紀園園 寧磊

摘 要：中國經(jīng)濟正由高速增長向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)換，如何擴大消費、促進消費升級、提振內(nèi)需成為推動經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵?；谑杖氩罹噙@一視角，利用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2010-2016年的微觀數(shù)據(jù)，研究收入差距對消費升級的影響具有積極意義。研究表明：收入差距總體上拖累了消費升級的進程。同時，從區(qū)域差異性和區(qū)域發(fā)展階段的兩個維度探究收入差距對不同地區(qū)消費升級的影響效應(yīng)，可以發(fā)現(xiàn)收入差距對東中西部消費升級存在明顯的差異，其中對西部地區(qū)和東部地區(qū)有顯著的抑制作用，而對中部地區(qū)則沒有顯著影響;收入差距對消費升級的影響效應(yīng)與地區(qū)的發(fā)展階段呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系。收入差距的擴大主要對低收入群體的消費升級有抑制作用。

關(guān)鍵詞：收入差距;消費升級;區(qū)域差異性;發(fā)展階段

中圖分類號： F06 文獻標識碼： A 文章編號： 0257-5833（2020）10-0053-14

作者簡介：紀園園，上海社會科學院經(jīng)濟研究所、數(shù)量經(jīng)濟研究中心助理研究員 （上海 200020）;寧 磊，上海財經(jīng)大學高等研究院、上海財經(jīng)大學數(shù)理經(jīng)濟學重點實驗室副研究員 （上海 200433）

經(jīng)過幾十年的快速發(fā)展，我國經(jīng)濟增長模式已經(jīng)由投資拉動型轉(zhuǎn)向消費驅(qū)動型，消費在國民經(jīng)濟中的作用變得越來越重要，李克強總理在2019年的中央工作會議中就曾指出“要以改善民生為導向培育新的消費熱點和投資增長點”。然而，居民消費增長嚴重不足、消費不振的問題一直困擾著我國經(jīng)濟，并且在消費總體低迷的情況下，關(guān)于消費到底是在“升級”還是“降級”的爭論持續(xù)不斷。而最近新冠疫情的爆發(fā)，直接導致了勞動力市場的震蕩，導致消費數(shù)據(jù)斷崖式下滑，部分群體甚至出現(xiàn)了暫時的消費降級現(xiàn)象。目前，雖然隨著復工復產(chǎn)的順利進展，我國經(jīng)濟正在加快恢復中，但如何將被抑制、被凍結(jié)的消費釋放出來，把在疫情中受到抑制的升級型消費培育起來，仍然是中國經(jīng)濟面臨的重要挑戰(zhàn)。

本文研究的主要貢獻在以下三個方面：（1）研究了收入差距對消費升級的影響，并進一步分析了其影響機制，突破了以往文獻多注重收入差距對消費總量影響的局限，擴展了收入差距對消費影響的研究范疇;（2）采用了以往文獻不多見的基于區(qū)域發(fā)展的角度，分析了收入差距對東部、中部、西部地區(qū)的影響，發(fā)現(xiàn)收入差距對消費升級的影響存在明顯的區(qū)域差異性，收入差距對消費升級的影響效應(yīng)與區(qū)域的發(fā)展階段之間呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系;（3）實證研究采用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)造相應(yīng)變量，相比宏觀層面的數(shù)據(jù)，其更具有代表性，估計時可控制個體異質(zhì)性沖擊，有效避免個體異質(zhì)性引起的內(nèi)生性問題，提升了估計的精度。

