）2（中南財經政法大學金融學院，武漢 430073）

引言

2017年，黨的十九大提出“完善促進消費的體制機制，增強消費對經濟發展的基礎性作用”。2022年，黨的二十大強調“我們要堅持以推動高質量發展為主題，把實施擴大內需戰略同深化供給側結構性改革有機結合起來，增強國內大循環內生動力和可靠性”。當前，我國經濟進入新常態，出口和投資主導的經濟增長模式難以繼續適應我國國情，亟需發展消費主導型經濟增長模式。傳統消費理論認為，收入提高是提升消費的中堅力量。但由于我國城鄉二元結構的存在，城鄉割裂明顯，城鄉收入差距較大。城鄉收入不平等轉化為消費不平等，農村低收入群體的消費水平持續保持低位，消費潛力難以釋放，阻礙了我國經濟增長的動能轉換［1］。目前，學界對消費主導型經濟增長的研究，主要圍繞影響因素、發展障礙和測算體系構建展開。關于城鄉收入差距如何影響消費主導型經濟增長，系統性研究并不多。鑒于此，本文從經濟自主能力、需求結構、消費水平、消費結構及消費環境5 個維度出發，探究了我國城鄉收入差距對消費主導型經濟增長的影響效應及傳導路徑。本文的研究，在我國當下致力于推動建設消費主導型經濟的關鍵階段，豐富了消費主導型經濟領域研究的經驗證據，并為相關政策的制定提供理論支持。

1 文獻綜述與研究假說

消費主導型經濟增長是由消費驅動的高質量增長模式，具有經濟水平高、經濟韌性高、消費在總需求中比重高、消費方式合理、消費環境良好等特點［2］。消費主導型經濟增長受國家宏觀經濟導向、基本公共服務水平、收入分配格局等諸多因素的影響［3］。當前在我國經濟轉型發展過程中，存在消費能力趨弱現象，這是由于居民總收入中財產性收入較低、財富差距較大及制度存在剛性限制［4］。程文和張建華（2018）［5］研究發現，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化，自主創新和經濟增長都將陷入僵局。后續研究表明，勞動收入差距和資本收入差距是經濟增長的主要障礙［6］。在我國向高水平消費主導型經濟增長模式轉變的背景下，依然存在消費水平低、消費結構失衡等問題［7］。由此提出研究假說H1：

H1：城鄉收入差距擴大對消費主導型經濟增長有抑制作用。

城鄉收入差距對消費主導型經濟的影響基于不同的維度：

（1）城鄉收入差距通過經濟自主能力影響消費主導型經濟。目前，我國經濟已進入經濟增速放緩及動力機制轉變的關鍵階段，這種新常態主張提升經濟自主能力。而經濟自主能力需要建立有效防范各種不確定事件和風險因素的強韌經濟系統。但城鄉收入差距會因消費波動的加大導致經濟波動，政府會因此頻繁調整政策，這不利于經濟持續增長［8］。另有研究表明，城鄉收入不平衡會轉化為消費不平衡，使居民消費傾向出現兩極分化、農村勞動力流失和財政幫扶支出增加，進而降低經濟發展和復原能力［9］。同時，城鄉收入差距擴大促使勞動力流向城市，不利于提高農村經濟發展水平，無法填補城鄉發展鴻溝，降低經濟發展韌性［10］。由此提出研究假說H2a：

H2a：城鄉收入差距擴大顯著降低經濟自主能力，從而抑制消費主導型經濟增長。

（2）城鄉收入差距通過需求結構影響消費主導型經濟。根據凱恩斯的消費理論，收入不平等的增加會降低整個社會的消費水平，這不僅影響當期投資消費比例，還會改變供應能力影響未來投資率。同時，收入差距擴大會促進凈出口額增加，引發經濟內外部失衡。在以消費拉動經濟增長的內需式階段，需求結構呈現出消費投資比重降低，出口比重提升，會不可避免地帶來負面影響。在我國，城鄉收入差距擴大是引起消費需求減少的重要原因。孫巍和夏海利（2022）［11］研究發現，在居民具有相同投資率或消費率的假設下，收入差距擴大低估了高收入居民的投資率，提高了整個經濟體的消費率，對消費產生較大刺激作用。因此，短期內政府應干預收入分配，提升消費需求［12］。由此提出研究假說H2b：

