中国产业结构升级能否缩小城乡消费差距？_收入差距论文

中国产业结构升级能缩小城乡消费差距吗？，本文主要内容关键词为：产业结构论文,中国论文,城乡论文,差距论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

      改革开放以来，中国经济保持快速增长，国内生产总值年均增长9.8%，同期世界经济年均增速只有2.8%①。中国高速增长期持续的时间和增长速度都超过经济起飞时期的日本和亚洲“四小龙”，创造了经济发展史上的新奇迹。一直以来，出口、投资和消费被认为是创造中国经济“奇迹”的源泉，更被形象地比喻成拉动中国经济增长的“三驾马车”，但是依赖出口的外向型经济易受到国际经济形势的影响。受美国金融次贷危机和欧债危机的冲击，2012年中国货物贸易进出口总体增速就出现回落，比2011年进出口增速回落16.3个百分点，而国内投资驱动力量减弱，可持续发展力不足②。2012年中国经济结构调整取得积极进展，从投资、消费和净出口结构来看，最终消费对经济增长的贡献率为51.8%，内需成为中国经济增长的主要动力。2012年中国人口基数达到13.5亿人，但依然有6亿多人口生活在农村，消费市场潜力巨大，理应成为国内消费的重要动力，但事实表明，人口基数并不是市场有效的充分条件，由于城乡二元经济结构的存在，导致城乡发展差距不断扩大，中国农村与城镇的消费水平差异依然很大，统计数据显示，2012年中国城乡消费比（城镇居民消费水平/农村居民消费水平）为3.24，城乡消费差距不仅对未来中国经济的增长产生阻碍，也将对人们的幸福感和和谐社会的构建产生不利的影响。因此，如何缩小城乡消费差距成为现阶段研究的重点和热点。此外，随着中国市场经济体制改革的逐步深化，区域经济合作日益密切，空间上的依赖性逐渐增强，但由于中国各地区经济发展策略和资源禀赋各异，区域之间出现发展失衡等现象，因此在充分考虑空间依赖性的基础上，从省际视角着手分析我国城乡消费差距的空间差异及影响因素，对缩小城乡消费差距，实现城乡协调发展以及对践行“内需拉动”经济增长具有重要的现实意义。

      目前，国内学者主要从两个方面对城乡消费差距进行研究。一是对城乡消费差距的度量及比较分析。高帆（2013）采用城乡消费比率和恩格尔系数研究了改革开放以来我国城乡消费差距在总量、结构以及空间等层面呈现新形态及特征，发现我国存在着库兹涅茨倒“U”形曲线。李春玲（2014）根据2001年和2011年全国抽样调查数据，对比两个年度城乡居民耐用品拥有率和购买意愿，发现家庭耐用品消费的城乡差距明显缩小。二是城乡消费差距影响因素分析。马成文（1998）通过定性分析发现，造成我国城乡消费差异的原因是多方面的，既有经济因素、制度因素，同时也有地理和消费观念因素。张利庠（2007）发现二元结构的体制和垄断厂商供应歧视是导致城乡消费差异的原因。吴海江等（2013）从人口结构方面研究城乡消费差距的动因，发现城乡人口年龄结构差异与城乡消费差距高度相关。更多学者基于西方经济学的收入消费理论，从城乡收入差距方面分析了我国城乡消费差异的原因，如吴迪和霍学喜（2010）等。林毅夫等（2009）认为，赶超程度、市场化、经济开放以及政府干预与中国城乡消费差距成正向关系，农业生产支持程度和农业贷款对中国城乡消费差距影响不稳定。

      从已有对城乡消费差距的研究可以发现，现有文献鲜有从经济结构角度分析产业结构升级对城乡消费差距的影响，仅有范秀荣和贺本岚（2009）以农业部门增加值和非农业部门增加值之比反映产业结构差异。孙爱军（2013）用第三产业人口占总人口的比重刻画产业结构，认为随着产业结构的逐步升级能有效降低城乡消费差距。但是，这些文献一方面忽略了我国产业结构升级区域之间的依赖性，即区域产业结构升级系数会形成“俱乐部集聚”，周边地区产业结构的升级会对本地区产业结构升级产生作用（武晓霞，2014），同时会对本地区的城乡消费差距产生空间溢出效应；另一方面关于产业结构升级的度量，传统单一的产业产值比重或产业人口比重不能科学估计我国的产业结构升级情况，因此选择恰当的产业结构升级指标很重要。