一、文獻綜述

現(xiàn)有文獻關(guān)于收入差距對消費影響的研究主要圍繞兩個角度展開。一是宏觀上基于異質(zhì)性邊際消費傾向（Marginal Propensity to Consume， MPC）會引起總消費變動的理論假說，二是微觀上基于相對收入假說的“跟上你的鄰居”的理論假說。邊際消費傾向理論認為，收入差距對總消費的影響主要源于邊際消費傾向的異質(zhì)性。一般而言，由于邊際消費傾向隨收入遞減，富人的邊際消費傾向比窮人的要低，那么如果發(fā)生收入分布由窮人向富人的傾斜，即收入差距擴大，那么總消費就會降低，國外很多研究都是從這個角度展開。例如，Musgrove發(fā)現(xiàn)在高收入國家，收入差距對消費有顯著的影響，但是在低收入國家并沒有顯著影響。Koo和Song利用48個國家的1991-2010年的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)收入差距顯著降低了居民消費，并且這種負向關(guān)系在經(jīng)濟發(fā)達、富裕的國家更為明顯。Bonger和 Scheuermeyer利用跨國數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)收入差距與消費之間的關(guān)系是非線性的，即在收入差距較小的時候，收入差距擴大會降低消費，但當收入差距較大的時候，收入差距擴大會增加消費。Coibion等分析了金融危機前收入差距擴大對家庭借貸和消費的影響。Summer和Eggertsson， Mehrotra 和Robbins研究發(fā)現(xiàn)收入不平等的加劇會加強居民的儲蓄傾向，從而降低了消費需求。相對收入假說則認為個體的消費還受到示范效應(yīng)的影響，即個體在消費中會互相影響，并且互相攀比，其消費不僅由自身收入決定，還與其他人相對收入水平有很大關(guān)聯(lián)。例如，Alvarez-Cuadrado和EI-Attar基于相對收入假說理論，使用美國PSID數(shù)據(jù)以及OECD數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)當家庭關(guān)心自己與其他家庭的相對消費時，相對收入會顯著提高家庭消費，同時收入差距也會提高消費。Drechsel-Grau和Schmid利用德國社會經(jīng)濟面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，家庭的消費水平會受到比其收入高的其他家庭的平均消費的影響，他們將比自身家庭收入高的人群定義為參照組，平均而言，參照組的消費每提升1個單位，會使得自身家庭消費提高0.3%左右。Frank，Levine 和Dijk提出家庭的消費會受到比自身收入高的其他家庭的顯著正向影響，從而導致了非富裕家庭的儲蓄與收入之間的負向關(guān)系。Bertrand和Morse利用美國的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中、低收入群體有向高收入群體看齊的現(xiàn)象，從而降低家庭儲蓄率，提高消費水平。

國內(nèi)學者在研究我國的收入差距與消費的關(guān)系時，較多認為家庭攀比性消費并沒有抵消收入差距對消費的抑制作用，即與相對收入假說相比，邊際消費傾向理論占據(jù)主導地位，也就是收入差距的惡化會導致總消費降低。楊汝岱和朱詩娥利用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)研究了我國居民收入水平與消費傾向之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)相對于低收入階層和高收入階層，中等收入階層的邊際消費傾向最高，縮小收入差距能提高總消費需求。婁峰和李雪松利用我國1991-2005年省級數(shù)據(jù)研究了城鎮(zhèn)居民收入差距對消費的影響，結(jié)果表明城鎮(zhèn)居民消費有顯著的“棘輪效應(yīng)”，城鎮(zhèn)居民收入差距顯著抑制了居民消費。苑小豐和范輝分析了我國1978-2008年間消費與收入分配現(xiàn)狀，發(fā)現(xiàn)收入差距的擴大會降低整個社會的平均消費傾向。韓立巖和杜春越研究了收入差距、借貸水平對居民消費影響，發(fā)現(xiàn)借貸水平與消費呈正向關(guān)系，收入差距與消費呈顯著的負向關(guān)系，并且這兩種關(guān)系在不同的地區(qū)存在顯著的差異。李江一和李涵基于相對收入假說的角度研究了城鄉(xiāng)收入差距對居民消費的影響，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距擴大擠出了農(nóng)村家庭的生存型和享受型消費，增加了其發(fā)展型消費，而對城市家庭的影響則相反。王湘紅和陳堅使用2008-2009年中國城鄉(xiāng)勞動力流動調(diào)查 （Rural-Urban Migration in China， RUMiC）從相對收入假說的角度分析了收入差距對消費的擠出效應(yīng)以及家庭攀比性消費對此的抵消作用，他們發(fā)現(xiàn)收入差距擴大會顯著降低農(nóng)民工的家庭消費率，特別是對收入較低的家庭;同時農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工之間的收入差距會長期抑制居民消費。杭斌和修磊從社會地位尋求的角度檢驗了收入差距對家庭消費的影響，并強調(diào)了信貸約束在其中的作用，他們利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）發(fā)現(xiàn)，雖然社會地位高的家庭的炫耀性消費產(chǎn)生的示范效應(yīng)會抵消部分影響，但收入差距還是會顯著降低中低等級家庭的消費水平，并且這些影響均與信貸約束息息相關(guān)。

以上文獻在討論收入差距對居民消費需求的影響時，大都聚焦于消費水平，而關(guān)于消費結(jié)構(gòu)，尤其是消費升級的研究并不多見。近年來，新一輪的消費升級成為社會和學術(shù)界關(guān)注的重點，很多學者圍繞如何推動消費升級進行了廣泛的討論。汪偉，劉志剛，龔飛飛研究了房價與消費升級之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)房價上漲顯著抑制了消費升級，提出政府應(yīng)加大對房價的宏觀調(diào)控力度，促進居民消費升級。石明明，江舟和周小焱從消費結(jié)構(gòu)動態(tài)演變的視角，基于消費結(jié)構(gòu)和消費習慣研究了消費升級的內(nèi)涵，為部分存在的消費降級現(xiàn)象提供了可能的解釋。孫早和許薛璐基于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的視角，研究了我國產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新與消費升級之間的關(guān)系，提出以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革誘導產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新，從而推動消費升級，實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。張磊和劉長庚指出發(fā)展服務(wù)業(yè)新業(yè)態(tài)有利于推動居民消費升級，實現(xiàn)增長動能。杜丹清研究了互聯(lián)網(wǎng)對消費升級的動力機制，認為互聯(lián)網(wǎng)時代推動生活性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，提升人們的消費結(jié)構(gòu)，改善消費質(zhì)量。魏勇利用我國省級城鎮(zhèn)居民數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，社會保障制度促進了居民消費升級，并且顯著促進了中高收入者消費升級，但是對低收入者的消費升級并沒有顯著的影響。

