基于分位數(shù)回歸模型的中國城鄉(xiāng)消費差距影響因素研究

王 凱 馬長發(fā)

（新疆財經(jīng)大學 統(tǒng)計與數(shù)據(jù)科學學院，新疆 烏魯木齊 830012）

一、引言

消費是最終需求，既是生產(chǎn)的最終目的和動力，也是人民對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內外經(jīng)濟形勢的影響，盡管我國國內生產(chǎn)總值實現(xiàn)了正增長，但消費支出拉動國內生產(chǎn)總值下降0.5個百分點，近40年首次出現(xiàn)負值。而且長期以來我國同時面臨著居民消費傾向低、城鄉(xiāng)消費差距大的問題。

近20年來，我國住戶部門的平均消費傾向不高于70%，也就是說在居民的可支配總收入中，始終有30%以上的部分用于儲蓄。以2016年數(shù)據(jù)為例，我國住戶部門的平均儲蓄傾向為36%。相比之下，2016年OECD國家住戶部門的平均儲蓄傾向均在20%以下，部分國家甚至為負值①資料來源于OECD國家數(shù)據(jù)庫：https://data.oecd.org/hha/household-savings.htm。。與發(fā)達經(jīng)濟體相比，我國的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構比較突出，城鄉(xiāng)消費水平有較大差距。

城鄉(xiāng)消費比直觀反映了城鄉(xiāng)消費差距的變動趨勢。1990年到1995年間，城鄉(xiāng)消費比由2.2急劇上升到3.5，此后的15年間長期保持在3.3以上的高位，之后逐漸下降到2019年的2.3。但從絕對數(shù)據(jù)看，城鄉(xiāng)消費差距一直在擴大。2000年城鄉(xiāng)消費差距為4877元，2010年城鄉(xiāng)消費差距為11409元，2019年為20462元。體現(xiàn)在宏觀數(shù)據(jù)上，便是農(nóng)村居民消費占比的下降。2019年居民消費支出占到最終消費支出的70%，對當年國內生產(chǎn)總值的貢獻率達到38.78%。但從居民消費的構成看，城鎮(zhèn)居民消費占比達到78.3%，農(nóng)村居民消費占比僅為21.7%。2019年中國仍有5.5億人口生活在農(nóng)村，農(nóng)村居民消費是明顯偏低的，從側面說明農(nóng)村消費市場潛力巨大。

消費驅動經(jīng)濟增長的主體是居民。改革開放以來的“高積累、低消費和高投資”政策使居民收入水平不斷提高，但在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構的束縛下，農(nóng)村居民的收入和消費水平明顯低于城市居民[1]。城鄉(xiāng)消費差距是我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構的縮影，縮小城鄉(xiāng)消費差距對于破解城鄉(xiāng)二元結構這一難題意義重大。

近年來，我國經(jīng)濟增長主要依靠消費和投資雙輪驅動，在構建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局背景下，暢通內循環(huán)更加需要充分挖掘居民消費潛力，完善促進消費體制機制，促進消費提質擴容。

二、研究綜述及現(xiàn)狀分析

對城鄉(xiāng)消費差距的研究主要集中于兩個方面：其一是城鄉(xiāng)消費差距的測度及比較；其二是城鄉(xiāng)消費差距的影響因素分析。

（一）城鄉(xiāng)消費差距的測度及比較

城鄉(xiāng)消費差距的測度主要有三種指標：城鄉(xiāng)消費比、恩格爾系數(shù)、泰爾指數(shù)。城鄉(xiāng)消費比是簡便易得的數(shù)據(jù)，但這一指標沒有剔除城鄉(xiāng)價格不可比的因素，研究中一般不能直接采用。范劍平（1994）[2]測度了1992年我國居民的收入差距和消費差距，修正后的數(shù)據(jù)顯示，城鄉(xiāng)消費比至少達到3.49：1，同期收入比達到3.34：1。進一步研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)消費結構升級出現(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支出占總消費的比重，實質上體現(xiàn)了消費結構的變化趨勢。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下降，恩格爾系數(shù)也會下降。高帆（2013）[3]采用城鄉(xiāng)消費比和恩格爾系數(shù)研究了改革開放以來的城鄉(xiāng)消費總量、結構、規(guī)模及空間差異，研究顯示城鄉(xiāng)消費差距與城鄉(xiāng)收入差距均呈現(xiàn)庫茲涅茨倒“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和組間收入差距，反映了收入差距的變動幅度，實現(xiàn)了靜態(tài)測量向動態(tài)變化的轉移[4]。