      在数量分析方法上，传统研究一般以我国为整体对象，采用时间序列数据进行分析（彭定赟和陈玮仪，2014），其缺点是不能发现区域之间的空间差异（王火根和沈利生，2007），后来面板数据模型被广泛运用。面板数据模型可以通过设定个体固定效应来区分各个地区的个体差异性，但空间个体之间的横向空间影响却依然没有办法分析，正如“地理学第一定律”所说，任何事物都存在空间相关，距离越近的事物空间相关性越大（Tobler，1970），对此王子敬（2012）运用空间计量模型对城乡消费差距的影响因素进行研究，曹景林和郭亚帆（2013）基于城镇化背景构建空间面板数据模型研究了我国农村居民消费行为的外部习惯形成特征。但是，这些文献只关注了城乡消费差距指标本身的空间溢出效应，忽略了其影响因素也会对周边区域城乡消费差距具有的空间溢出效应。

      在城乡消费差距测算上，大多学者常用城乡消费比来度量城乡之间的消费差距（纪江明，2012），该方法简便，数据易得，但不能反映城乡人口所占比重的变化，也忽视了城乡居民消费水平的分布结构及动态变化。申世军和马建新（2008）用泰尔指数对中国八大区域消费差异进行了区域内和区域间差异的分解，但并没有对中国城乡之间的消费差距进行分析。彭定赟和陈玮仪（2014）用泰尔指数测算中国1978～2011年的城乡消费差距，但只是对全国整体水平的估量，并没有研究各地区的城乡消费差距。

      鉴于此，采用1993～2012年中国30个省、自治区、直辖市的面板数据，考虑改革开放以来，中国区域经济联系日益紧密，经济行为在空间上的相互依赖及“外溢”性，基于Elhorst（2010）构建的空间杜宾模型，从产业结构升级视角对中国城乡消费差距的作用机理进行研究。本研究的创新有以下3个方面：一是从产业结构升级视角，解析随着中国产业结构的升级城乡消费差距的变化规律，并从中国东、中、西3个经济地带分别讨论产业结构升级对城乡消费差距的影响及差异；二是充分考虑空间效应因素，运用空间计量经济模型，采用极大似然法（MLE）估算，这既符合区域之间经济联系日益密切且相互作用的基本事实，也解决了变量的内生性问题（蓝庆新，2013），强化了模型的解释性；三是将城乡人口比重考虑进来，采用技术成熟的泰尔指数，有效提高了我国城乡消费差距的度量精度，同时20年的研究区间更全面展现了中国城乡消费差距动态变化趋势。

      一、指标选取与模型设定

      1.指标选取

      基于泰尔指数算法的城乡消费差异测度。Theil（1967）将信息熵理论应用于对收入差距的研究，并提出了泰尔指数来测量城乡收入差距。该指标将收入差距分解为人群组内的收入差距和人群组间的收入差距，同时还可以将收入差距的变动幅度进行相应的分解，实现了从传统的静态测量向动态变化的转移（李实和赵人伟，1999）。借鉴该方法测算城乡消费差距，计算方法如下：

      

      其中，N为人口单位数，

为第i单位的人均消费水平。如果把人口分成G组，则有：

      

      

      经济开放程度（open）。选取进出口总额占GDP的比重（贸易依存度）来反映经济开放度。2012年中国贸易依存度达到71.82%，制造业以及贸易相关的服务业取得长足发展，而这些行业主要集中在城市，提高了城镇居民收入（陈开斌和林毅夫，2009），因此预期经济开放程度越大，城乡消费差距越大。

      政府行为（gov）。采用地方政府财政支出占GDP的比重来衡量政府在地方经济中的重要程度。地方政府在经济生活中扮演着重要的角色，它不仅是实行收入再分配的主体，也直接影响初次分配（陈斌开和林毅夫，2013），同时政府参与经济活动具有城市化倾向，政府财政支出对城乡收入差距有扩大作用（陆铭和陈钊，2004）。本文预期地方政府财政支出占GDP的比重越大，城乡消费差距越大。

