要素市場扭曲對我國縮小城鄉(xiāng)居民消費差距的影響

何春麗 曾令秋

內(nèi)容提要：采用2008～2014年我國30個省份的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，并對其作用機制進行檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，要素市場扭曲對縮小城鄉(xiāng)居民消費差距具有負效應(yīng)，要素市場扭曲上升1個單位會導致城鄉(xiāng)居民消費差距擴大0.0294個單位，作用機制檢驗還發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距路徑系數(shù)要大于城鄉(xiāng)社會保障差距。下一步，應(yīng)通過盤活農(nóng)村要素資源、促進要素資源自由流動推進要素資源市場化;通過提高農(nóng)村居民的收入水平，確保農(nóng)村居民收入的穩(wěn)定性，縮小城鄉(xiāng)收入差距;通過完善農(nóng)村社會保障體系、縮小城鄉(xiāng)社會保障差距等方式縮小城鄉(xiāng)居民消費差距。

關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)居民消費差距;要素市場扭曲;城鄉(xiāng)居民收入差距

中圖分類號：F063.2? ? 文獻標識碼：A? ? 文章編號：1003-7543（2019）07-0150-10

隨著我國經(jīng)濟從高速增長向高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)換，我國經(jīng)濟增長動力結(jié)構(gòu)調(diào)整加快，消費驅(qū)動增長的趨勢日益顯現(xiàn)。消費、出口和投資是拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”，然而，隨著“三期疊加”階段性特征的出現(xiàn)，我國經(jīng)濟增長進入了結(jié)構(gòu)性回落的“新常態(tài)”時期，國際市場對我國傳統(tǒng)出口商品的需求正在減少。從投資來看，1992年以來我國投資率一直保持在35%以上，峰值甚至達到45%，不僅高于23%的世界平均水平，而且高于主要發(fā)達國家25%～35%的區(qū)間[1]，盲目投資、重復建設(shè)導致投資效率低下問題一直存在，依靠擴大投資并不能真正推動經(jīng)濟增長向持續(xù)的、協(xié)調(diào)的、集約的、效益型增長方式轉(zhuǎn)變。在市場化進程不斷推進的情形下，擴大內(nèi)需才是保障經(jīng)濟健康可持續(xù)高質(zhì)量發(fā)展的重要舉措。據(jù)商務(wù)部數(shù)據(jù)顯示，2013年以來我國消費對經(jīng)濟增長的貢獻率一直維持在50%以上，貢獻率從2013年的51%上升到2018年的76.2%，超過發(fā)達國家70%左右的貢獻率。在我國經(jīng)濟逐漸進入“消費帶動發(fā)展”的新階段，進一步提高居民的消費需求特別是中低收入者的消費需求是重中之重。

根據(jù)第六次全國人口普查數(shù)據(jù)，目前我國農(nóng)村人口占到總?cè)丝诘?0.32%。農(nóng)村居民具有巨大的消費潛力，對我國經(jīng)濟增長起著至關(guān)重要的作用。然而因受二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)影響，城鄉(xiāng)差距依然存在，在城市市場漸趨于飽和而農(nóng)村市場化程度整體依然較低的情況下，農(nóng)村居民消費尚處于較嚴重的滯后狀態(tài)。國家統(tǒng)計局相關(guān)數(shù)據(jù)顯示：2013～2018年我國居民人均消費水平從13 220元上升到19 853元，分城鎮(zhèn)和農(nóng)村看，城鎮(zhèn)居民人均消費水平從18 488元上升到26 112元，農(nóng)村居民人均消費水平從7845元上升到12 124元。探討城鄉(xiāng)消費差距的狀況并對其形成機制進行研究，對于縮小城鄉(xiāng)消費差距、地區(qū)消費差距，化解現(xiàn)階段我國人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分之間的矛盾，以及推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展都具有重要現(xiàn)實價值。