本文根據(jù)泰爾指數(shù)并借鑒王少平和歐陽志剛（2008）[5]的方法進行計算。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時期，城鎮(zhèn)（或農(nóng)村地區(qū)）的消費（或收入）水平，Zit為第t時期城鎮(zhèn)（或農(nóng)村地區(qū)）的常住人口；Pt表示第t時期，該地區(qū)的總消費（或總收入）水平，Zt則為第t時期該地區(qū)的總人口?？傁M（或總收入）水平可以由人均消費支出（或人均可支配收入）乘以人口數(shù)計算得到。如果一個地區(qū)的城鎮(zhèn)人口占總人口的比例與城鎮(zhèn)人口的消費（或收入）水平占總消費（或總收入）水平的比例相同，那么對數(shù)的真數(shù)部分取值為1，相對應泰爾指數(shù)的值為0，表明該地區(qū)的城鄉(xiāng)消費沒有差異。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)消費差距的影響因素分析

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

凱恩斯的絕對收入假說指出，收入是消費的基礎，居民收入差距的擴大將導致消費差距的擴大。范劍平（1994）[2]認為破解城鄉(xiāng)消費差距問題的根本出路在于農(nóng)村人口的城市化，我國人為割裂工業(yè)化與城市化的二元發(fā)展模式是城鄉(xiāng)消費差距的根源。范劍平和向書堅（1999）[7]也認為通過農(nóng)村人口工業(yè)化帶動農(nóng)村人口向小城鎮(zhèn)就地轉移的城市化模式抑制了居民消費率的提高。林毅夫和陳斌開（2009）[8]采用地方財政支出的比重測量了政府干預程度，研究表明政府干預行為擴大了城鄉(xiāng)消費差距。劉琦和黃天華（2011）[9]將財政支出分解為五類，對1997—2006年的省級面板數(shù)據(jù)進行了實證分析。結果顯示，財政支出是影響城鄉(xiāng)消費差距的重要因素，且存在區(qū)域差異性。產(chǎn)業(yè)結構也是影響城鄉(xiāng)消費差距的一個因素，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)結構差異。徐敏和姜勇（2015）[11]則引入了產(chǎn)業(yè)升級指數(shù)代表產(chǎn)業(yè)結構升級水平。研究表明，產(chǎn)業(yè)結構升級顯著縮小了城鄉(xiāng)消費差距，但隨時間和空間的變化存在差異。

（三）中國城鄉(xiāng)消費差距的變化趨勢

依據(jù)公式（1）計算得到我國2000年以來城鄉(xiāng)消費差距和城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)，如圖1所示。

圖1 2000年以來我國城鄉(xiāng)消費差距和城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)

城鄉(xiāng)消費差距和城鄉(xiāng)收入差距都呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢。2005年和2013年是兩個重要的時間節(jié)點。2005年之前，城鄉(xiāng)消費差距大于城鄉(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)消費差距都有了較大程度的下降，且2013年之后的下降趨勢比之前明顯。這段時間恰逢我國經(jīng)濟發(fā)展方式的轉型，政策向民生領域和農(nóng)村傾斜，帶動了農(nóng)村居民收入的提高，進而刺激了消費需求。

三、研究方法與數(shù)據(jù)說明

（一）面板分位數(shù)回歸方法

傳統(tǒng)的回歸分析主要關注均值，即自變量的條件均值對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系的描述。但條件均值框架的基本假設，尤其是方差齊性假設經(jīng)常無法得到滿足，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，可以分析不同數(shù)據(jù)的空間差異，具有鮮明的層次性[14]。

參照相關研究[13]，簡化的分位數(shù)回歸方程可以寫成如下形式：

要得到參數(shù)的估計值，需要對下面這個式子進行求解：

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、固定效應變換分位回歸法、引進虛擬變量的懲罰法[15]。本文采用固定效應分位數(shù)回歸模型分析城鄉(xiāng)消費差距的空間差異：

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

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

（二）變量選擇與數(shù)據(jù)來源

本文的研究區(qū)間為2005—2019年，采用31個省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)來源于相應年份的《中國統(tǒng)計年鑒》。為剔除物價變動因素的影響，所有的名義變量均以2005年為基期進行平減。

1.被解釋變量

城鄉(xiāng)消費差距（gap）是本文的研究對象，基于公式（1）以2005年不變價格計算。

2.解釋變量

（1）城鄉(xiāng)收入差距（income），理論研究與實證研究均表明城鄉(xiāng)收入差距在很大程度上影響了城鄉(xiāng)消費差距。城鄉(xiāng)收入差距同樣基于公式（1）以2005年不變價格計算，預期符號為“+”。