H2b：城鄉收入差距擴大顯著惡化需求結構，從而抑制消費主導型經濟的增長。

（3）城鄉收入差距通過消費水平影響消費主導型經濟。Eggertsson 等（2019）［13］研究表明，收入差距擴大會促使居民儲蓄傾向增強，導致消費需求降低。在我國，城鄉收入差距可顯著影響居民消費差異和平均消費傾向，使農村群體消費相對數逐漸減少。如果將收入差距對消費的抑制作用同攀比消費產生的對沖作用對比，發現收入不平等會降低農村地區的消費水平［14］。盡管高等級家庭炫耀性消費帶來的示范效應能夠對沖部分影響，收入差距擴大依舊對中低等級家庭消費水平存在顯著的負向影響［15］。徐亞東等（2021）［16］進一步證實，雖然“抑制效應”和“示范效應”同時作用于城鄉收入差距對農村消費的影響，但前者產生的影響明顯大于后者。由此提出研究假說H2c：

H2c：城鄉收入差距擴大顯著降低消費水平，從而抑制消費主導型經濟的增長。

（4）城鄉收入差距通過消費結構影響消費主導型經濟。Campos 等（2018）［17］研究發現，居民收入不平等會引起消費結構差異化，低收入人群在娛樂和醫療消費等方面的需求更少。在我國，由于城鄉居民支出彈性不同，收入差距加大對城鄉居民在消費品上的消費差距會產生不同的影響［18］。從相對收入角度出發，城鄉收入差距擴大會導致農村地區發展型消費增加及其他類型消費減少，對城市居民則會產生完全相反的作用［19］。王澤昊等（2022）［20］研究表明，城鄉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構的升級。由此提出研究假說H2d：

H2d：城鄉收入差距擴大顯著抑制消費升級，從而抑制消費主導型經濟的增長。

（5）城鄉收入差距通過消費環境影響消費主導型經濟。城鄉收入差距會影響消費環境的多個指標，包括城鎮化、產業結構、消費價格等［21］。在城鎮化方面，周邊和當地的城鄉收入差距會干擾城市化推進。城鄉收入差距擴大抑制了當地城鎮化水平提高，進一步加深了城鎮化失衡［22］。在產業結構方面，城鄉收入差距會作用于市場規模進而影響產業結構升級。在我國當經濟發展被需求約束時，城鄉收入差距擴大可能引起消費結構斷層進而禁錮產業結構優化［23］。在消費價格方面，收入分配會通過對消費和需求結構的作用影響通貨膨脹［24］。由此提出研究假說H2e：

H2e：城鄉收入差距擴大顯著惡化消費環境，從而抑制消費主導型經濟的增長。

2 研究設計

2.1 數據來源與變量選取

本文采用2009～2020年我國31 個省（區、市）的城鄉收入差距和消費主導型經濟增長數據，來源于國家統計局和《中國統計年鑒》，并對個別省（區、市）和年份的缺失數據進行了填補。其中，在時間區間首尾的缺失值，用上下填補法取其鄰近數據補足，對時間區間中間的缺失數據，用前后算數平均值補足。為剔除離群值的影響，對數據采取上下1%的Winsorize 縮尾處理。被解釋變量消費主導型經濟增長指數通過熵值法合成①，解釋變量城鄉收入差距采用泰爾指數測算②。控制變量中，人力資本、人口結構、社會保障、投資開放程度、貿易開放程度、科技支持水平、市場化程度與消費型經濟增長呈正相關關系，失業水平與消費型經濟增長呈負相關關系。變量定義與說明如表1所示。