      城乡收入差距（income）。使用泰尔指数测算城乡收入差距。根据凯恩斯的绝对收入假说，本文预期城乡收入差距越大，城乡消费差距越大。

      2.模型设定

      （1）空间滞后面板模型。如果城乡消费差距决定于其邻近地区的观察值及观察到的一组局域特征，则采用空间滞后面板数据计量经济模型（Spatial Lag Panel Data Model，SLPDM）：

      

      （2）空间误差面板模型。如果城乡消费差距决定于观察到的一组局域特征及忽略的在空间上相关的重要变量（误差项），则采用空间误差面板数据计量经济模型（Spatial Error Panel Data Model，SEPDM）：

      

      （3）空间杜宾面板模型。如果同时考虑城乡消费差距的空间滞后项和空间滞后解释变量对城乡消费差距的影响，则采用空间杜宾面板数据计量经济模型（Spatial Durbin Panel Data Model，SDPDM），该模型是空间滞后模型和空间误差模型的一般形式。构建空间杜宾模型为：

      

      其中，θ和β是待估计的常数回归参数。检验两个假设约束条件可将空间杜宾模型简化成空间滞后模型或空间误差模型。两个假设：一是

：θ=0；二是

：θ+ρ（β+δ）=0。检验假设条件一可判断是否将空间杜宾模型简化为空间滞后模型；检验条件二可判断是否将空间杜宾模型简化为空间误差模型。

      

      3.模型选择及判断规则

      首先，空间自相关性检验，常用的有两种方法：一是Moran指数检验，计算公式如下：

      

      

      二、数据说明与空间相关性检验1.数据说明

      选取1993～2012年中国30个省份作为样本（见表1），由于西藏历史数据缺失，因此将西藏排出研究范围（但城乡消费差距可测）。样本期间的选择，考虑到1992年召开的十四大提出社会主义市场经济目标，随后进行的住房、医疗、就业、教育、国有企业等多项体制上改革几乎都在直接或间接地影响居民消费行为，因此滞后1年从1993年开始研究城乡居民消费差距的演变及规律。从1993～2012年中国城乡消费差距的泰尔指数趋势图（见图1）可以看出，中国城乡消费差距的整体波动趋势大致可以分为两个阶段：第一阶段是从1993～2003年，该阶段的城乡消费差距呈“W”形的波动上升，在2003年达到顶值之后发生转变，并继而从2004年开始转入第二阶段，该阶段中国城乡消费差距不断缩小，特别在2004～2007年变化趋势更是呈现“陡峭”下滑态势。“十五”（2000～2005年）之初，中国开始以减轻农民负担为中心，取消“三提五统”等税外收费，改革农业税收为主要内容的农村税费改革，2003年在全国全面铺开，2004年改革开始进入深化阶段，2005年全国有28个省份全面免征了农业税，2006年全面取消农业税后，与农村税费改革前的1999年相比，中国农民每年减负总额将超过1000亿元，人均减负120元左右④。全面取消农业税有效地减轻了农民负担，这对缩小城乡消费差距具有重要意义。2008～2009年城乡消费差距出现扩大趋势，这可能是因为2008年中国举办奥运会，吸引了国内外游客来中国城市旅游消费，特别城镇居民也开始了与奥运主题相关的旅游，所以相对而言奥运会的举办对城市消费的拉力大于农村，因此这一时期城乡消费差距有扩大态势。几乎同时我国实施了财政补贴家电下乡政策，这一举措充分拉动了农村消费，据商务部和财政部统计，2008年财政补贴家电下乡资金将达到104亿元，累计拉动消费9200亿元，2009年2月1日起，家电下乡在原来14个省份的基础上，开始向全国推广，产品也从过去的4个增到8个，这进一步释放了农村消费，缩小了城乡消费差距。从图1可以看出，2009年以后城乡消费差距急剧下降，这说明政府行为对城乡居民消费有一定的影响。

      

      