縱觀上述文獻，我們發(fā)現(xiàn)較少有文獻關(guān)注收入差距對消費升級的影響，特別是其對消費升級影響的區(qū)域差異性。本文采用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）中詳盡的收入、消費以及家庭特征等數(shù)據(jù)，構(gòu)造了收入差距指標和家庭消費升級指標，并利用雙向固定效應(yīng)模型，在控制了個體異質(zhì)性和內(nèi)生性的情形下，研究了收入差距對消費升級的影響，為消費升級問題研究提供了新的思路。

二、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)處理

（一）數(shù)據(jù)與變量

本文使用的數(shù)據(jù)來自于中國家庭追蹤調(diào)查（Chinese Family Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)由北京大學中國社會科學調(diào)查中心和美國密歇根大學調(diào)查研究中心等機構(gòu)合作完成。該數(shù)據(jù)采用分層多階段的抽樣設(shè)計，覆蓋了全國25個省、自治區(qū)，調(diào)查包括了個體特征、家庭收入、消費、資產(chǎn)等基本信息。CFPS數(shù)據(jù)在家庭層面非常詳細地記錄了各類消費情況。

本文主要關(guān)心的被解釋變量是“消費升級”。目前，學術(shù)界關(guān)于消費升級的界定和度量并沒有統(tǒng)一的方法，較為常見的是將食品、衣著、居住作為生存型消費，將生活用品、醫(yī)療保健、交通和通訊、教育文化娛樂和其他消費等作為發(fā)展與享受型消費，并以發(fā)展與享受型占總消費支出比例的提升作為消費升級的表現(xiàn)。同文獻一致，本文采用生活用品、醫(yī)療保健、交通和通訊、教育文化娛樂和其他消費占總消費中比例作為消費升級的指標。

本文的主要解釋變量是收入差距（inequality），我們主要采用基尼系數(shù)衡量，但由于CFPS數(shù)據(jù)并沒有公布家庭所在的城市，只是公布了家庭所在的區(qū)縣序列碼，并且各年間的區(qū)縣序列碼也沒有一致性標準，所以我們構(gòu)造了省級收入差距指標來分析其對消費升級的影響。在構(gòu)造基尼系數(shù)時，沿用文獻的做法，采用家庭人均可支配收入作為家庭收入的衡量。同時為了結(jié)果的穩(wěn)健性，我們也選取了其他衡量收入差距的指標，如收入的90分位數(shù)與50分位數(shù)之比（P90/P50）、收入的90分位數(shù)與10分位數(shù)之比（P90/P10）、收入的對數(shù)方差（variance of log）等來進行穩(wěn)健性檢驗。

我們在實證中還加入如下表示家庭特征和戶主特征的控制變量：①家庭可支配收入（linc），采用家庭純收入的對數(shù)表示，包括工資性收入、經(jīng)營性收入、轉(zhuǎn)移性收入和財產(chǎn)性收入;②家庭居住地（urban），虛擬變量，其中1表居住在城市，0表示居住在農(nóng)村;③戶主教育程度（edulevel），我們將戶主受教育程度分為三個水平，分別為初中及以下，高中或中專，大學及以上，分別用1，2，3表示;④戶主婚姻狀況，虛擬變量，其中1表示已婚，0表示未婚;⑤家庭住房情況，這里將住房情況分為四類，分別為自有產(chǎn)權(quán)住房，公房，廉租房，市場租房，分別用1，2，3，4表示;⑥少兒撫養(yǎng)比（childratio），家庭中16歲及以下兒童占家庭總?cè)藬?shù)的比例;⑦老年撫養(yǎng)比（oldraito），家庭中65歲及以上老人占家庭總?cè)藬?shù)的比例;⑧家庭規(guī)模（hsize），即家庭常住人口數(shù);此外，我們還控制了戶主的性別（male），其中1表示戶主為男性，0表示戶主為女性;以及戶主年齡（age）和年齡的平方（age2）。在實證分析中，參照文獻通常做法，只選取戶主年齡在25-60歲的家庭并剔除了一些收入和消費出現(xiàn)異常值的樣本，其中包括可支配收入小于100元，可支配收入年收入大約在50萬元以上，生活消費大于收入的5倍的樣本，并且刪除了一些家庭收入消費信息不完整或異常的家庭。在分析時，我們還針對不同的時期，以2010年為基年，通過各省CPI進行平減，并且考慮到結(jié)果的穩(wěn)健性，我們?nèi)サ袅藰颖緮?shù)量小于30的省份。