（2）城鎮(zhèn)化水平（urban），以常住人口城鎮(zhèn)化率計算。城鎮(zhèn)化進程中伴隨著生產(chǎn)方式和生活方式的變革，不僅增加了就業(yè)機會和居民收入，還提供了更大更便利的消費市場。預期符號為“-”。

（3）產(chǎn)業(yè)升級（upgrade），借鑒相關研究，采用產(chǎn)業(yè)升級指數(shù)計算[11]。計算方法如下：

式中，qi為第 i產(chǎn)業(yè)所占的比重，i=1，2，3。產(chǎn)業(yè)升級一方面提高了勞動力報酬，另一方面也改善了我國“物質匱乏”的狀況，消費市場的完善和居民收入的提高將縮小消費差距。預期符號為“-”。

（4）政府行為（gov），采用地方財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重計算。政府的公共預算支出將增加有效需求，進而刺激消費。預期符號為“-”。

（5）對外開放（open），采用進出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重計算。對外開放最直接的受益地區(qū)是城鎮(zhèn)。預期符號為“+”。

（6）人口撫養(yǎng)比（dependence），非勞動年齡人口數(shù)與勞動年齡人口數(shù)之比。預期人口撫養(yǎng)比的提高將擴大消費差距。預期符號為“+”。

（7）人均地區(qū)生產(chǎn)總值（lnpgdp），對人均地區(qū)生產(chǎn)總值采取對數(shù)化處理。預期符號為“+”。

相關變量的描述統(tǒng)計信息如表1所示，Q為分位數(shù)。

表1 相關變量的描述統(tǒng)計信息

泰爾指數(shù)計算過程中采取了對數(shù)化處理，只要占總人口a%比例的城鎮(zhèn)人口實現(xiàn)了總消費的a%，那么對數(shù)的真數(shù)部分取值就會為1，泰爾指數(shù)在理論上就會為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。實際上，北京、天津、上海這三個直轄市的消費差距和收入差距一直處于較低水平。

（三）模型設置

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行了單位根檢驗。單位根檢驗的結果如表2所示。

表2 相關變量的單位根檢驗結果

單位根檢驗的結果表明本文的變量整體上是平穩(wěn)的，進一步進行固定效應檢驗。在0.01的顯著性水平下，本文的變量通過了穩(wěn)健的豪斯曼檢驗，對應的卡方值為50.430。

依據(jù)上文分析，本文建立固定效應分位數(shù)回歸模型如下：

四、結論與建議

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分位點下的模型估計結果予以展示，同時以固定效應模型為參照進行對比。

（一）模型估計結果

表3展示了0.10，0.25，0.50，0.75，0.90共5個分位數(shù)下的模型估計結果。

表3 分位點為0.10，0.25，0.50，0.75，0.90的模型估計結果

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

為進一步探究各變量對于城鄉(xiāng)消費差距分布的刻畫特征，本文繪制了所有分位點下的回歸模型估計結果。圖2、圖3分別展示了7個解釋變量在所有分位點下的估計系數(shù)及置信區(qū)間。作為對比，黑色的實線表示OLS模型的估計參數(shù)，黑色的虛線則為置信區(qū)間。城鄉(xiāng)收入差距對城鄉(xiāng)消費差距的影響相當穩(wěn)定，其估計系數(shù)與OLS估計量基本重合，而城鎮(zhèn)化水平的提高顯著縮小了城鄉(xiāng)消費差距，這種縮小作用隨著消費差距的擴大而逐漸減弱，但其始終大于城鄉(xiāng)收入差距的拉大效應。產(chǎn)業(yè)結構升級對城鄉(xiāng)消費差距有明顯的縮小效應，但在產(chǎn)業(yè)升級初期可能拉大城鄉(xiāng)消費差距。政府行為對城鄉(xiāng)消費差距也有拉大效應。

圖2 部分解釋變量的全分位估計系數(shù)及置信區(qū)間

圖3 部分解釋變量的全分位估計系數(shù)及置信區(qū)間

在其他解釋變量中，隨著對外開放程度的提高，城鄉(xiāng)消費差距將先擴大后縮小；人口撫養(yǎng)比對城鄉(xiāng)消費差距有所拉大；隨著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提升，其對消費差距的拉大效應將減弱。