      引入探索性空间数据分析方法，利用Geoda软件绘制2012年中国城乡消费差距空间分布的Choropleth图⑤，把2012年31个省份的城乡消费差距按数值大小分成3类，第一类是取值范围在（0，0.0798）的省份，共有北京、天津、上海、山东、江苏、浙江、福建、广东、安徽9个省份，这些地区以东部地区为主⑥，本文定义为中国城乡消费差距的“弱化区”。第二类是取值范围在[0.0798，0.1597）的省份，如吉林、辽宁、黑龙江、内蒙古、山西、湖南、湖北、江西、青海、四川、海南11个省份，这些省份以中部地区为主，为中国城乡消费差距的“中流区”，该区域城乡消费差距处于中等水平，处在“摇摆”的动态变化趋势，即随时可能转为“弱化区”也可能逐渐扩大，进入取值范围在[0.1597，0.2395）的“分化区”。这类地区城乡消费差距相对较大，处在高低值分化状态，主要集中在我国西部和东、中部部分地区，如新疆、甘肃、宁夏、陕西、西藏、云南、贵州、广西、重庆、河南、河北11个省份。以上分析说明中国城乡消费差距在空间上存在着显著的异质性分布，由于各个省份资源禀赋、产业结构等存在差异，因此有必要分地区研究城乡消费差距的影响因素。根据2012年中国城乡消费差距的空间分布特点，借鉴传统区域划分办法，从东、中、西3个区域考察产业结构升级对城乡消费差距的作用机理。

      2.城乡消费差距的空间相关性检验

      根据式（8），本文测算1993～2012年中国城乡消费差距的空间Moran指数（见表2）。结果显示1993～2012年中国城乡消费差距的Moran指数大致在0.1～0.5的区间内变化，且至少都通过5%的显著性水平检验，这说明中国城乡消费差距存在着显著的空间集聚性（依赖性），即各省份的城乡消费差距水平在空间上并非表现出随机分布状态，而是表现出“物以类聚”的类似特征值集聚态势。

      

      三、中国城乡消费差距的空间计量分析

      以上分析表明，中国省份存在着城乡消费差距水平的空间集聚现象，地区差异比较显著。因此，本文引入空间计量模型从空间维度的相关性和异质性研究产业结构升级对城乡消费差距的作用机理，如此可有效解决传统普通最小二乘法因忽略空间相关性带来的不恰当的模型设立问题。

      1.全样本下的中国城乡消费差距空间计量估计

      （1）模型检验。固定效应和随机效应的选择采用Hausman检验。通常情况下，当回归结果局限于一些特定的个体时，固定效应模型是更好的选择（Baltagi，2009），Hausman检验结果显示，Hausman统计量为67.7081，在1%显著性水平下拒绝空间效应与解释变量无关的原假设，因此选择固定效应模型进行估计。对于固定效应模型还需要确定是个体固定效应还是时间固定效应，通过似然比（LR）检验来判断固定效应是否具有联合显著性。检验显示（见表3）个体固定效应和时间固定效应均具有联合显著性，因此可建立双向固定效应模型。

      表3给出非空间面板模型参数估计、空间自相关性LM检验以及Wald和LR检验的相关结果。可以看出，对不同固定效应模型的LM和稳健LM检验，大都通过显著性检验，说明我国省份之间存在着城乡消费差距的空间依赖性。Wald和LR检验的结果显示，Wald（SAR）和LR（SAR）的统计量分别为15.1035和14.8372，通过1%的显著性水平检验，拒绝将模型设置为空间滞后形式的原假设。而Wald（SEM）和LR（SEM）的统计量分别为6.5072和6.3768，没有通过检验，接受将模型设置为空间误差形式的原假设，且稳健LM检验更支持空间误差模型，因此选择空间误差模型。进一步对各模型估计的

和自然对数似然函数值LogL的比较也发现（见表3），双向固定效应空间误差模型的

和LogL都要优于其他模型。因此综合来看，建立双向固定效应的空间误差模型对产业结构升级作用城乡消费差距的机理进行分析，是更加符合客观实际的选择，为了进行模型估计的稳健性比较，本文也同时给出空间滞后面板模型的估计结果。

      （2）估计与分析。从下页表4可以看出，所有控制固定效应模型的空间误差参数v和空间回归关系系数ρ均显著为正，通过1%水平下的检验，表明省份城乡消费差距在地理空间的邻接上存在空间溢出效应，周边省份的城乡消费差距对本省份的城乡消费差距具有显著正向的影响作用。

      