表1 變量定義與說明

2.2 描述性統計

表2 結果顯示，我國各省（區、市）間消費主導型經濟增長水平和城鄉收入差距存在較大差異。具體來看，消費主導型經濟增長指數的均值和中位數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型經濟的增長水平逐步下降。城鄉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）。西部地區均值和中值都明顯高于我國平均水平，說明西部地區的城鄉收入差距問題是全國城鄉收入差距問題的關鍵③。鑒于篇幅，表2 未報告區域描述性統計結果。

表2 變量描述性統計結果

2.3 模型構建

借助Lind 和Mehlum（2010）［26］提出的通用框架檢驗顯示，在設定費勒區間置信水平為99%的情況下，極點值為0.81，而城鄉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，說明城鄉收入差距與消費主導型經濟水平之間沒有明顯的U 型或倒U 型特征。因此，在基礎模型構建中，不加入城鄉收入差距的二次項。另外，對全樣本省（區、市）及3 個區域省（區、市）進行F 檢驗和Hausman 檢驗，結果顯示最優回歸模型均為固定效應模型。綜上，建立如下基準回歸模型：

式中，i表示各省（區、市）；t表示年份；βi是截距；βk表示待估參數，k＝1，2，…，9；εit是隨機擾動項。

3 實證檢驗

3.1 基準回歸

采用逐步增加控制變量的方法進行檢驗，結果如表3所示。城鄉收入差距的系數顯著為負，說明城鄉收入差距越高，消費主導型經濟增長水平越低，假說H1 得證。控制變量檢驗結果顯示，人力資本系數顯著為正，表示人力資本積累可促進消費主導型經濟增長。人口結構系數在1%的水平下顯著為負，說明當前人口老齡化正在促進消費主導型經濟增長。這是因為中老年人口的增加會促使醫療、衛生、養老等消費支出增加，帶來“銀發經濟”的發展。地方財政社會保障支出的系數顯著為正，這是因為收入再分配對城鄉收入差距具有一定緩釋作用，從而對消費主導型經濟增長產生正向促進效果。失業水平系數顯著為負，這是因為失業人口比例的上升會減少投入生產和服務中的勞動力資本，減少社會總供給。同時，失業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型經濟增長。投資開放程度系數顯著為正，說明外商投資增加會促進經濟增長，這是因為吸引外商投資可以彌補外匯缺口，增加就業機會、提供稅收收入和倒逼技術改革，推動經濟社會高質量發展。貿易開放程度系數顯著為負，說明在現階段一味擴大開放對我國經濟增長產生了不利影響。這是因為伴隨著我國人力成本提升，勞動力紅利逐漸消失，外部需求縮減導致產能過剩，最終阻礙經濟增長。科技支持水平系數顯著為正，說明消費主導型經濟時期，科技投入所帶來的先進科技有利于供給方了解和創造市場需求，實現需求和供給的高度匹配，推動經濟增長。市場化程度系數顯著為正，說明市場配置能力越高，越有利于消費主導型經濟的發展。這是因為市場化程度提高可以提升產業高度，引導生產要素流動到更高效領域，實現市場優勝劣汰，從而促使經濟健康高質量發展。

表3 城鄉收入差距對消費主導型經濟影響的固定效應回歸結果

3.2 穩健性檢驗

為避免解釋變量計算方法不同導致對估計結果產生可靠性質疑，采用庫茨涅茲比率（K）對城鄉收入差距進行重新測算，替換解釋變量后再次回歸，表4 列（1）表明，城鄉收入差距依舊顯著阻礙消費主導型經濟的發展。為避免由于賦權方法不同帶來估計結果不可靠，采用變異系數法對消費主導型經濟的各指標重新合成，替換被解釋變量，利用基準回歸模型再次估計。表4 列（2）表明，該結果與基準回歸相同。由于城鄉收入差距和消費主導型經濟增長二者之間可能互為因果，將滯后1 期城鄉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系重新估計。弱工具變量檢驗結果顯示，Cragg-Donald F 統計量和Kleibergen-Paap rk F 統計量的值均大于10%偏誤的臨界值，證明滯后1 期城鄉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，城鄉收入差距系數依舊顯著為負，驗證了回歸結果的穩健性。