一、相關(guān)文獻綜述

關(guān)于城鄉(xiāng)居民消費差距的研究，學術(shù)界主要沿著兩個脈絡(luò)進行：一是對城鄉(xiāng)居民消費差距進行測度;二是對城鄉(xiāng)居民消費差距形成原因進行分析。城鄉(xiāng)居民消費差距測度方法主要有基尼系數(shù)法、泰爾指數(shù)法和其他測量方法?；嵯禂?shù)法是各國用來測量不平等的重要指標，不僅能較客觀地評價城鄉(xiāng)居民消費差距的實際狀況，而且能有效預測消費差距，對防止城鄉(xiāng)居民消費差距擴大具有重要指導作用。在計算上，基尼系數(shù)不僅可以說明組間及組內(nèi)的差距，而且可以說明層迭項對其的影響，因此基尼系數(shù)被廣泛應(yīng)用于城鄉(xiāng)消費差距的測度上。孫豪、胡志軍、陳建東對城鄉(xiāng)居民消費數(shù)據(jù)的分布函數(shù)作出假設(shè)，通過估算分布參數(shù)來計算城鄉(xiāng)消費基尼系數(shù)[2]。

泰爾指數(shù)是衡量城鄉(xiāng)消費差距的又一重要指標?；谔栔笖?shù)，學者們分別從時間和空間角度對消費差距進行測量;從空間角度來看，我國居民消費的區(qū)域差距在逐漸擴大;從時間角度來看，我國居民城鄉(xiāng)消費差距呈波動狀態(tài)，但是目前已經(jīng)進入逐漸縮小階段。申世軍、馬建新將我國分為八大經(jīng)濟區(qū)，采用泰爾指數(shù)分別計算了八大經(jīng)濟區(qū)的消費差距，發(fā)現(xiàn)隨著我國經(jīng)濟社會的發(fā)展居民消費的區(qū)域差距在逐漸擴大[3]。徐敏、姜勇借鑒泰爾指數(shù)測量不平等的計算方法，考慮人口因素，從時空角度測量了我國30個省份的城鄉(xiāng)消費差距[4]。

此外，高帆采用城鄉(xiāng)消費額之比、恩格爾系數(shù)等從數(shù)量、結(jié)構(gòu)和區(qū)域特征三個維度對城鄉(xiāng)居民消費差距進行了研究[5]。李春玲依據(jù)城鄉(xiāng)的關(guān)聯(lián)程度將城市界定為副省級及以上城市、普通地級市、縣城和鎮(zhèn)三大類，農(nóng)村包括區(qū)所轄的農(nóng)村和縣域農(nóng)村兩大類，基于抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)從耐用消費品購買率和購買意愿角度對城鄉(xiāng)居民消費差距進行了研究[6]。采用城鄉(xiāng)消費比指標雖然簡單易行，但是無法體現(xiàn)人口因素對消費差距的影響?；嵯禂?shù)主要是基于微觀數(shù)據(jù)進行測量，而泰爾指數(shù)在對城鄉(xiāng)居民消費差距宏觀測量方面具有獨特的優(yōu)勢。由于我國關(guān)于消費的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)較為缺乏，且各地區(qū)消費分組數(shù)據(jù)較難獲取，因此本文采用泰爾指數(shù)法對我國30個省份的城鄉(xiāng)消費差距進行測度。