      根据双向固定效应的SEM模型估计结果来看，lnindustry的系数显著为负，可见中国的产业结构优化升级能有效降低城乡消费差距。产业结构升级从两方面对城乡消费差距产生影响：一是产业结构的升级提高了城乡劳动力报酬，进而提高了居民的消费能力；二是产业结构升级解决了“物质匮乏”的窘境。改革开放以前，由于中国工业发展薄弱，特别轻工业产品昂贵稀有，出现了农村居民不能享受现代文明的产品，城市居民有限消费的现象，产业结构的升级使中国居民特别是农村居民能接触到、用得起工业产品，比如家用电器价格的下降，目前在农村家电用品日益得到普及。产业结构升级带来工业品价格的下降，降低了农村居民消费的门槛，进而缩小了城乡消费的差距。

      模型引入了城镇化发展水平、城乡收入差距、经济开放水平、政府行为等控制变量。回归结果显示，城镇化率对城乡消费差距有显著的负向影响，说明中国的城镇化进程可有效缩小城乡消费差距。城镇化发展是农村人口流向城镇的过程，农村人口的减少意味着留给农村居民的人均资源增多，有助于增加农村居民的收入，进而缩小城乡消费差距（吴海江等，2013）。城镇化也是消费习惯、消费观念转变的过程（廖直东和宗振利，2014），城镇化提升了经济效益（王小鲁，2002），给周边农村居民提供了更多的工作岗位，在增强居民消费能力的同时亦可以给农村居民带来优惠适宜的消费产品，有利于缩小与城市居民的消费差距。

      

      城乡收入差距拉大了城乡消费差距。估计显示，中国省份城乡收入差距lnincome与城乡消费差距的回归系数显著为正，这与凯恩斯的绝对收入假说、杜森贝里的相对收入假说等结论一致。改革开放以来，随着“让一部分人、一部分地区先富起来”口号的提出，中国城乡收入差距逐渐扩大，虽然政策依然强调“先富带后富”，但是这种“带动”或“帮扶”仅是政府政策的倾斜或一种意愿，其既具有时滞性又具有被动性，随着市场化经济体制的深入和完善，“市场起到绝对作用”与“先富带后富”存在一定的矛盾。数据显示，1978～2012年城镇居民人均可支配收入，扣除价格因素，年均增长率为7.4%，农村人均纯收入扣除价格因素，年均增长率为7.5%，虽增幅相差不大，但是从绝对值来看，2012年城镇居民人均可支配收入为24565元，而农村居民人均纯收入为7917元，相差3倍之多。因此，未来提高农村居民的收入，进而扩大农村消费水平是缩小城乡消费差距的主要攻坚方向。

      经济对外开放程度lnopen的系数为0.1001，通过1%的显著性检验，说明中国经济对外开放程度的提高拉大了城乡消费差距，这与郭庆旺等（2012）、吴海江等（2013）的研究结果一致。经济对外开放程度越高，受惠最直接的是城市地区（城市集中了大部分的出口，承担了主要的消费），而农村地区以第一产业为主，出口有限，消费较低。故经济对开放程度高，会扩大城乡消费差距。

      政府行为对缩小城乡消费差距起到积极作用，即地方财政支出规模越大，对缩小城乡消费差距的影响越大。转变经济增长方式一直是政府考量的事情，刺激内需早已提上日程，政府可以通过减税、提高工资以及财政价格补贴等措施去刺激居民消费，近年来政府一系列的刺激消费政策如“家电下乡”，完善各类保障制度如新型农村合作医疗制度，都解决了居民消费的后顾之忧，及时唤醒了国内消费，特别是对农村消费的刺激更似一剂“强心针”。

      2.分时间段的中国城乡消费差距空间计量估计

      

      （1）模型检验。基于中国省份间城乡消费差距的时间趋势差异，特别在2003年是一个极大值点，2003年以后城乡消费差距直线下滑，因此选取1993～2002年和2003～2012年这两个时间段分别进行研究，主要探讨在不同时期，我国产业结构升级对城乡消费差距的不同影响。分别对两个时间样本在不同固定效应下的普通面板模型进行空间自相关性LM检验（见表5），结果显示这两个时间段通过显著性检验，说明应该建立空间计量模型进行分析。同时进行个体固定效应和时间固定效应联合显著性的LR检验显示，个体固定效应和时间固定效应均呈现联合显著，两个时间段都可建立双向固定效应模型。在关于空间杜宾模型是否能简化成空间误差模型或滞后模型的Wald和LR检验结果发现，1993～2002年的样本不能拒绝空间杜宾模型可以简化的假设，通过LM检验统计量以及