此外，本文在穩(wěn)健性檢驗中還利用微觀數(shù)據(jù)構(gòu)造了宏觀層面的數(shù)據(jù)進一步檢驗我們的理論。具體而言，分別構(gòu)造了老年人撫養(yǎng)比（oldraito_pro），少兒撫養(yǎng)比（childratio _pro），城市化率（urban_pro），省份平均消費水平（lcon_pro），省份發(fā)展水平（lgdp）這幾個省級層面的變量，接下來，我們將在穩(wěn)健性檢驗部分具體給出這些變量的計算方法。

表1給出了個體層面變量的統(tǒng)計性描述。從中可以看出，消費升級平均水平為0.435，低于50%，表明我國居民的消費升級水平并不高，超過50%的消費屬于衣、食、住等生存型消費。從家庭情況來看，收入為10.359，標準差為0.852，因此不同家庭消費升級水平存在較大差異，最小值為7.824，最大值為13.054，表明不同家庭的收入水平存在較大差距;家庭中住房情況均值為1.317，表明樣本中擁有自有產(chǎn)權(quán)的家庭為大多數(shù)。從戶主情況來看，戶主的平均年齡為47歲，大都處于已婚，平均受教育水平為1.181，略高于初級水平，但距離中級水平仍有較大差距，表明了我國九年義務(wù)教育普及性。從家庭人口結(jié)構(gòu)來看，每戶人口平均接近4人，老年人撫養(yǎng)比平均為4.8%，少兒撫養(yǎng)比為11.1%，老年人撫養(yǎng)比低于少兒撫養(yǎng)比，反映出樣本所在的時間區(qū)間內(nèi)人口老齡化問題尚未嚴重。

表2給出了省份層面變量的統(tǒng)計性描述。省份的平均基尼系數(shù)為0.480，超過國際上0.4的警戒線，并且不同省份間收入差距有較大波動，收入差距最小的省份為0.363，最大的省份高達0.650。由P90/P50（收入的90分位數(shù)與50分位數(shù)之比）和P90/P10（收入的90分位數(shù)與10分位數(shù)之比）的值可以看出，省份內(nèi)部不同收入群體之間均有較大差距。從省份人口年齡結(jié)構(gòu)來看，老年人撫養(yǎng)比平均為13.406%，少兒撫養(yǎng)比為21.598%，高于老年人撫養(yǎng)比，這與微觀數(shù)據(jù)的特征一致。從城市化率來看，其平均值為0.561，超過一半，表明了我國城鎮(zhèn)化水平的普及性。此外，不同省份的消費水平和發(fā)展水平波動較大，其標準差分別為0.377和0.481。

（二）模型設(shè)定

本文構(gòu)建面板雙向固定效應(yīng)模型檢驗收入差距對消費升級的影響，家庭的消費升級程度與很多因素相關(guān)，既包括可以觀測到的表示家庭特征的因素（如，收入水平，教育水平等），也包括家庭固有的不可觀測的因素（如，消費習慣，消費偏好等）。如果我們在進行模型估計時，忽略這些不可觀測的因素，則會引起模型的內(nèi)生性問題，從而導致估計量的偏誤。面板固定效應(yīng)模型可以控制住與時間無關(guān)的不可觀測的地區(qū)層面的異質(zhì)性，從而減少由不可觀測因素帶來的偏誤。本文的基準模型如下：

其中，下標i表示家庭維度，t表示時間維度，consum_structureit表示家庭消費升級的指標，inequalityit表示省份收入差距的衡量指標，本文在基準模型中采用文獻中常用的基尼系數(shù)表示，在后面的分析中采用其他衡量收入差距的指標，如P90/P50、P90/P10、收入的對數(shù)方差等來進行穩(wěn)健性檢驗。uit為擾動項，Xit為其他控制變量，包括家庭的收入、居住地、家庭住房情況、戶主婚姻狀況、教育水平以及戶主性別、年齡及年齡的平方等。此外，我們還控制了家庭固定效應(yīng)αi、年份固定效應(yīng)yeart。模型（1）中系數(shù)β1反映了收入差距對消費升級的影響，如果β1<0，則說明收入差距對消費升級是抑制作用;反之，則是促進作用。