關(guān)于城鄉(xiāng)居民消費差距的成因，目前學術(shù)界的研究主要集中于五個方面：第一，城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民消費差距。學術(shù)界關(guān)于城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)居民消費差距的影響的結(jié)論不盡一致。曹飛基于空間面板數(shù)據(jù)模型就城鎮(zhèn)化對我國省域城鄉(xiāng)消費差距的影響進行了研究，發(fā)現(xiàn)提高本省的城鎮(zhèn)化率有助于降低城鄉(xiāng)居民的消費差距，但是由于人口跨域流動不協(xié)調(diào)，鄰近省域城鎮(zhèn)化率的提高將擴大本省城鄉(xiāng)居民消費差距[7]。齊紅倩、席旭文指出，我國城鎮(zhèn)化并沒有明顯縮小消費差距，主要原因是我國特有的城鄉(xiāng)二元體制使得從農(nóng)村向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的農(nóng)民難以享受到城鎮(zhèn)居民的福利，城鎮(zhèn)化雖然使農(nóng)村居民收入增加，但是農(nóng)村居民收入主要變?yōu)閮π?，限制了農(nóng)村居民消費的增長[8]。第二，收入差距與城鄉(xiāng)居民消費差距。城鄉(xiāng)居民收入差距仍然是形成城鄉(xiāng)居民消費差距的主要原因。從時間角度看，當城鎮(zhèn)居民收入彈性系數(shù)大于農(nóng)村居民時，隨著收入的增加，城鎮(zhèn)居民對商品消費的增加要大于農(nóng)村居民，從而擴大了城鄉(xiāng)居民消費差距。從空間角度看，空間收入差距帶來的要素效應(yīng)是形成區(qū)域消費差異的主要原因。第三，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)居民消費差距。經(jīng)濟增長與消費結(jié)構(gòu)具有雙向互動關(guān)系[9]，隨著經(jīng)濟的增長，城鄉(xiāng)居民消費差距將逐漸縮小，我國經(jīng)濟、文化、教育等在城鄉(xiāng)之間的割裂與分化所形成的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)是城鄉(xiāng)消費差距形成的重要原因[10]，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整雖然一定程度上縮小了城鄉(xiāng)消費差距，但是其產(chǎn)生的縮小效應(yīng)具有明顯的區(qū)域差異[4]。第四，財政政策與城鄉(xiāng)居民消費差距。政府的不同公共政策是消費差距形成的重要原因。積極的財政政策有利于拉動居民消費[4]，而民生性財政政策對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費均具有“擠入效應(yīng)”，并有利于縮小城鄉(xiāng)消費差距[11]。土地財政政策則會增加農(nóng)民的負擔，不利于促進農(nóng)村居民消費，從而擴大城鄉(xiāng)消費差距[12]。第五，人口老齡化與城鄉(xiāng)消費差距。人口老齡化是造成城鄉(xiāng)消費差距的又一重要原因。隨著年齡的增長，健康消費需求也會隨之增加[13]，社會保障支出會減少農(nóng)村居民的預防性儲蓄，增加消費，縮小城鄉(xiāng)消費差距[14]，但是社會保障支出對城鄉(xiāng)居民消費差距的影響具有明顯的門檻效應(yīng)[15]。此外，一些學者還從農(nóng)業(yè)補貼[16]、物價波動[17]、基礎(chǔ)設(shè)施投入[18]等角度對城鄉(xiāng)消費差距進行了研究。

現(xiàn)有文獻雖然從城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟增長、公共政策、人口老齡化等角度對城鄉(xiāng)消費差距的影響因素進行了研究，促進了學術(shù)界對城鄉(xiāng)消費差距問題的探討，但是忽視了要素市場扭曲對城鄉(xiāng)消費差距的影響。本文在對要素市場扭曲影響城鄉(xiāng)消費差距的機制進行分析的基礎(chǔ)上，對城鄉(xiāng)消費差距和要素市場扭曲進行科學測度，構(gòu)建回歸模型就要素市場扭曲對城鄉(xiāng)消費差距的影響以及作用機制進行實證研究，并基于分析結(jié)果提出縮小城鄉(xiāng)居民消費差距的相關(guān)建議。

