Yr2022_经济研究_城乡分割视角下中国收入不均等与消费关系研究

城乡分割视角下中国收入不均等与消费关系研究

万广华、罗知、张勋、汪晨
《经济研究》，2022年第5期
2025 年 10 月 27 日

作者信息：万广华，复旦大学经济学院教授、世界经济研究所所长；罗知，武汉大学经济与管理学院副院长；张勋，北京师范大学统计学院教授、院长助理；汪晨，上海财经大学副教授。
文献引用：万广华,罗知,张勋,等.城乡分割视角下中国收入不均等与消费关系研究[J].经济研究,2022,57(05):87-105.

目录

• 1. 收入不均等-消费之谜
• 2. 中国的“正相关”之谜：实证发现
• 3. 谜底：城乡分割（理论与实证）
• 4. 结论与政策建议
• 5. 参考文献

1. 收入不均等-消费之谜

1.1 现实背景与核心问题

• 现实背景：内需潜力在于消费

  • 个体消费习惯难以改变，增加消费的重要途径在于改善收入分配。
  • 核心路径：通过再分配，使边际消费倾向（MPC）更高的群体获得更多收入，进而带动内需。

• 核心问题：“收入不均等与人均消费正相关之谜”

  • 理论共识：收入分配的改善能够增加消费（凯恩斯，1936；卡尔多，1957）

    Becker（1975）将人力资本引入生命周期模型，发现：

    • 当人力资本边际报酬递减时，穷人比富人进行更多人力资本投资，导致穷人储蓄率更低。
    • 通过改善收入分配，MPC更高的穷人群体获得更高收入，社会总消费增加。

  • 实证证据：已有大量文献探索收入分配对消费的影响，但结论众说纷纭、缺乏定论。

1.2 文献争议

文献类型	核心观点	代表性文献
负相关	实证结果符合理论预期 不均等上升→消费下降	英国证据（Doorn，1975）；跨国证据（Cook，1995） 中国证据：臧旭恒&张继海（2005）、吴晓明和吴栋（2007）； 陈斌开（2012）估计：人均收入上升10%，MPC下降0.05
正相关	可能原因1：攀比效应 可能原因2：不确定性 可能原因3：金融市场发达	低收入者效仿高收入者消费行为(Blinder,1975)，中国证据(Brown等,2011) Alesina&Perotti (1996)：收入不均→社会矛盾→阻碍投资储蓄，促进消费 Gu et al.(2015)：富人的储蓄被转化为穷人的借贷，用于穷人的消费
不相关	收入分配不影响储蓄 MPC与收入关系非线性	无影响：Edwards（1996，OECD国家）；Leigh & Posso（2009，发达国家） 非线性：Venieris & Gupata(1986，跨国证据)：中产储蓄率最高，非目标群体； 杨汝岱和朱诗娥（2007）：中国MPC与收入呈倒U关系，应扩大中产阶层

1.3 论文核心贡献

研究问题聚焦：

• 在中国，收入不均等与消费到底是什么关系？是否符合经典理论？

  • 本文实证发现：中国省级收入不均等与人均消费显著正相关，且关系稳健。
  • 研究核心：破解中国“收入不均等-消费正相关”悖论。

• 是什么因素使中国收入不均等与消费偏离经典理论、出现正相关？

  • 排除“攀比效应”，提出核心论点——“城乡分割”（中国城乡二元结构）。
  • 控制变量已考虑不确定性、金融市场发展状况等因素的影响。

具体贡献：

1. 思路创新：提出“中国收入不均等-消费正相关之谜”，验证不同不均等指标（基尼系数、泰尔指数）、控制变量的稳健性。
2. 理论创新：基于OLG（世代交叠）模型建模，揭示城乡分割如何导致城乡MPC差异，进而引发正相关。
3. 实证创新：多视角验证城乡分割的影响（泰尔指数分解、城镇化率代理、教育差异对MPC的作用等）。

2. 中国的“正相关”之谜：实证发现

本节基于省级面板数据估算中国的消费模型，揭示中国“收入不均等-消费正相关”之谜。

2.1 样本与变量设计

• 样本：1996-2017年中国省级面板数据。

变量类型	变量名称	定义与度量方式
被解释变量	人均消费	国民经济核算中“最终居民消费总额/常住人口”
核心解释变量	收入不均等	基尼系数、泰尔指数（基于Shorrocks & Wan(2009)方法计算）
	人均收入	使用人均GDP度量收入；城乡分算时，用城镇人均可支配收入、农村人均纯收入
控制变量	经济发展指标	经济开放程度（进出口/GDP）、不确定性（受灾耕地面积占比、CPI） 金融市场发展（存贷款/GDP）、国有企业比重（国企职工/总劳动人口） 城镇化率（常住/总人口）、第二产业比重（二产增量/GDP）、人均GDP增速
	人口特征指标	男性人口占比、平均受教育年限、少儿/老年人口占比、平均家庭规模