三、實證結(jié)果

（一）收入差距對消費升級的影響

在本節(jié)中，我們將首先介紹基準模型的估計結(jié)果。表3的第1列報告了混合回歸模型（POLS）的估計結(jié)果，第2列報告了隨機效應(yīng)模型（RE）的估計結(jié)果，第3列報告了固定效應(yīng)模型（FE）的估計結(jié)果。

從表3的結(jié)果可以看出，無論是混合回歸模型、隨機效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型，收入差距擴大對消費升級均是顯著的負向影響。進一步地，我們利用豪斯曼檢驗（Hausman test）分析了隨機效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型的適用性，得到的F統(tǒng)計量為148.2，顯著拒絕了原假設(shè)，說明隨機效應(yīng)模型的假設(shè)條件不滿足，即不可觀測的固定效應(yīng)與模型中其他解釋變量存在相關(guān)關(guān)系，因此本文的實證中固定效應(yīng)模型更為合適，下面將以表中第3列固定效應(yīng)模型的結(jié)果為主進行解釋分析。

可以看出，在控制了其他因素的情況下，平均而言，地區(qū)的收入差距每升高0.1個單位，其消費升級下降0.94%，說明收入差距的擴大確實抑制了居民的消費升級。即收入差距擴大時，高收入群體為了保住社會地位傾向于增加儲蓄，低收入群體為了追趕高收入群體也傾向于增加儲蓄，二者均會減少消費，從而拖累總體社會消費升級的進程。接下來，我們將在機制檢驗部分進一步探究其原因，討論高、低收入群體究竟哪個拖累了消費升級進程。

在其他控制變量中，在混合回歸模型和隨機效應(yīng)模型時，家庭的可支配收入對消費升級均是顯著的正向影響，但是在固定效應(yīng)模型中并沒有顯著的影響，這表明在控制了家庭消費習慣、偏好等不可觀測的因素之后，收入水平與消費升級沒有必然聯(lián)系，這可能是由于，當家庭的收入提高后，食品、衣著、住房等生存型消費內(nèi)部也存在升級，例如，家庭會選擇質(zhì)量更好、價格更高的食品和衣著等，雖然消費質(zhì)量提升了，但是由于我們只能觀測到總的食品或衣著的消費，所以體現(xiàn)不出食品、衣著內(nèi)部的消費升級。家庭居住地對消費升級的影響并不顯著，這表明隨著我國城鎮(zhèn)化進程的加速，城市和農(nóng)村在生活上的差距越來越小，消費結(jié)構(gòu)也較為類似。家庭住房情況對消費升級的影響并不顯著，樣本中房屋產(chǎn)權(quán)發(fā)生變化的家庭，他們的消費升級沒有發(fā)生變化，因此無法估計出其量化影響。從家庭的年齡結(jié)構(gòu)來看，老年人撫養(yǎng)比與少兒撫養(yǎng)比與消費升級呈現(xiàn)顯著的負向關(guān)系，并且都在1%水平上顯著，雖然老年人和少兒數(shù)量的增多意味著可能的醫(yī)療支出增多，但同時意味著教育娛樂和交通通訊等其他方面的支出減少，當后者高于前者時，可能導致家庭消費升級降低;家庭規(guī)模顯著促進消費升級，表明家中人數(shù)越多，消費升級水平越高，平均而言，家庭規(guī)模每增長0.1個百分點，消費升級提高0.13%。由于戶主的性別和教育水平均不隨時間變化，因此在固定效應(yīng)模型中無法估計出其對消費升級的影響，這里以隨機變量模型的結(jié)果進行解釋分析。我們發(fā)現(xiàn)，戶主為男性的家庭顯著低于戶主為女性的家庭，說明了家庭消費結(jié)構(gòu)在性別上的差異。隨著戶主教育水平的提高，家庭的消費升級顯著提高，這主要是由于教育水平越高則意味著家庭未來收入的預期也就越高，未來收入增速加快，家庭的永久性收入也隨之增加，因此家庭消費更傾向于升級。

（二）收入差距對消費升級區(qū)域差異性分析

由于中國地區(qū)間發(fā)展極不平衡，有些地區(qū)處于消費追趕階段，有些地區(qū)處于消費升級完成階段，因此，收入差距在不同區(qū)域內(nèi)的影響也可能不同，接下來我們將討論收入差距對消費升級的影響是否具有區(qū)域差異性。在本部分，我們將省份按照其地理位置劃分為東、中、西三個地區(qū)。具體而言，東部省份包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南、遼寧、吉林、黑龍江;中部省份包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南;西部省份包括內(nèi)蒙、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏、新疆。將省份按不同地區(qū)分為不同的組群，討論收入差距在不同地區(qū)對消費升級的影響。表4中按照東、中、西三個地區(qū)的樣本，分別討論了收入差距對消費升級的影響。