二、理論分析與研究假說

城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)具體表現(xiàn)為傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)部門和現(xiàn)代的非農(nóng)業(yè)部門并存的局面，體現(xiàn)在空間上則是產(chǎn)生了農(nóng)村與城鎮(zhèn)共存的現(xiàn)象。傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)部門與現(xiàn)代的非農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)率存在著明顯的差異，城鎮(zhèn)和農(nóng)村具有不同的產(chǎn)業(yè)部門、不同的技術(shù)進步效率、不同的勞動生產(chǎn)率以及資本回報率，因此城鎮(zhèn)和農(nóng)村具有不同的生產(chǎn)函數(shù)[19]。在要素市場不存在扭曲，且要素能自由流動的情況下，城鄉(xiāng)要素之間的自由流動會使城鄉(xiāng)生產(chǎn)方式、組織形式等逐漸出現(xiàn)趨同的局面[20]。然而，要素市場扭曲打破了這種局面。一方面，城鄉(xiāng)分割的政策阻礙了生產(chǎn)要素在城鄉(xiāng)之間的自由流動，不僅造成了城鎮(zhèn)化扭曲發(fā)展，而且還擴大了城鄉(xiāng)收入差距[21]，對縮小城鄉(xiāng)消費差距產(chǎn)生了不利影響。另一方面，要素市場扭曲使得勞動等生產(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)要素市場的平等交換，城鄉(xiāng)勞動力等生產(chǎn)要素價格出現(xiàn)“剪刀差”[22]，如城鄉(xiāng)“產(chǎn)品價格剪刀差”、進城務(wù)工人員與城鎮(zhèn)職工同工不同酬、城鄉(xiāng)“土地價格剪刀差”等。城鄉(xiāng)要素交易的機會不平等、價格“剪刀差”造成城鄉(xiāng)居民收入的“剪刀差”，擴大了城鄉(xiāng)居民的消費差距。要素市場扭曲會導致農(nóng)村居民對個體資本、勞動等生產(chǎn)要素配置的扭曲，最終影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，增加農(nóng)民收入的不確定性。在存在不確定性因素的情況下，當居民收入增加時，其消費意愿也隨之增強;當收入減少時，也許出于某種原因消費支出不變甚至增加，但其消費意愿必有所減弱[23]。這種收入的不確定性使負擔重、增收難的農(nóng)村居民的謹慎動機增強，弱化了消費意愿，從而擴大了城鄉(xiāng)居民消費差距。綜上，提出如下假說：

假說1：在不考慮其他因素的條件下，要素市場扭曲會通過城鄉(xiāng)收入差距作用于城鄉(xiāng)居民消費，對縮小城鄉(xiāng)居民消費差距產(chǎn)生負面影響。

上述分析中隱含著一個基本的假說條件，即城鄉(xiāng)居民不存在社會保障等方面的差異。然而，在分割的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下，我國城鄉(xiāng)社會保障在保障項目、保障水平和管理水平等方面均存在較大差異[24]。與農(nóng)村相比，城鎮(zhèn)社會保障體系更健全、覆蓋面更廣，且更具層次性。在不存在要素市場扭曲、要素能自由流動的情況下，農(nóng)村勞動力會通過“用腳投票”等方式推進城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化，最終實現(xiàn)城鄉(xiāng)居民均等享受社會保障服務(wù)。要素市場扭曲阻礙了農(nóng)村勞動力向城市流動，是造成城鄉(xiāng)二元社會保障差異的重要原因，而社會保障又是影響農(nóng)村居民消費意愿的主要因素。消費能力只能構(gòu)成潛在消費，若無消費意愿就無法轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實的消費。消費者消費意愿的形成，既要考慮當期收入和消費，又要考慮對未來的收入和消費的預期。均等化的社會保障不僅能夠增加居民的收入預期，而且能夠有效改善其消費預期，提供收支保障以提升居民的消費信心，使其敢于即期消費，故而均等化的社會保障與城鄉(xiāng)居民消費意愿之間存在著明顯的相關(guān)性。目前我國農(nóng)村居民的社會保障水平相對較低、覆蓋范圍較窄、制度不完善、體系不健全，迫于既存的養(yǎng)老支出、教育支出以及醫(yī)療支出等生活壓力，低收入的農(nóng)村居民會將新增收入轉(zhuǎn)移到儲蓄中以備后用，即使是高收入的農(nóng)村居民由于對未來生活有著較差的預期，也會偏向于選擇儲蓄而謹慎消費，農(nóng)村居民的整體消費意愿不高，擴大了城鄉(xiāng)居民消費差距。綜上，提出如下假說：