• 数据处理：
  • 货币变量以1978年CPI平减，消除价格因素影响。
  • 人均消费、人均GDP、人均可支配收入取对数处理，缓解异方差问题。

2.2 基准模型设定

\[\ln \left(C_{i t}\right)=\alpha+\delta \cdot \ln \left( Income _{i, t-1}\right)+\beta \cdot Inequality _{i, t-1}+\theta' X_{i, t-1}+\mu_{i}+\eta_{t}+\varepsilon_{i t}\]

• 符号定义：

  • \(C_{it}\)：i省t期人均消费；\(Income_{i,t-1}\)：i省t-1期人均收入（滞后1期）；
  • \(Inequality_{i,t-1}\)：i省t-1期收入不均等（滞后1期）；\(X_{i,t-1}\)：i省t-1期控制变量（滞后1期）；
  • \(\mu_i\)、\(\eta_t\)：分别为省份固定效应、年度固定效应；\(\varepsilon_{it}\)：随机误差项。

• 关键说明：

  1. 为缓解“消费影响收入不均等”的反向因果问题，将所有解释变量滞后1期。
  2. 控制变量中，“受灾面积占比”“存贷款总额占GDP比重”分别用于控制不确定性、金融市场状况的影响。
  3. 标准误在省级层面聚类，避免截面相关导致的统计偏差。

2.3 稳健性检验设计

为验证“正相关”关系的可靠性，文章从多维度进行稳健性检验：

1. 替换核心指标：将基尼系数替换为泰尔指数（二者社会福利函数不同，对洛伦兹曲线不同部位的敏感度有差异）。
2. 检验协整关系：使用Kao（1999）的方法检验模型是否存在协整关系，排除虚假回归或单位根问题。
3. 替换被解释变量与代理指标：
   • 将被解释变量替换为“消费率”（消费占收入比重）；
   • 更换不确定性变量代理指标为“地区层面CPI”；
   • 更换金融市场发展代理变量为“中国市场化指数分指数”（金融业竞争程度、信贷资金分配市场化程度）。

2.4 实证结果

• 核心结论：
  1. 中国省级层面的收入不均等与人均消费显著正相关，与经典理论（负相关）相悖，验证“正相关之谜”存在。
  2. 模型拟合优度较高，且稳健性检验结果一致，说明“正相关”关系具有可靠性。
  3. 统计量大多拒绝“不存在协整关系”的零假设，排除虚假回归问题。

3. 谜底：城乡分割（理论与实证）

为解释表2的悖论，文章构建包含多产品的动态一般均衡模型，推断城乡分割的作用，并通过实证验证。

3.1 理论模型：城乡分割如何导致正相关？

3.1.1 模型框架：OLG（世代交叠）模型

• 家户存续期：家户存续两期——第一期工作（获取工资，进行消费和储蓄），第二期退休（使用储蓄消费）。第t期同时存在第t代（年轻）家户和第t-1代（年老）家户。

• 地区划分：存在城（\(i=u\)）乡（\(i=r\)）两个地区，地区\(i\)第\(t\)代家户的效用函数为CES形式：
  \[ U_{i,t}=\left[\left(q_{i, 1, t}\right)^{\dfrac{\sigma-1}{\sigma}}+\beta\left(q_{i, 2, t+1}\right)^{\dfrac{\sigma-1}{\sigma}}\right]^{\dfrac{\sigma}{\sigma-1}} \tag{1} \]

  • 符号定义：\(\beta\)为贴现因子；\(\sigma\)为跨期替代弹性；\(q_{i,1,t}\)为第t代家户在第1期消费；\(q_{i,2,t+1}\)为第t代家户在第2期消费。

• 单期消费构成：每期家户消费由分布在[0,1]区间的多种商品（下标\(j\)表示）构成，效用函数为：
  \[ q=\left[\int_{0}^{1} q(j)^{\frac{\sigma-1}{\sigma}} d j\right]^{\frac{\sigma}{\sigma-1}} \]