和logL值的对比发现，建立空间滞后模型要优于空间误差模型，特别在双向固定效应下的空间滞后模型更能反映实际情况；2003～2012年的样本拒绝了空间杜宾模型可以简化的假设，因此应该建立双向固定的空间杜宾模型去分析该时间段内，中国产业结构升级对城乡消费差距的作用机理。

      （2）估计与分析。从表6可以看出，1993～2002年中国产业结构的优化升级lnupgrade对城乡消费差距的系数显著为正，说明在这一时期中国的产业结构升级拉大了城乡消费差距，这可能因为在改革开放早期，家庭联产责任土地承包制在农村如火如荼，农民刚刚获得土地自主经营权，被束缚在土地上的人口比例趋于稳定增长，第一产业依然占重要地位，农业低效率、低收益的天然特性以及农民传统固有的勤俭消费观念决定了在改革开放的初期，农村消费水平不会大幅提升，而城镇是改革开放的重地，较早享受改革开放的优惠，第二、第三产业普遍发达，消费水平要远远高于农村。在2003～2012年，中国产业结构优化升级对城乡消费差距的“做功方向”发生转变，产业结构优化升级lnupgrade对城乡消费差距的系数为-0.5922，这说明该时期中国产业结构的升级有效缩小了城乡消费差距，产业结构升级的经济效益逐步释放，并随着农村人口的城乡间流动被带到农村，提高了农村的消费水平。新时期一个地区的产业结构升级同时具有正向的空间溢出效应，即周边地区产业结构升级拉大了本地区的城乡消费差距，这可能是因为在自由市场下区域之间经济行为的竞争强度逐渐增大，特别第二、第三产业比如争夺资源、拉项目等市场行为的加剧，导致区域产业结构升级水平差异化明显，存在“此消彼长”的关系，进而周边区域产业结构的升级会导致本地区城乡消费差距的拉大。

      城镇化发展在不同时期对城乡消费差距的作用迥异。1993～2002年中国城镇化发展拉大城乡消费差距，该时期城镇化发展可能仅是优势人力资源向城市的转移，而农村剩下的是经济条件较弱、消费能力不足的群体，自然这种城镇化发展是掠夺农村“优质”消费人口进城，增强了城市的消费水平，而进一步弱化了农村消费，一涨一降决定了城乡消费差距会被扭曲拉大。2003～2012年中国城镇化发展的福利效应逐渐显露，SDPDM模型的拟合结果显示该时期中国城镇化发展缩小了城乡消费差距。新时期“乡与城”无论在地理距离还是经济市场距离都在拉近，农民付出很小的成本就可以在城镇觅得增收的工作和获得意愿的商品，因此合理延伸城镇辐射面积，扩大城市规模对缩小城乡消费差距有重要作用。同时，城镇化发展具有正向的空间溢出效应，邻域城镇化发展会拉大本地区的城乡消费差距，这反映一个问题，即区域之间在城镇化的建设中并没有形成良性的互动协调机制，城镇化发挥的经济能量没有得到合理引导，特别在促进农村消费方面力度还不足。

      城乡收入差距在1993～2002年对城乡消费差距并不显著，但是2003～2012年城乡收入差距与城乡消费差距有正向关系，这说明城乡收入差距是一个渐变过程，同时对城乡消费差距的作用也是一个逐步深化的过程。改革开放同时改变了城市和乡村居民的生活，“鼓了钱包”是全体公民的基本实惠，但是由于城市与乡村依托的经济基础不一样，收入差距依然存在，又因所处的商业环境、消费习惯、观念不一样，消费差距又趋于变大。城乡收入差距同时具有正向的空间溢出效应，即本省份如果有较大的城乡收入差距，那么就会对周边省份的城乡消费差距起到拉大效应，这说明当前区域之前经济活动的高度相关性，人口的自由流动、交通的便捷促成了本地人口可以参与到邻域地区的消费等经济活动中，进而在数据上表现为对相邻区域城乡消费差距的拉大。