假說2：要素市場扭曲會通過城鄉(xiāng)社會保障均等化作用于城鄉(xiāng)消費，對縮小城鄉(xiāng)居民消費差距產(chǎn)生負面影響。

三、實證分析

（一）模型設(shè)計與變量選擇

1.模型設(shè)計

基于上述理論分析框架，設(shè)定要素市場扭曲對城鄉(xiāng)居民消費差距影響的計量模型：

其中，comd表示城鄉(xiāng)消費差距，inc表示城鄉(xiāng)收入差距，sec表示城鄉(xiāng)社會保障差距，j=1、j=2分別表示城鎮(zhèn)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)，cjt表示j地區(qū)t時期消費，ct表示t時期總消費，yjt表示j地區(qū)t時期可支配收入，yt表示j時期總可支配收入， sjt表示j地區(qū)t時期社會保障收入，st表示t時期總社會保障收入，pjt表示j地區(qū)t時期的人口數(shù)，pt表示t時期的總?cè)丝?。由于沒有直接數(shù)據(jù)對城鄉(xiāng)社會保障收入進行測量，因此，本文借鑒高帆、汪亞楠的方法[26]，將城鄉(xiāng)居民轉(zhuǎn)移性收入差距作為城鄉(xiāng)社會保障收入差距的代理變量。

由于缺少要素產(chǎn)品數(shù)量與價格數(shù)據(jù)，因而很難對我國要素市場的扭曲程度進行直接測量，目前學術(shù)界主要通過樊綱編寫的《中國分省份市場化指數(shù)報告》中總市場化指數(shù)、產(chǎn)品市場市場化指數(shù)和要素市場市場化指數(shù)來測量要素市場扭曲程度。本文借鑒林伯強、杜克銳的測量方法[27]，采用各地區(qū)要素市場市場化程度與所研究樣本中要素市場市場化程度相對差額來衡量要素市場扭曲程度。具體測算方法如（8）式所示：

其中，pemit為i地區(qū)t時期要素市場市場化程度指數(shù)。目前常用的數(shù)據(jù)主要來源于樊綱等編寫的《中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》（簡稱《2011版報告》）和《中國分省份市場化指數(shù)報告（2016）》（簡稱《2016版報告》），其中《2011版報告》中包含各地區(qū)1997～2009年市場化進程數(shù)據(jù)，《2016版報告》中包含各地區(qū)2008～2014年市場化進程數(shù)據(jù)。然而，計算過程中，由于2011版數(shù)據(jù)與2016版數(shù)據(jù)使用數(shù)據(jù)資料的調(diào)整和基期年份不同，兩個版本數(shù)據(jù)獲得的結(jié)果具有一定的差異。本文對《2016版報告》中2008～2014年數(shù)據(jù)進行分析，同時，利用《2011版報告》中2001～2009年數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗。

（2）控制變量

本文選取的控制變量有人口老齡化水平（ageing）、城鎮(zhèn)化水平（urban）、地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平（pgdp）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（str）、對外開放水平（trade）、實際利用外資水平（fdi）。本文選取各省份65歲以上人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬扛魇》萑丝诶淆g化水平;人口聚集程度一定程度上反映了城鎮(zhèn)化水平，因此，本文用城鎮(zhèn)人口所占比重來衡量城鎮(zhèn)化水平;采用人均地區(qū)生產(chǎn)總值來衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，并作取對數(shù)處理;采用第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況;采用各地區(qū)進出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量對外開放水平;采用各地區(qū)實際利用外資的總和占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量實際利用外資水平。數(shù)據(jù)來自歷年《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及Wind數(shù)據(jù)庫。為剔除價格因素影響，以2001年為基期，采用居民消費價格指數(shù)對相關(guān)變量進行平減處理。變量描述性統(tǒng)計如表1所示。