由表4可以看出，收入差距對東中西部的消費升級具有明顯的差異，具體而言，收入差距擴大對東部地區(qū)和西部地區(qū)的消費升級均是顯著的負向影響，對中部地區(qū)的消費升級沒有顯著的影響。結(jié)果表明，以基尼系數(shù)衡量的收入不平等對西部地區(qū)的抑制作用最大，平均而言，基尼系數(shù)每升高0.1個單位，對西部地區(qū)消費升級的影響降低2.04%，對東部地區(qū)消費升級的影響降低0.81%，并且分別在5%和10%水平上顯著。在中部地區(qū)，收入差距從總體上并沒有明顯表現(xiàn)出抑制消費升級的效應(yīng)，可能的原因是：這些年中部地區(qū)經(jīng)濟建設(shè)發(fā)展得較快，收入增長效應(yīng)為主導，收入差距無明顯惡化，影響消費升級的因素很可能就是收入增長效應(yīng)而并非收入差距。

以上的分析表明，區(qū)域不同發(fā)展水平可能會使得收入差距對消費升級的影響也不盡相同。因此，上述結(jié)果出現(xiàn)的原因可能是由于東、中、西三個地區(qū)處于不同的發(fā)展階段，因此消費升級也處于不同的發(fā)展階段，東部地區(qū)已經(jīng)完成了消費升級，中部地區(qū)消費處于不斷升級并向東部收斂的階段，西部地區(qū)則處于消費升級的初級階段。具體來看，中部地區(qū)省份大都處于發(fā)展階段，中等收入群體較多，并且最近幾年中部地區(qū)經(jīng)濟不斷崛起，居民收入水平不斷提高，低收入群體邁向中、高收入群體的速度加快，因此，消費升級處于追趕階段，部分富人消費升級的進程抵消了整體收入差距的負向影響，從而使得收入差距對中部地區(qū)的消費升級并沒有表現(xiàn)出顯著的抑制作用。東部地區(qū)省份大都處于發(fā)達階段，很多省份（例如，北京，上海，廣州等）都已經(jīng)完成了消費升級的追趕階段，一旦收入差距增大，雖然中、高收入群體和低收入群體都會增多，但是低收入群體增長的速度快于中、高收入群體（圖1），從2012-2016年，低收入群體平均收入增速為25.8%，中、高收入群體收入增速分別為20.2%、20.4%。并且，近年來東部地區(qū)房價高企，使得居民生活壓力增大，購買房產(chǎn)的成本更高，相應(yīng)地用于升級型項目的消費減少，從而可能會使得消費升級階段退回。西部地區(qū)大都屬于欠發(fā)達階段，整體收入水平偏低，無法再進行更多的升級型消費，收入差距的負向影響較收入增長效應(yīng)占據(jù)了主導地位，抑制了消費升級的進程。因此，從總體上來看，收入差距對消費升級的影響效應(yīng)與區(qū)域的發(fā)展階段之間呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系。

考慮到人均GDP可以從一定程度上反映省份的發(fā)展階段，為了進一步驗證上述結(jié)論，我們還將省份按發(fā)展狀況分為不同的組群，分析不同組群中收入差距對消費升級的影響。我們首先將各個省份的人均GDP與家庭層面的微觀數(shù)據(jù)進行匹配，按照各個省份每年的人均GDP水平從低到高分為三個組，分別定義為欠發(fā)達省份組群、中等發(fā)達省份組群和發(fā)達省份組群，并對三個組的樣本分別討論收入差距對家庭消費升級的影響。由表5可以看出，收入差距對欠發(fā)達省份和發(fā)達省份中家庭消費升級均是顯著的負向效應(yīng)，對中等發(fā)達省份沒有顯著影響，這與前文所述收入差距對消費升級的影響效應(yīng)與地區(qū)發(fā)展階段之間的“倒U型”關(guān)系也是一致的。

（三）機制檢驗

以上的分析發(fā)現(xiàn)，不論是對于總體還是對于不同地區(qū)而言，收入差距都會顯著降低消費升級。產(chǎn)生這一結(jié)果的原因可能是收入差距擴大伴隨著省內(nèi)高收入群體和低收入群體都會增多，而低收入群體由于收入的限制，對消費升級有抑制作用。因此，在這一部分，我們對高、中、低收入群體分樣本回歸，分析產(chǎn)生這一結(jié)果的影響機制。表6報告了回歸結(jié)果。