3.1.2 单期家户需求决策（需求函数推导）

推导目标：基于“单期效用最大化”，求解第\(j\)种商品的需求函数。

1. 单期效用函数与预算约束：

   • 单期效用函数（同上文）：
     \[ q = \left[ \int_0^1 q(j)^{\frac{\sigma-1}{\sigma}} dj \right]^{\frac{\sigma}{\sigma-1}} \implies \left[ \int_0^1 q(j)^{\frac{\sigma-1}{\sigma}} dj \right]^{\frac{1}{\sigma-1}} = q^{\frac{1}{\sigma}} \tag{A1} \]
   • 预算约束：单期内对所有商品的总支出等于该期总支出\(x\)，即：
     \[ \int_0^1 p(j) \cdot q(j) dj = x \quad \text{（单期总支出$x$外生给定，由跨期优化决定）} \tag{A2} \]

2. 构造拉格朗日函数：在预算约束下最大化效用，拉格朗日函数为：
   \[ \mathcal{L} = \left[ \int_0^1 q(j)^{\frac{\sigma-1}{\sigma}} dj \right]^{\frac{\sigma}{\sigma-1}} - \lambda \left( \int_0^1 p(j) \cdot q(j) dj - x \right) \tag{A3} \]

3. 求一阶条件（F.O.C）：对\(q(j)\)求偏导并令导数为0，结合复合函数求导法则：
   \[ \begin{split} \frac{\partial \mathcal{L}}{\partial q(j)} = &\ \frac{\sigma}{\sigma-1} \cdot \left[ \int_0^1 q(j)^{\frac{\sigma-1}{\sigma}} dj \right]^{\frac{\sigma}{\sigma-1} - 1} \cdot \frac{\sigma-1}{\sigma} \cdot q(j)^{\frac{\sigma-1}{\sigma} - 1} -\lambda \cdot p(j) \\ =& \ \left[ \int_0^1 q(j)^{\frac{\sigma-1}{\sigma}} dj \right]^{\frac{1}{\sigma-1}} \cdot q(j)^{-\frac{1}{\sigma}}-\lambda \cdot p(j) \\ \implies & \ q^{\frac{1}{\sigma}}q(j)^{-\frac{1}{\sigma}} = \lambda \cdot p(j) \implies q(j) = \left( \frac{q}{\lambda} \right)^{\sigma} \cdot p(j)^{-\sigma} \end{split} \tag{A4} \]

4. 代入预算约束去除\(q(j)\)：将式（A4）代入式（A2），并定义价格指数\(p = \left[ \int_0^1 p(j)^{1 - \sigma} dj \right]^{\frac{1}{1 - \sigma}}\)（即\(\int_0^1 p(j)^{1 - \sigma} dj = p^{1 - \sigma}\)）：
   \[ \int_0^1 p(j) \cdot \left( \frac{q}{\lambda} \right)^{\sigma} \cdot p(j)^{-\sigma} dj = x \implies \left( \frac{q}{\lambda} \right)^{\sigma} \cdot p^{1 - \sigma} = x \tag{A5} \] 整理得：
   \[ \frac{q}{\lambda} = x^{\frac{1}{\sigma}} \cdot p^{\frac{\sigma - 1}{\sigma}} \tag{A6} \]

5. 最终需求函数：将式（A6）代入式（A4），得第\(j\)种商品在两期的需求函数：
   \[ \begin{cases} q_{i, 1, t}(j)=p_{i, t}(j)^{-\sigma} p_{i, t}^{\sigma-1} x_{i, 1, t} \\ q_{i, 2, t+1}(j)=p_{i, t+1}(j)^{-\sigma} p_{i, t+1}^{\sigma-1} x_{i, 2, t+1} \end{cases} \] 其中，价格函数\(p_{i, t}=\left[\int_{0}^{1} p_{i, t}(j)^{1-\sigma} d j\right]^{\dfrac{1}{1-\sigma}}\)。

3.1.3 跨期效用最大化

推导目标：基于“跨期效用最大化”，求解两期消费\(q_{i,1,t}\)和\(q_{i,2,t+1}\)的表达式。

1. 跨期效用函数与预算约束：

   • 跨期效用函数（同式1）：
     \[ U_{i,t} = \left[ \left(q_{i,1,t}\right)^{\frac{\sigma-1}{\sigma}} + \beta \left(q_{i,2,t+1}\right)^{\frac{\sigma-1}{\sigma}} \right]^{\frac{\sigma}{\sigma-1}} \]
   • 跨期预算约束：
     \[ x_{i, 1, t}+\beta x_{i, 2, t+1} = p_{i,t} q_{i,1,t} + \beta p_{i,t+1} q_{i,2,t+1} \leq x_{i,t} \tag{2} \]