（二）實證結(jié)果與分析

基于回歸模型，本文采用可行的最小廣義二乘估計方法（FGLS）對模型進行估計。采用FGLS估計方法是因為FGLS估計具有絕對的技術(shù)優(yōu)勢，不僅能在一定程度上克服異方差和自相關(guān)等問題，而且回歸系數(shù)顯著性更高。表2（下頁）給出了不同模型的回歸結(jié)果。模型1在回歸模型中只加入要素市場扭曲變量，模型2則加入了其他控制變量。要素市場扭曲回歸系數(shù)在模型1和模型2中均在10%水平下顯著不為0，且回歸系數(shù)都為正，說明要素市場扭曲對城鄉(xiāng)居民消費差距具有正的影響，即要素市場扭曲程度的增加會擴大城鄉(xiāng)消費差距，要素市場扭曲每提升1個單位，城鄉(xiāng)居民消費差距將提升0.0294個單位，初步驗證了前文提出的研究假說。

城鄉(xiāng)居民消費差距除了受到要素市場扭曲的影響外，人口老齡化、城鎮(zhèn)化水平、經(jīng)濟發(fā)展水平等控制變量也對其起到了重要作用。人口老齡化對縮小城鄉(xiāng)居民消費差距具有顯著的負的影響，主要是由于城鎮(zhèn)老齡人口的消費潛力要明顯大于農(nóng)村老齡人口的消費潛力。城鎮(zhèn)化水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、實際利用外資水平、對外開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)消費差距的影響顯著為負，即政府采取措施提高外資利用水平、擴大對外開放程度、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、推動城鎮(zhèn)化進程、促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，對于縮小城鄉(xiāng)消費差距具有明顯的正效應(yīng)，這與以往的研究結(jié)論基本一致。

在不改變模型設(shè)定形式的前提下，通過更換樣本數(shù)據(jù)區(qū)間，采用2001～2009年數(shù)據(jù)對模型進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結(jié)果如模型3和模型4?？梢园l(fā)現(xiàn)，更換回歸樣本區(qū)間后，各變量的回歸系數(shù)均沒有發(fā)生明顯的變化，說明實證結(jié)果整體上較為穩(wěn)健。要素市場扭曲程度對我國城鄉(xiāng)居民消費差距的影響依然為正，即要素市場扭曲會擴大我國城鄉(xiāng)居民消費差距，與2008～2014年樣本數(shù)據(jù)相比，回歸系數(shù)明顯偏大，說明該時期要素市場扭曲對城鄉(xiāng)居民消費差距的影響作用更強。

四、作用機制檢驗

要素市場扭曲對城鄉(xiāng)居民消費差距的傳導機制包括兩個方面：一是要素市場扭曲通過城鄉(xiāng)居民收入差距影響城鄉(xiāng)消費差距;二是要素市場扭曲通過城鄉(xiāng)社會保障差距影響城鄉(xiāng)消費差距。表3（下頁）利用2008～2014年面板數(shù)據(jù)對上述兩種傳導機制進行了檢驗。