表4 穩健性檢驗結果

續表

3.3 異質性檢驗

由于要素稟賦、生產效率、技術差距等因素非均衡分布，我國各區域經濟表現各異，城鄉收入差距對消費主導型經濟增長的影響可能存在空間異質性。分別對我國東、中、西部3 個區域進行回歸，結果如表5所示，城鄉收入差距系數均顯著為負，但存在明顯差異。其中，東部省（區、市）產生的負向影響最大，城鄉收入差距系數為-1.67，絕對值比中部和西部地區系數分別高出16.3%和37.2%。這是因為我國改革開放以來，在區域發展上實行由沿海向內地的非均衡經濟發展戰略，享有政策優勢的東部省（區、市）得到迅猛發展，物質條件得到極大改善，對收入公平和福利待遇更加重視。

表5 異質性回歸結果

3.4 分時段回歸

城鄉收入差距對消費主導型經濟的影響會隨時間發生改變。將樣本區間劃分為2009～2014年和2015～2020年兩個子區間④，分別進行回歸，結果如表6所示。不論是全部省（區、市）還是局部地區，2015～2020年城鄉收入差距系數較2009～2014年均有所增大，說明城鄉收入差距對消費主導型經濟增長的負向影響正在逐漸減小。這是因為我國推進鄉村振興和城鄉融合發展的相關政策有所成效，城鄉收入差距給經濟帶來的阻礙作用得到了明顯改善。具體來看，全樣本下，城鄉收入差距系數在兩個階段均顯著為負，2015～2020年為-0.58，較前一階段增幅達到44.81%。中部地區城鄉收入差距系數增長率最高，為179.9%，比東部和西部地區分別高111.9%和165.9%，并且實現了由負轉正，說明近年來我國中部地區在城鄉區域協調發展方面取得顯著成效。

表6 分時段回歸結果

3.5 灰色關聯度分析

灰色關聯度分析用于探析消費主導型經濟中，哪個構成部分對經濟增長的影響最大。表7 將構成消費主導型經濟增長的5 個一級指標，按照關聯度從大到小進行了排列。可以看出，各一級指標與消費主導型經濟增長指數之間的關聯程度均較高。其中，消費環境與消費主導型經濟增長指數之間的關聯度為0.92，說明二者發展趨勢最為接近，同步變化程度最高，消費主導型經濟增長水平受消費環境影響最大。這是因為消費環境是每個消費主體必然考慮的因素，其中自然環境決定著消費主體的偏好及消費客體的供給能力和質量，社會環境塑造了消費主體的消費觀念和消費習慣，引導正確消費進而優化消費結構，這些因素都會直接影響消費需求的釋放和消費主導型經濟的增長。需求結構與消費主導型經濟增長指數之間的關聯度為0.52，說明消費主導型經濟增長受需求結構的影響最小，這是因為現階段我國供給側產業結構對消費需求的變動敏感度較低，供給結構調整靈活性也較低，二者無法及時達到再平衡狀態，難以快速推動產業結構優化。

表7 消費主導型經濟增長指數與其各構成指標的灰色關聯度

3.6 作用機制分析

分別將經濟自主能力、需求結構、消費水平、消費結構和消費環境作為被解釋變量，再次進行回歸，結果如表8所示。整體來看，城鄉收入差距擴大會降低經濟自主能力和消費水平，惡化需求結構和消費環境，阻止消費升級。從表8 列（1）看，城鄉收入差距系數并不顯著，說明現階段城鄉收入差距的擴大并未顯著降低經濟自主能力，城鄉收入差距對于降低經濟規模、破壞經濟增長穩定性的影響并未顯現，假說H2a 未得到證實。列（2）中城鄉收入差距系數依舊不顯著，說明現階段城鄉收入差距沒有顯著影響需求結構，假說H2b 未被證實。這是因為城鄉收入差距對消費主導型經濟的作用普遍體現在消費層面。列（3）～（5）中，城鄉收入差距系數均顯著為負。其中，消費結構受城鄉收入差距擴大的影響最大，其后依次是消費環境和消費水平，假說H2c～H2e 得證。說明現階段我國城鄉收入差距帶來的“抑制效應”強于“示范效應”，其擴大會顯著削弱消費傾向，阻礙消費結構升級，惡化消費環境，對消費主導型經濟的發展產生負向影響。