2. 构造拉格朗日函数：
   \[ \begin{split} \mathcal{L} =& \left[ \left(q_{i,1,t}\right)^{\frac{\sigma-1}{\sigma}} + \beta \left(q_{i,2,t+1}\right)^{\frac{\sigma-1}{\sigma}} \right]^{\frac{\sigma}{\sigma-1}} - \lambda \left( x_{i,1,t} + \beta x_{i,2,t+1} - x_{i,t} \right)\\ =& \left[ \left(q_{i,1,t}\right)^{\frac{\sigma-1}{\sigma}} + \beta \left(q_{i,2,t+1}\right)^{\frac{\sigma-1}{\sigma}} \right]^{\frac{\sigma}{\sigma-1}} - \lambda \left( p_{i,t} q_{i,1,t} + \beta p_{i,t+1} q_{i,2,t+1} - x_{i,t} \right) \end{split} \tag{3} \]

3. 求一阶条件并整理：分别对\(q_{i,1,t}\)和\(q_{i,2,t+1}\)求偏导，令导数为0后做商，得：
   \[ \begin{split} &\frac{\partial \mathcal{L}}{\partial q_{i,1,t}} = \left[ \left(q_{i,1,t}\right)^{\frac{\sigma-1}{\sigma}} + \beta \left(q_{i,2,t+1}\right)^{\frac{\sigma-1}{\sigma}} \right]^{\frac{1}{\sigma-1}} \cdot \left(q_{i,1,t}\right)^{-\frac{1}{\sigma}} - \lambda p_{i,t} = 0 \\ & \frac{\partial \mathcal{L}}{\partial q_{i,2,t+1}} = \left[ \left(q_{i,1,t}\right)^{\frac{\sigma-1}{\sigma}} + \beta \left(q_{i,2,t+1}\right)^{\frac{\sigma-1}{\sigma}} \right]^{\frac{1}{\sigma-1}} \cdot \beta \left(q_{i,2,t+1}\right)^{-\frac{1}{\sigma}} - \lambda \beta p_{i,t+1} = 0 \\ 做商 \implies & \frac{\left(q_{i,1,t}\right)^{-\frac{1}{\sigma}}}{\beta \left(q_{i,2,t+1}\right)^{-\frac{1}{\sigma}}} = \frac{p_{i,t}}{\beta p_{i,t+1}} \implies \left( \frac{q_{i,2,t+1}}{q_{i,1,t}} \right)^{\frac{1}{\sigma}} = \frac{p_{i,t}}{p_{i,t+1}} \implies \frac{q_{i,2,t+1}}{q_{i,1,t}} = \left( \frac{p_{i,t}}{p_{i,t+1}} \right)^{\sigma} \end{split} \tag{4} \]

4. 求解跨期消费：将式（4）代入预算约束（式2），整理得：
   \[ q_{i,1,t} = \frac{x_{i,t}}{p_{i,t} + \beta p_{i,t+1} \cdot \left( \frac{p_{i,t}}{p_{i,t+1}} \right)^{\sigma}} \quad ; \quad q_{i,2,t+1} = \frac{x_{i,t} \cdot \left( \frac{p_{i,t}}{p_{i,t+1}} \right)^{\sigma}}{p_{i,t} + \beta p_{i,t+1} \cdot \left( \frac{p_{i,t}}{p_{i,t+1}} \right)^{\sigma}} \]

3.1.4 稳态下的人均消费

• 人口结构假设：设\(L_{i,t}\)为地区\(i\)第\(t\)代劳动年龄人口，\(L_{i,t}^{R}\)为退休人口，第\(t\)期人均消费表达式为：
  \[ c_{i, t}=\dfrac{q_{i, 1, t} L_{i, t}+q_{i, 2, t} L_{i, t}^{R}}{L_{i, t}+L_{i, t}^{R}} \]

• 稳态条件：

  1. 人口结构稳定：\(L^R / L = \lambda\)（常数，退休人口占比）；
  2. 价格稳定：\(p_{i,t} = p_{i,t+1} = p\)（价格不变）。