通過以上分析，可以得知：2005—2019年間，我國城鄉(xiāng)消費差距的縮小主要得益于城鎮(zhèn)化的快速推進，城鄉(xiāng)收入差距的擴大顯著拉大了城鄉(xiāng)消費差距，產(chǎn)業(yè)結構升級顯著縮小了部分地區(qū)的城鄉(xiāng)消費差距。

（二）政策建議

1.推進以“人”為核心的新型城鎮(zhèn)化建設

早在20世紀90年代，我國學者的相關研究就表明，我國人為割裂工業(yè)化與城市化的特殊二元發(fā)展模式是城鄉(xiāng)消費差距的根源，解決這個問題的根本出路就在于農(nóng)村人口的城市化[2]。我國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)調發(fā)展，城鄉(xiāng)一體化是我國城市化的終極目標。鄉(xiāng)村振興和城鄉(xiāng)融合發(fā)展都是破解城鄉(xiāng)二元結構、推進城鄉(xiāng)一體化的戰(zhàn)略舉措。

目前我國實施的城鎮(zhèn)化是以“人”為核心的新型城鎮(zhèn)化之路，農(nóng)業(yè)轉移人口的市民化是我國新型城鎮(zhèn)化建設的首要目標。農(nóng)業(yè)轉移人口市民化質量不高、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)展進展緩慢是我國新型城鎮(zhèn)化建設面臨的主要難題。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、推進縣域城鎮(zhèn)化建設、加快推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展，可以有效縮小我國的城鄉(xiāng)差距。

2.提高農(nóng)村居民收入，縮小城鄉(xiāng)收入差距

無論是當代西方經(jīng)濟學家的消費理論，還是馬克思主義經(jīng)典作家的消費思想，都強調了收入對于消費的基礎作用，農(nóng)村居民收入的提高將有助于消費需求的增加。2020年，我國農(nóng)村居民的收入來源中，工資性收入和經(jīng)營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)營收入是農(nóng)村居民的重要收入來源，加強農(nóng)產(chǎn)品質量體系建設，加大農(nóng)業(yè)幫扶政策的扶持力度，推進農(nóng)業(yè)技術的創(chuàng)新，引入集約化經(jīng)營模式將有效增加農(nóng)村居民的收入。此外，轉移凈收入也占到了農(nóng)村居民收入的一定比例，政府轉移支付是在初次分配基礎上進行的收入再分配，再分配過程中應更加關注社會公平。地方政府要加大對“三農(nóng)”政策的扶持力度，將中央的各項政策落到實處，確保幫扶資金發(fā)放到農(nóng)民手里。

3.刺激消費需求，引導產(chǎn)業(yè)結構升級

從社會再生產(chǎn)角度看，產(chǎn)業(yè)結構決定了生產(chǎn)結構，在很大程度上影響了居民的消費結構。消費既是社會再生產(chǎn)循環(huán)的終點，又是下一個再生產(chǎn)循環(huán)的起點。消費需求和消費結構的變化將深刻影響產(chǎn)業(yè)結構升級的方向。

2020年受國際政治因素的影響，我國在關鍵領域關鍵技術的短板不斷顯現(xiàn)，凸顯了我國創(chuàng)新能力的不足。盡管我國是世界第一制造業(yè)大國，產(chǎn)業(yè)規(guī)模宏大，但在產(chǎn)業(yè)基礎方面存在許多短板，基礎能力對外依存度較高，阻礙了我國的產(chǎn)業(yè)升級[16]。近年來，數(shù)字經(jīng)濟的指數(shù)式增長給我國產(chǎn)業(yè)升級帶來了機遇，新的經(jīng)濟形式創(chuàng)造了新的消費需求?！笆奈濉睍r期，我國要大力培育以物聯(lián)網(wǎng)和大數(shù)據(jù)為代表的新興產(chǎn)業(yè)，以供給側結構性改革為主線，以消費需求結構為導向，推動產(chǎn)業(yè)升級，實現(xiàn)高質量發(fā)展。

4.完善消費市場，促進消費提質擴容

近年來，我國居民的消費水平和消費結構都迎來了升級，但一些制約消費體制機制的因素仍然突出。一方面，我國的消費市場不能滿足人民群眾越來越多樣化和個性化的消費需求，另一方面，現(xiàn)有的監(jiān)管體制不適應新業(yè)態(tài)新消費模式的發(fā)展，質量監(jiān)督體系建設存在滯后。

因此，我們要以消費者需求為導向，圍繞居民生活的方方面面，豐富居民衣食住行方面的消費，推進服務性消費提質擴容。同時，完善消費品質量標準建設，健全消費者維權機制，為居民創(chuàng)造安全放心的消費環(huán)境。