由表3可知，要素市場扭曲對城鄉(xiāng)收入差距與城鄉(xiāng)消費差距均具有正的影響，且要素市場扭曲對城鄉(xiāng)收入差距的正的影響在1%水平下系數(shù)顯著不為0;要素市場扭曲對城鄉(xiāng)社會保障差距有正的影響，且在5%水平下系數(shù)顯著不為0。當被解釋變量為城鄉(xiāng)收入差距（comd），核心解釋變量為要素市場扭曲（pem）、城鄉(xiāng)收入差距（inc）和城鄉(xiāng)消費差距（sec）時，要素市場扭曲（pem）回歸系數(shù)在10%水平下顯著不為0，且回歸系數(shù)為正;城鄉(xiāng)收入差距（inc）回歸系數(shù)在1%水平下顯著不為0，且回歸系數(shù)為正;城鄉(xiāng)社會保障差距（sec）回歸系數(shù)在5%水平下顯著不為0，且回歸系數(shù)也為正。上述結(jié)果進一步表明，要素市場扭曲對城鄉(xiāng)居民消費差距具有顯著的負效應(yīng)，且具體是通過城鄉(xiāng)居民收入差距和城鄉(xiāng)社會保障差距兩條作用路徑對城鄉(xiāng)消費差距產(chǎn)生影響，但是從路徑系數(shù)來看，城鄉(xiāng)收入差距路徑系數(shù)為0.0536，城鄉(xiāng)社會保障差距的路徑系數(shù)為0.0119，城鄉(xiāng)收入差距作用系數(shù)明顯大于城鄉(xiāng)社會保障差距。

為進一步說明作用機制檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，采用2001～2009年數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表4所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，更換樣本區(qū)間后，回歸系數(shù)符號并沒有發(fā)生顯著變化，表3中得到的結(jié)論依然成立，作用機制檢驗結(jié)果具有穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與政策建議

要素市場扭曲對于縮小城鄉(xiāng)居民消費差距具有顯著的負效應(yīng)。實證研究表明，要素市場扭曲對城鄉(xiāng)居民消費差距具有正的影響，即要素市場扭曲程度加深會擴大城鄉(xiāng)居民消費差距，要素市場扭曲每提升1個單位，城鄉(xiāng)居民消費差距將提升0.0294個單位。城鄉(xiāng)居民消費差距除了受到要素市場扭曲的影響外，人口老齡化、城鎮(zhèn)化水平、經(jīng)濟發(fā)展水平等控制變量也對其起到了重要作用。人口老齡化對城鄉(xiāng)居民消費差距具有顯著的正效應(yīng)，而城鎮(zhèn)化水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、實際利用外資水平、對外開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)居民消費差距的影響顯著為負。要素市場扭曲通過城鄉(xiāng)收入差距和城鄉(xiāng)社會保障差距兩條作用路徑對城鄉(xiāng)居民消費差距產(chǎn)生影響，但是從路徑系數(shù)來看，城鄉(xiāng)收入差距路徑系數(shù)為0.0536，城鄉(xiāng)社會保障差距的路徑系數(shù)為0.0119，城鄉(xiāng)收入差距作用系數(shù)明顯大于城鄉(xiāng)社會保障差距?；谝陨辖Y(jié)論，提出如下建議：

第一，推進要素資源市場化。推進要素資源市場化是全面深化經(jīng)濟體制改革的重要舉措，關(guān)鍵是盤活要素資源并促進要素資源自由流動。一是盤活農(nóng)村要素資源。農(nóng)村居民消費水平較低的一個重要原因是相當一部分農(nóng)村要素沒有被盤活，深化農(nóng)村改革就是農(nóng)村要素資源不斷被盤活的過程。具體措施包括：促進農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)有序流轉(zhuǎn)，發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營，提高農(nóng)村土地利用效率[28];盤活農(nóng)村勞動力資源，通過資源整合、技能培訓等方式，將人口資源轉(zhuǎn)化為人力資源、人力資源轉(zhuǎn)化為人才資本、人才資本轉(zhuǎn)化為人口紅利。二是促進要素資源自由流動。要素資源流動的導向是從低收益的領(lǐng)域流向高收益的領(lǐng)域，由此帶來配置效率的提升。在同等資源規(guī)模下，資源配置效率越高，城鄉(xiāng)居民消費差距就會越小。相關(guān)數(shù)據(jù)表明，隨著農(nóng)村富余勞動力的外流，農(nóng)村勞動力的規(guī)模雖然在不斷減小，但是并沒有影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長。因此，要完善農(nóng)村勞動力市場，引導農(nóng)村富余勞動力合理流動。