• 稳态人均消费推导：将稳态条件代入消费表达式，整理得：
  \[ c_o =\frac{x_{i,t}}{(1+\beta)p_{i,t}} \] 其中，\(x_{i,t}\)为地区\(i\)第\(t\)期人均商品支出，稳态下\(x_{i,t} = y_{i,t}\)（人均支出=人均收入）。

3.1.5 生产与价格决定

1. 生产函数：城乡两地使用资本和劳动力，按照柯布-道格拉斯技术进行生产。

2. 商品价格形成：商品跨地区销售存在运输成本\(\tau\)，商品\(j\)从产地\(o\)到销售地\(d\)的价格为：
   \[ p_{do}(j)=\begin{cases} \dfrac{\kappa_o}{z_o(j)} & (o=d) \\ \\ \dfrac{\tau \kappa_o}{z_o(j)} & (o \neq d) \end{cases} \]

   • 符号定义：\(\kappa_o\)为\(o\)地生产成本（本地销售无运输成本，跨地区销售因\(\tau\)推升价格）；\(z_{o}(j)\)为\(o\)地商品\(j\)的生产率，服从Fréchet极值分布\(F_o(z)=exp(-T_o z^{-\theta})\)（\(T_o\)为平均生产率，\(\theta\)为离散度）。

3. 销售比例\(\pi_{do}\)（\(d\)地消费中来自\(o\)地的比例）：

   • 消费者选择“价格最低的商品”，而\(z_o(j)\)越大→价格越低，因此“\(o\)地商品成为最低价格”的概率即\(\pi_{do}\)。
   • 基于Fréchet分布性质，推导得：
     \[ \pi_{do}=\frac{T_o \left(\tau_{do} \kappa_o\right)^{-\theta}}{\sum_{o'} T_{o'} \left(\tau_{do'} \kappa_{o'}\right)^{-\theta}} = \frac{T_o \left(\tau_{do} \kappa_o\right)^{-\theta}}{\Phi_d} \] 其中，\(\Phi_d = \sum_{o'} T_{o'} \left(\tau_{do'} \kappa_{o'}\right)^{-\theta}\)（\(d\)地的“竞争指数”，所有产地价格竞争力加权和）。

4. 稳态价格指数：将生产率分布代入价格函数，结合伽玛函数\(\Gamma(x) = \int_0^\infty t^{x-1} e^{-t} dt\)，推导得稳态下\(d\)地价格指数：
   \[ p_{d}=\Gamma\left(1+\frac{1-\sigma}{\theta}\right)^{\frac{1}{1-\sigma}} \Phi_{d}^{-\frac{1}{\theta}} \] 为简化，后文简写\(\Gamma \equiv \Gamma\left(1 + \frac{1-\sigma}{\theta}\right)\)（常数）。

3.1.6 均衡与边际消费倾向（MPC）

1. 动态均衡：家户支出等于收入，即\(x_{o,t} L_{o,t}=y_{o,t} L_{o,t}\)（\(y_{o,t}\)为地区\(o\)第\(t\)期人均总收入）。

   • 贸易平衡条件：\((1-\pi_{oo})y_{o,t} L_{o,t}= \pi_{do} y_{d,t} L_{d,t}\)（\(o\)地出口收入= \(d\)地进口支出）。
   • 稳态下生产成本：\(\kappa_o = \kappa_d = \kappa=B y_o^\alpha\)（\(o\)地劳动收入对应人力成本）。

2. 稳态消费表达式：将价格指数代入稳态人均消费公式，结合几何平均近似\((T_o + T_d \tau^{-\theta})^{1/\theta} \approx C \cdot T_o^{\frac{\delta}{\theta}} T_d^{\frac{1-\delta}{\theta}}\)（\(\delta = \frac{\beta}{1+\beta\theta}\)），推导得：
   \[ c_o=\varphi y_o^{1-\beta} T_o^{\frac{\beta}{1+\beta \theta}} T_d^{\frac{1}{\theta(1+\beta \theta)}} \] 令\(b_o=\varphi T_o^{\frac{\beta}{1+\beta \theta}} T_d^{\frac{1}{\theta(1+\beta \theta)}}\)、\(g\left(y_{o}\right)=y_{o}^{1-\beta}\)，则\(c_o=b_o g(y_o)\)。