      经济对外开放水平在1993～2002年尚未发挥缩小城乡消费差距的作用，反而扩大了城乡消费差距。2003～2012年经济对外开放对城乡消费差距的影响不再显著，这可能因为中国经济的对外开放已经趋于常态化，对农村居民的消费观念及农村经济的冲击趋于平稳，而相比对城市的冲击，城乡差异逐渐缩小，所以在新时期下经济的对外开放水平对城乡消费差距的影响不显著。同时，经济对外开放水平具有负向的空间溢出效应，即周边地区经济的对外开放水平对本地区城乡消费差距有缩小作用，这可能是因为周边区域经济开放水平高，会对本地区产生“资源截流效应”，比如投资、人才会更趋向于经济较开放的东南沿海地区，这种制度性差异形成的洼地汇流而来的不只是经济资源，还有优质的消费群体，所以本地区消费主体的流失，特别弱化了城市消费，而同时本地区农村人口向经济对外开放地区的流动，带来的收入又丰富了本地的农村消费水平，进而总体而言就相对缩小了本地区的城乡消费差距，这可以从我国每年农民工从东南沿海打工挣钱，每逢春节回乡消费的现象中得以解释。

      

      不同时期的政府作为对城乡消费差距的影响存在差异。1993～2002年地方政府行为扩大了城乡消费差距。改革开放初期，“促增长”是各地政府的新任务，而城镇是主要的经济增长源头，因此地方财政支出可能带有城镇倾向，地方财政支出占GDP的比重越大，那么城镇区域从政府获得的好处就越多（陈斌开和林毅夫，2013），城镇居民的消费能力就越大，进而城乡消费差距亦会扩大。2003～2012年情况发生了变化，“刻意性”的经济政策对缩小城乡消费差距产生了积极作用，这也验证了政府在经济中的作用，“有形之手”可以辅助“无形之手”对经济的参与主体产生影响，对经济整体实现有效调控。同时发现，各地方政府行为相互辐射，形成区域之间的竞争态势。若本地政府行为被人们认可，那么各类资源就会涌入政策较优的区域，比如一个地区对家电下乡进行财政补贴优惠，那么周边农村区域的居民为能享受到政策的实惠就会挤到该地区购物消费，这样就会弱化周边农村区域的消费水平，直至扩大周边区域的城乡消费差距。

      3.分地区的中国城乡消费差距空间计量估计

      （1）模型检验。根据中国省份城乡消费差距的空间分布发现，中国城乡消费差距在地理空间上呈现“东部小，中西部大”的空间分布特点，因此有必要对中国的东、中、西三大区域分别进行空间计量估计，进而考察产业结构升级对城乡消费差距影响的区域差异。在建模之前先确定样本适合的模型形式，因此对三大区域也分别进行空间自相关性检验、个体固定效应和时间固定效应联合显著性检验以及空间杜宾模型简化的Wald检验和LR检验。检验结果发现，东、西部地区样本适合建立双固定效应的空间杜宾模型，而中部地区更适合建立双固定效应的空间误差面板模型（见表7）。

      

      

      （2）估计与分析。从表8可以看出，3个区域的产业结构升级对城乡消费差距的影响存在差异。其中，东部的产业结构升级对城乡消费差距影响不显著，中部拉大了城乡消费差距，西部则有效缩小了城乡消费差距。第二、第三产业在东部国民经济结构中占主要比重，产业结构已趋于平稳，因此其带来的消费冲击力度也逐渐趋稳，数量关系不显著。而中部地区正处于中部崛起战略的前期，基础设施趋于完善，成本优势逐渐凸显，产业发展空间逐步扩大，其积极承接东部产业转移，无论对城市还是农村的消费现状都在产生冲击，所以中部在产业结构变化波动时期，会打破固有的城乡消费格局，甚至拉大这种差距。在西部大开发战略下，西部地区挖掘自身资源优势，产业结构亦积极优化调整，产业结构的升级带动了经济发展及居民收入，特别是释放了西部农村地区劳动力进入新产业，进而缩小了城乡消费差距。此外，东部地区产业结构升级对城乡消费差距有正向的空间溢出效应，而西部地区有负向的空间溢出效应。东部地区城镇化发展对城乡消费差距影响不显著，但是城镇化发展有正向的空间溢出效应，而中、西部地区城镇化发展拉大了城乡消费差距。

      东部地区的城乡收入差距缩小了城乡消费差距，而中、西部影响不显著。随着东部地区经济的发展，东部人均收入一直领先全国平均水平，城乡收入差距越大只能说明城市居民收入水平在量上大于农村居民，但是由于存在边际消费倾向差异，中国城市居民的边际消费倾向小于农村（潘文轩，2010），所以收入差距越大也可能导致城乡消费差距缩小。东部地区的城乡收入差距同时还具有正向的空间溢出效应，东部经济市场化程度高于中、西部地区，人员、物质流通速度优于其他区域，所以东部区域之间消费行为相互影响。