第二，提高農(nóng)村居民的收入水平，確保農(nóng)村居民收入的穩(wěn)定性。收入水平雖然不是影響居民消費的唯一因素，但是決定性因素，農(nóng)村居民的收入水平提高不了，一切與消費相關(guān)的話題即為空談。因此，為從根本上縮小城鄉(xiāng)居民消費差距，應(yīng)立足于現(xiàn)實，解決農(nóng)村居民增收難的問題，切實提高農(nóng)村居民的收入水平[29]。一是調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入提高。優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源配置，推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；?、集約化、標準化、專業(yè)化，注重農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)質(zhì)量與效益協(xié)同提升，滿足市場對農(nóng)產(chǎn)品優(yōu)質(zhì)化、多樣化的需求。二是優(yōu)化收入分配格局，提高農(nóng)村居民在初次分配中的報酬比重。基于共同富裕的目標統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展，逐步消除城鄉(xiāng)收入差距，解決社會分配不公平的問題，促進農(nóng)村居民收入穩(wěn)步提高。當然，擴大農(nóng)村居民的消費，不但要從提高其收入水平入手，而且應(yīng)確保其收入的穩(wěn)定性。就農(nóng)業(yè)收入而言，應(yīng)堅持農(nóng)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)性地位，推動傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)變，加快農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，完善農(nóng)業(yè)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，調(diào)整農(nóng)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)，并建立農(nóng)產(chǎn)品價格保護機制，扭轉(zhuǎn)農(nóng)村居民增產(chǎn)不增收的不良局面。就非農(nóng)收入而言，農(nóng)村居民由于在文化知識、勞動技能水平上不具有優(yōu)勢，因而要整合教育資源，加強專業(yè)的培訓和就業(yè)指導，提高農(nóng)村居民的整體能力和素質(zhì)，擴大農(nóng)村居民的就業(yè)渠道，確保其薪酬獲取的穩(wěn)定性。

第三，完善農(nóng)村社會保障體系。完善的社會保障制度有助于增強農(nóng)村居民的消費信心，提升其消費預期。當前我國農(nóng)村居民消費的后顧之憂主要集中在醫(yī)療、教育、養(yǎng)老三個方面，因此應(yīng)以此為著力點健全社會保障制度[30]。推進種類齊全的醫(yī)療保險制度，提高醫(yī)療補貼標準，使農(nóng)村居民不必為之后的醫(yī)療費用擔心，在滿足合理儲蓄的基礎(chǔ)上理性消費;調(diào)整優(yōu)化國家財政對教育投入的結(jié)構(gòu)和比重，改善公共教育支出，縮小城鄉(xiāng)教育發(fā)展差距以促進公平;推行農(nóng)村居民養(yǎng)老保險制度，擴大覆蓋率，大力發(fā)展養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)，從而使農(nóng)村居民老有所養(yǎng)、放心消費。

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Abstract： The panel data of 30 provinces from 2008 to 2014 were used for empirical analysis， and its mechanism of action was tested. The study finds that factor market distortion has a negative effect on narrowing the consumption gap between urban and rural residents. One unit factor market distortion rise will lead to an increase of 0.0294 units in urban and rural residents’ consumption gap. The mechanism of action also found that the urban-rural income gap path coefficient is greater than the urban-rural social security gap. In the next step， we should promote the marketization of factor resources by revitalizing rural factor resources and promoting the free flow of factor resources; ensure the stability of rural residents’ income and narrow the income gap between urban and rural areas by improving the income level of rural residents; and narrow the gap between urban and rural residents by improving the rural social security system and narrowing the social security gap between urban and rural areas.

Key words： consumption gap between urban and rural residents; factor market distortion; income gap between urban and rural residents