3. MPC定义与城乡差异：

   • 地区\(o\)的MPC为\(MPC=\frac{\Delta c_o}{\Delta y_o}=b_o g'(y_o)\)（\(g'(y_o)\)为收入对消费的边际贡献）。
   • 核心差异：农村MPC＜城镇MPC，原因包括：
     1. 农村预防性储蓄动机更强（社会保障不完善、收入不稳定、金融市场不完善难以平滑风险）；
     2. 城乡消费品市场差异（农村生产率偏低、市场竞争不充分）导致农村定价高于城市，实际消费能力弱。

3.1.7 收入不均等与消费的关系

1. 不均等度量（泰尔指数）：
   \[ I=n_{r} \ln \left(\dfrac{\overline{y}}{y_{r}}\right)+\left(1-n_{r}\right) \ln \left(\dfrac{\overline{y}}{y_{u}}\right)=\ln (\overline{y})-\left[n_{r} \ln \left(y_{r}\right)+\left(1-n_{r}\right) \ln \left(y_{u}\right)\right] \]

   • 符号定义：\(n_r\)为农村人口占比；\(\overline{y}=n_r y_r + (1-n_r)y_u\)（总体人均收入）；\(y_r\)、\(y_u\)分别为农村、城镇人均收入。

2. 收入转移对不均等与消费的影响：

   • 假设：从城镇向农村转移\(\Delta\)收入（城镇收入\(y_u\)下降\(\Delta\)，农村收入\(y_r\)上升\(\dfrac{1-n_r}{n_r}\Delta\)）。
   • 不均等变化：\(I_1 - I_0 < 0\)（转移支付降低不均等）。
   • 消费变化：总体人均消费\(\overline{c}=n_r b_r g(y_r) + (1-n_r)b_u g(y_u)\)，转移后消费变化为：
     \[ \overline{c}_{1}-\overline{c}_{0} \approx \left(1-n_{r}\right) \Delta\left[b_{r} g'\left(y_{r}\right)-b_{u} g'\left(y_{u}\right)\right] \] 因\(b_r g'(y_r) < b_u g'(y_u)\)（农村MPC＜城镇MPC），故\(\overline{c}_1 - \overline{c}_0 < 0\)（转移支付降低总消费）。

3. 核心结论：当农村MPC＜城镇MPC时，收入不均等降低（转移支付）→总消费下降，即收入不均等与消费呈正相关。

3.2 实证验证：城乡分割是核心原因

3.2.1 城乡MPC估算

为验证“农村MPC＜城镇MPC”，论文分别估算城乡居民MPC（消费-收入弹性×消费率），结果如下：

• 结果：农村MPC≈0.40，城镇MPC≈0.61，农村MPC显著低于城镇，验证模型假设。

3.2.2 泰尔指数分解：城乡分割的直接影响

研究问题：收入不均等与消费的正相关是否来自城乡分割？

• 方法：将总体泰尔指数分解为“城乡内部不均等”（农村、城镇内部收入差异）和“城乡之间不均等”（城乡差别成分，即城乡分割），替换总泰尔指数代入基准模型。

泰尔指数分解回归结果

• 结果显示：
  1. 城乡差别成分（城乡分割）对消费的影响始终为正且显著。
  2. 加入城乡差别成分后，城乡内部收入不均等成分对消费的影响显著为负（符合经典理论）。
  3. 核心结论：收入不均等－消费正相关悖论，实质由反映城乡分割的城乡收入差距导致。
  4. 相对于城乡内部不均等成分，城乡差别成分的系数估算值更大、更显著。

3.2.3 城乡内部不均等与消费：是否符合经典理论？

研究问题：在城乡内部，收入不均等与消费是否符合“负相关”经典理论？

• 方法：分别估算城乡内部收入不均等对城乡人均消费的影响。

城乡内部不均等与消费的回归结果

• 结果显示：
  1. 城镇内部的基尼系数对消费的影响在5%水平下显著为负，泰尔指数影响为负但不显著。
  2. 农村内部收入不均等对消费的影响在统计上不显著。
  3. 核心结论：回避城乡分割后，收入不均等-消费之间的显著正相关关系消失，佐证“正相关谜底在于城乡分割”。

3.2.4 动态影响：城镇化率与倒U型关系

研究问题：城乡分割变化时，收入不均等与消费的关系是否呈“倒U型”（分割先增强后减弱→正相关先强后弱）？

• 逻辑：

  1. 工业化初期：城乡分割从无到有，逐步增强；
  2. 工业化后期：城镇主导，城乡分割逐步减弱。
  3. 若分割是核心原因，“不均等-消费正相关”应随城镇化率（代理城乡分割）呈倒U型。