從表6的結(jié)果可以看出，收入差距對省內(nèi)低收入群體的消費升級是顯著的負向影響，對省內(nèi)中、高收入群體的消費升級并沒有顯著影響。因此，我們可以認為收入差距的擴大主要對低收入群體的消費升級有抑制作用。從社會地位尋求理論的角度考慮，由于家庭有尋求更高社會地位的動機，因此，當收入差距擴大時，低收入家庭為了進入更高的社會階層，會減少消費增加儲蓄，因此會相應(yīng)減少除去食品、衣著等這些生存型消費之外的其他類型的消費，從而對消費升級產(chǎn)生負向影響。這意味著，我國消費升級不能僅僅依靠富人，提高低收入群體的收入水平也至關(guān)重要。

四、穩(wěn)健性檢驗

（一）采用其他表示收入差距的指標替代基尼系數(shù)

在前面的分析中，我們均采用基尼系數(shù)作為衡量收入差距的指標，接下來我們將使用其他常用的衡量收入差距的指標（對數(shù)收入方差、P90/P10、P90/P50）驗證基準結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7報告了主要結(jié)果，第1列為了方便對比，我們列出了基尼系數(shù)的回歸結(jié)果，第2列是將基尼系數(shù)替代為對數(shù)收入方差的回歸結(jié)果，第3列是將基尼系數(shù)替代為P90/P10的回歸結(jié)果，第4列是將基尼系數(shù)替代為P90/P50的回歸結(jié)果?？梢钥闯觯?中基本結(jié)論與基尼系數(shù)的回歸結(jié)果一致，各衡量基尼系數(shù)的指標對消費升級均是負向影響，P90/P50的回歸系數(shù)雖然沒有在10%水平上顯著，但其回歸系數(shù)的t值也達到了1，在20%水平上顯著，P90/P10的回歸系數(shù)雖然不顯著，但也是負向影響。以對數(shù)收入方差的結(jié)果為例，收入差距每提高0.1個單位，消費升級指數(shù)降低0.37%，并且在10%的水平上顯著。此外，我們發(fā)現(xiàn)與表3中基尼系數(shù)對家庭消費的影響相比，P90/P10、P90/P50前面的系數(shù)絕對值較小很多，這是由于P90/P10、P90/P50的值的大小要高于基尼系數(shù)的大小（如描述性統(tǒng)計表2所示，基尼系數(shù)的平均值為0.480，遠小于P90/50的平均值2.781和P90/P10的平均值11.122）。其他表示家庭特征的解釋變量與表3也基本類似。

（二）采用其他表示消費升級的指標

以上的分析均是采用家庭中發(fā)展與享受型消費占比作為消費升級的指標，為了檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，我們還采用了其他文獻中常用代表消費升級的指標進行分析。參照汪偉，劉志剛和龔飛飛設(shè)計的指標，我們僅采用醫(yī)療保健、交通和通訊和教育文化娛樂三項占總消費中比例作為消費升級的指標。

從表8中可以看出，對于不同的衡量收入差距的指標，收入差距對消費升級的影響均顯著為負。具體而言，在控制了其他因素的情況下，基尼系數(shù)每提高0.1個單位，消費升級降低1.57%，并且在1%水平上顯著，略大于基準模型消費升級指標的變動;對數(shù)收入方差每提高0.1個單位，消費升級降低0.68%，且在1%水平上顯著。其它衡量收入差距的指標，P90/P10、P90/P50對消費升級也是顯著的負向影響，并且均在5%水平上顯著，與前面基準模型分析結(jié)果基本是一致的。

（三）宏觀層面上收入差距對消費升級的影響

以上我們考慮的都是微觀層面收入差距對消費升級的影響，發(fā)現(xiàn)收入差距確實顯著抑制了消費升級，那么這種影響是否會傳導到宏觀層面上呢，從宏觀層面上看，收入差距是否對消費升級產(chǎn)生影響呢，其是否具有區(qū)域差異性呢？接下來，我們利用微觀數(shù)據(jù)構(gòu)造省級數(shù)據(jù)，考察宏觀層面上收入差距對消費升級的影響。與前文類似，我們采用如下固定效應(yīng)模型：

其中，下標i表示地區(qū)維度，t表示時間維度，consum_proit表示省級層面家庭消費升級的指標，采用居住在省份內(nèi)所有家庭的消費升級水平做平均，ginihincit定義與前文類似，這里我們僅報告了采用基尼系數(shù)估計的結(jié)果，vit為擾動項，Zit為其他控制變量，主要包括省份層面的特征，例如人口的年齡結(jié)構(gòu)、城市化率、消費水平、發(fā)展水平等。我們還控制了省份固定效應(yīng)λi和年份固定效應(yīng)yeart。