表8 城鄉收入差距對消費型經濟增長影響路徑檢驗結果

4 結論與建議

本文基于2009～2020年我國31 個省（區、市）城鄉收入差距與消費主導型經濟相關數據，研究了城鄉收入差距對消費主導型經濟增長的影響及傳導路徑，并從時間和空間兩個維度檢驗了影響的差異性。研究發現，城鄉收入差距的擴大抑制了我國消費主導型經濟增長。由于地區間要素稟賦差異及發展不平衡，這種負向影響具有顯著空間異質性。在我國東部地區最為明顯，西部地區最弱。但隨著時間推移，這種負向影響均存在減弱趨勢，這說明我國推動鄉村振興和共同富裕的政策初見成效。進一步研究表明，與我國消費主導型經濟增長關聯度最強的是消費環境，最弱的是需求結構。此外，我國城鄉收入差距主要通過惡化消費環境和消費結構、阻止消費升級對消費主導型經濟增長產生阻礙作用。

依據研究結論，得到以下啟示：（1）縮小城鄉收入差距，堅持鄉村振興戰略，優化再分配政策。包括加強農民就業教育和職前培訓力度，提升農民工薪資水平，促進穩崗就業；加快機械與農業融合，將農村產業鏈縱向拓展，激活農村市場和資源；通過收入再分配增加農村重點群體收入等；（2）尊重區域差異性，制定協調發展機制。加大東部地區收入調節政策力度，發揮東部地區引領作用和中部地區接續作用，推進西部地區大開發；探索區域協作機制，發揮不同區域間的比較優勢，推動全國區域協調發展；（3）優化消費環境和消費結構，激發居民消費潛力。改善消費環境可采取的措施包括：打破行業準入隱形壁壘，鼓勵中小企業發展；完善互聯網平臺治理體系；提高農村地區公共服務水平及教育資源投入；完善農村社會保障體制，推動城鄉統籌的社會保障制度建設；推動建設低碳環保的消費體系；降低消費者維權成本等。優化消費結構可采取的措施包括：將部分在城鎮無發展優勢的二三產業轉移到農村；通過市場競爭和宏觀調控結合的方式降低消費品價格；抑制房價泡沫等。

注釋：

①消費主導型經濟增長指數評價體系的構建參考孫豪等（2017）［2］和黃志等（2022）［25］的研究。選取經濟產出水平、居民消費率、對外貿易依存度等30 個指標，從經濟自主能力、需求結構、消費水平、消費結構和消費環境5 個維度構建，并通過熵值法對指標進行合成。該指數值越大，說明消費主導型經濟增長水平越高。

②Theil（1967）利用熵理論構建泰爾指數測度城鄉收入差距。泰爾指數在度量收入差距過程中，反映了城鄉人口結構的更改，對城鄉收入差距的度量更貼合實際。

③東部區域包含北京市、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 個省（區、市）；中部區域包含山西省、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 個省；西部區域包含內蒙古自治區、廣西壯族自治區、重慶市、四川省、貴州省、云南省、西藏自治區、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區和新疆維吾爾自治區共計12 個省（區、市）。

④在樣本區間內，2015年是較為合適的劃分點。首先，2015年提出的“十三五”規劃，是我國經濟發展狀態具備新特征后的首個五年規劃，會議指明推動城鄉區域以及經濟社會的協調有序是今后發展的重要任務；其次，2015年，我國消費增長速率在本世紀第一次超越投資，這是我國經濟增長動力發生重大變化最突出的表現。