• 模型设定：加入“收入不均等×城镇化率”“收入不均等×城镇化率²”交互项：
  \[ \begin{aligned} \ln (C_{it})=&\alpha+\beta \cdot Inequality _{i, t-1}+\beta_{1} \cdot Inequality _{i, t-1} \cdot Nature _{i, t-1}\\ +&\beta_{2} \cdot Inequality _{i, t-1} \cdot Nature _{i, t-1}^{2}+\theta' X_{i, t-1}+\mu_{i}+\eta_{t}+\varepsilon_{it} \end{aligned} \] 其中，\(Nature_{i,t-1}\)为滞后1期常住人口城镇化率；收入不均等对消费的边际影响为\(\dfrac{\partial \ln (C_{it})}{\partial(Inequality _{i, t-1})}=\beta+\beta_{1} \cdot Nature _{i, t-1}+\beta_{2} \cdot Nature _{i, t-1}^{2}\)。

  • 若城乡分割是谜底，应有\(\beta_1>0\)（分割增强→正相关增强）且\(\beta_2<0\)（分割减弱→正相关减弱）。

城镇化率与倒U型关系的回归结果

• 核心结果：
  1. 倒U型关系成立（\(\beta_1>0\)且\(\beta_2<0\)），进一步验证城乡分割是正相关之谜的谜底。
  2. 临界点：常住人口城镇化率65.6%（2020年中国常住人口城镇化率63.9%，户籍城镇化率约50%），仍需推进城乡融合。
  3. 经济影响：在正相关最大值处，收入分配每改善0.1个单位，城乡分割导致居民消费减少1.19%。以2019年人均年消费支出21559元计算，消除城乡分割将使人均消费增加257元，全国总消费增加3598亿元。

3.3 稳健性检验：排除其他干扰因素

3.3.1 排除攀比效应

• 逻辑：Brown et al.（2011）提出“低收入群体会为了攀比增加消费，且随收入不均等上升而加剧”，需排除该因素。
• 方法：在省级层面分城乡样本，考察收入较低的农村组对省级收入不均等是否更敏感（若存在攀比效应，农村组敏感度应更高）。
• 结果：农村组对省级收入不均等的敏感度未显著高于城镇组，排除攀比效应是正相关谜底的可能。

3.3.2 分东-中-西地区的子样本回归

• 逻辑：中国地区间城乡融合程度差异大——东部发达地区农村部门小、城乡融合度高；中西部农村部门占比高、二元结构（城乡分割）明显。若分割是核心原因，中西部正相关应更显著。
• 结果：
  • 东部地区：收入不均等与消费呈负相关（不显著）；
  • 中、西部地区：呈正相关，且仅西部地区具有统计显著性。
• 结论：城乡分割程度越高，正相关越显著，符合“分割主导”逻辑。

3.3.3 教育、城乡分割与城乡消费倾向

• 逻辑：教育是收入差距的重要决定因素，城乡教育差异是城乡分割的体现，需考察其对城乡MPC的影响。
• 方法：加入“师生比（代理教育投入）×人均收入”交互项，分析教育差异对城乡MPC的影响。
• 结果：
  • 加入交互项后，城镇居民MPC从0.859下降到0.614（降幅28.5%）；
  • 农村居民MPC从0.478下降到0.393（降幅17.8%）；
  • 城镇居民MPC降幅更大，城乡MPC差异缩小。
• 结论：以教育投入表示的城乡分割，确实导致了边际消费倾向在城乡之间的分化。

3.3.4 排除遗漏变量问题

• 潜在遗漏变量1：工业化/城镇化率（Kuznets，1955）——已在控制变量中包含城镇化率，排除干扰。
• 潜在遗漏变量2：劳动力年龄结构（Blinder，1975）——二战后低收入青少年/老年人进入劳动力市场，可能同时影响不均等与消费。论文已控制人口年龄结构（少儿/老年人口占比），排除干扰。

4. 结论与政策建议

4.1 核心结论

1. 当前社会寄望通过收入分配改善提升消费，但现有收入分配政策（如转移支付）未显著提升内需。
2. 失效原因：中国存在“收入不均等-消费正相关之谜”，且该关系相当稳健，与经典理论相悖。
3. 谜题谜底：城乡分割——城乡分割导致城镇居民MPC＞农村居民MPC，进而引发收入不均等与消费正相关。
4. 关键警示：在城乡分割存在的背景下，盲目推进收入再分配（如转移支付），即便降低不均等，也可能减少总消费；且财政开支和政策成本可能拉低内需，拖累双循环及经济增长。