具體分析時，我們在模型中考慮了如下幾個控制變量：①老年人撫養(yǎng)比（oldraito_pro），采用省內(nèi)65歲以上人數(shù)除以總?cè)藬?shù)計算;②少兒撫養(yǎng)比（childratio_pro），采用省內(nèi)16歲以下人數(shù)除以總?cè)藬?shù)計算;③城市化率（Urban_pro），采用省內(nèi)城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎境鞘谢?④省份平均消費水平（lcon_pro），采用居住在省份內(nèi)所有家庭的總消費做平均;⑤省份發(fā)展水平（lgdp），采用省份GDP的對數(shù)計算。

可以看出，從全國層面來看，在控制了其他因素的情況下，平均而言，地區(qū)的收入差距每升高0.1個單位，其消費升級下降1.08%，略高于微觀層面上對家庭的影響。與前文類似，將總體樣本分為東、中、西三個地區(qū)的樣本，分別討論了收入差距對消費升級的影響?？梢钥闯?，從宏觀層面來看，收入差距擴大對東部地區(qū)和西部地區(qū)的消費升級均是顯著的負向影響，對中部地區(qū)的消費升級沒有顯著的影響，這與前面利用微觀數(shù)據(jù)分析的結(jié)果基本一致。

五、結(jié)論與政策建議

本文從收入差距的視角研究了近年來中國居民消費升級緩慢的原因，利用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)造收入差距以及消費升級指標，分析了收入差距對消費升級的影響。本文發(fā)現(xiàn)收入差距的擴大對消費升級存在負面影響，平均而言，收入差距每升高0.1個單位，其消費升級指數(shù)下降0.94%。并且，本文研究了收入差距對不同區(qū)域的消費升級的影響，從發(fā)展階段的維度發(fā)現(xiàn)收入差距對消費升級的影響效應(yīng)與省份的發(fā)展階段呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系，即收入差距對西部地區(qū)和東部地區(qū)有顯著的抑制作用，對中部地區(qū)并沒有顯著影響。進一步，本文探究了其影響機制，發(fā)現(xiàn)收入差距增大后，主要是抑制了低收入群體的消費升級，而對中、高收入群體的影響并不顯著。此外，在穩(wěn)健性檢驗中，我們還從宏觀層面研究了收入差距對消費升級的影響，與文中的基準結(jié)果相一致。

基于本文的研究，我們認為政府對促進居民消費升級可以從以下三方面進行調(diào)整：

第一，加強收入再分配的調(diào)整力度，切實降低收入差距。在以消費助推高質(zhì)量發(fā)展的新時期，政府進行收入分配改革是降低收入不平等程度的重要舉措。由于我國不同區(qū)域差異性較大，因此針對不同的區(qū)域還應(yīng)采取不同的政策。對于東、中部這些較為發(fā)達的地區(qū)，政府可以通過轉(zhuǎn)移支付的手段調(diào)整收入分配，從而降低收入差距;對于西部地區(qū)，由于其整體發(fā)達程度較低，人均收入水平較低，政府可以通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級助推經(jīng)濟發(fā)展，發(fā)揮其比較優(yōu)勢，從而提升整個地區(qū)的收入水平。

第二，充分考慮到東中西地區(qū)發(fā)展的不均衡，因地制宜刺激消費，推動消費升級。東部地區(qū)已經(jīng)完成消費升級階段，然而近年來東部地區(qū)房價快速上漲，居民收入的上漲速度遠低于房價的增速，消費升級速度趨緩，甚至出現(xiàn)了消費升級退回現(xiàn)象。因此，政府應(yīng)加大對房價的調(diào)控力度，降低居民的生活成本，釋放居民消費潛力。中部地區(qū)近年來迅速發(fā)展，居民收入增速大幅上漲，消費升級處于快速追趕階段，政府可以從供給端提升居民消費升級的動力，制定相關(guān)產(chǎn)業(yè)政策時適當引領(lǐng)高端產(chǎn)業(yè)發(fā)展，提升產(chǎn)品質(zhì)量，為居民消費升級提供更廣闊的空間。西部地區(qū)處于消費升級的初級階段，為加快促進消費增長，政府可以推動消費領(lǐng)域的一些改革，特別是醫(yī)療和養(yǎng)老等服務(wù)業(yè)的發(fā)展，從而推動居民生活水平和促進消費升級。

第三，實施精準扶貧，提高底層人民收入，尤其給予在疫情期間受到?jīng)_擊的低收入家庭相應(yīng)的救助。政府可以通過提供職業(yè)培訓等途徑，提高底層人民的職業(yè)素質(zhì)和職業(yè)能力，拓寬其就業(yè)渠道，從而提高底層人民的收入水平。同時，考慮到由于疫情爆發(fā)導致大量家庭收入驟降，很多家庭甚至失去收入來源，家庭的消費支出大幅降低，建議政府對于在疫情中受到嚴重沖擊的家庭應(yīng)給予一定的現(xiàn)金或消費現(xiàn)金券補貼。

（責任編輯：彤 弓 曉 亮）