4.2 政策建议

1. 破除户籍制度壁垒：消除农村、城镇、农民工的身份差异，允许劳动力自由迁徙，减少城乡流动障碍。
2. 推进公共服务均等化：优先解决随迁子女入学、农村医疗资源不足问题，逐步实现住房、养老等公共福利的城乡均等。
3. 差异化推进城镇化：
   • 重点突破大/超大/特大城市户籍改革，放宽落户限制；
   • 中小城镇巩固现有落户成果，完善配套设施，吸引农村人口定居。
4. 对发展中国家的启示：顺应城镇化趋势，在推进城镇化过程中，同步配套保障房、教育、医疗等公共服务，实现经济效率与社会公平的双赢。

参考文献

1. 万广华, 罗知, 张勋, 等, 2022, 《城乡分割视角下中国收入不均等与消费关系研究》，《经济研究》，第5期，87-105页。
2. Alesina, A., and R. Perotti, 1996, “Income Distribution, Political Instability and Investment”, European Economic Review, 40(6): 1203-1228.
3. Becker, G. S., 1975, “Investment in Human Capital: Effects on Earnings”, In Human Capital: A Theoretical and Empirical Analysis with Special Reference to Education (Second Edition), NBER: 13-44.
4. Blinder, A. S., 1975, “Distribution Effects and the Aggregate Consumption Function”, Journal of Political Economy, 83(3): 447-475.
5. Brown, P. H., E. Bulte, and X. Zhang, 2011, “Positional Spending and Status Seeking in Rural China”, Journal of Development Economics, 96(1): 139-149.
6. 陈斌开, 2012, 《收入分配与中国居民消费–理论和基于中国的实证研究》，《南开经济研究》，第1期。
7. Cook, C. J., 1995, “Savings Rates and Income Distribution: Further Evidence from LDCs”, Applied Economics, 27(1): 71-82.
8. Doorn, J. V., 1975, “Aggregate Consumption and the Distribution of Incomes”, European Economic Review, 6(4): 417-423.
9. Eaton, J., and S. Kortum, 2002, “Technology, Geography and Trade”, Econometrica, 70: 1741-1779.
10. Edwards, S., 1996, “Why are Latin America’s Savings Rates So Low? An International Comparative Analysis”, Journal of Development Economics, 51(1): 5-44.
11. Gu, X., B. Dong, and B. Huang, 2015, “Inequality, Saving and Global Imbalances: A New Theory with Evidence from OECD and Asian Countries”, World Economy, 38(1): 110-135.
12. Kao, C., 1999, “Spurious Regression and Residual-Based Tests for Cointegration in Panel Data”, Journal of Econometrics, 90(1): 1-44.
13. Kaldor, N., 1957, “A Model of Economic Growth”, Economic Journal, 67(268): 591-624.
14. Keynes, J. M., 1936, The General Theory of Employment, Interest and Money, Harcourt Brace Jovanovich Publisher.
15. Kuznets, S., 1955, “Economic Growth and Income Inequality”, American Economic Review, 45(1): 1-28.
16. Leigh, A., and A. Posso, 2009, “Top Incomes and National Saving”, Review of Income and Wealth, 55(1): 57-74.
17. Shorrocks, A. F., and G. H. Wan, 2009, “Ungrouping Income Distributions: Synthesising Samples for Inequality and Poverty Analysis”, In: K. Basu and R. Kanbur (eds.) Arguments for a Better World: Essays in Honor of Amartya Sen, Vol. II, Oxford: Oxford University Press: 414-434.
18. Venieris, Y. P., and D. K. Gupta, 1986, “Income Distribution and Sociopolitical Instability as Determinants of Savings: A Cross-Sectional Model”, Journal of Political Economy, 94(4): 873-883.
19. 吴晓明, 吴栋, 2007, 《我国城镇居民平均消费倾向与收入分配状况关系的实证研究》，《数量经济技术经济研究》，第24卷第5期。
20. 杨汝岱, 朱诗娥, 2007, 《中国居民边际消费倾向与收入分配状况关系的实证研究》，《经济科学》，第5期。
21. 臧旭恒, 张继海, 2005, 《收入分配对中国城镇居民消费需求影响的实证分析》，《经济理论与经济管理》，第6期。