      经济开放水平在中、西部地区拉大了城乡消费差距，对东部地区影响不显著。中国走的是渐进式的改革之路，最早从东部沿海地区开放，逐步向内陆延伸，因此经济开放水平存在区域的差异性，中、西部地区相对东部经济开放水平相对较低，处在迎接新事物的“好奇兴奋状态”，所以中、西部经济开放水平提高一点，对该区居民消费的影响就会大于东部地区，人们接触新事物带来的消费行为改变是巨大的，特别对最先接触到新事物的城镇居民，因此中、西部地区经济开放水平会拉大城乡消费差距。

      地方政府政策存在区域差异，东、中部地区政府行为对缩小城乡消费差距有积极作用，且中部要强于东部。东部地区的政府行为有负向的空间溢出效应，即本地区政府的鼓励消费政策，对周边消费地区起到示范效应，进而缩小周边区域的城乡消费差距。西部地区的政府行为对城乡消费差距的影响不显著，但是却存在正向的空间溢出效益，这可能是因为西部地区经济发展相对落后，物质匮乏，在区域内部分布亦是不均匀，因此当有政府推出优惠政策时，居民更容易形成“心理落差”，会比较优劣，再做消费选择，容易出现本地人到外地消费的现象，这样也就产生了本地区的政府行为造成邻域城乡消费差距扩大的现象。

      四、结论性评述

      基于1993～2012年中国30个省份的面板数据，在充分考虑空间效应的情况下，运用空间计量经济模型分别从时间维度和东、中、西部区域视角对中国产业结构升级作用城乡消费差距的经济学机理进行研究，得到如下结论。

      第一，中国城乡消费差距存在显著的省份空间依赖性。城乡消费差距是中国二元经济结构的产物，改革开放以来（从1993年开始考察）中国城乡消费差距经历一个早期曲折波动上升，之后逐渐下降的变化趋势。空间相关性分析发现，中国省份之间的城乡消费差距存在明显的空间集聚性，区域之间的城乡消费差距不是独立存在的，而是有着千丝万缕的依赖关系。因此，在思考和处理城乡消费差距问题时，应该有全局意识，注意区域之间的政策协调，实现区域资源的有效配置，充分发挥积极经济要素的空间溢出效应，共同达到城乡消费差距的最小化，最终实现经济增长方式的转变，以刺激内需带动中国经济的新一轮增长。

      第二，产业结构升级可有效缩小城乡消费差距，但在不同时期、不同区域作用效果存在差异。1993～2002年产业结构升级拉大了城乡消费差距，这是由于中国产业结构的升级比如第二、第三产的发展起源于城镇，早期从产业结构升级中得到实惠最多的是城镇居民，因此城镇居民的消费大于农村居民消费，因此这段时期产业结构升级对城乡消费差距有“恶化”效应；2003～2012年，中国产业结构的优化升级缩小了城乡消费差距，同时产业结构升级具有正向的空间溢出效应，虽产业结构的优化升级随着人口的流动，释放的普惠效应逐渐被农村居民所享受，对他们的消费行为产生促进作用，但区域之间产业结构的升级具有竞争性，当本地区掌握过多的优势资源，会弱化周边区域的资源占有，从而拉大周边区域的城乡消费差距。东部的产业结构升级对城乡消费差距影响不显著，但是本地区的产业结构升级对城乡消费差距有正向的空间溢出效应，中部拉大了城乡消费差距，西部则缩小了城乡消费差距，同时对周边省份有负向的空间溢出效应。因此加强区域之间的政策沟通，实现区域之间政策协调，能够充分释放资源的积极效应，不同区域产业结构不同，意味着所掌握的资源存在差异，因此发挥的作用就有偏差，这就需要政府顶层设计，全局统筹区域之间的产业结构升级优化，进而更好地平衡城乡消费差距。

      第三，城镇化发展、政府行为等缩小了城乡消费差距，而经济开放水平和城乡收入差距等拉大了城乡消费差距。通过分时期的样本考察发现，1993～2002年中国城镇化发展、经济开放水平以及政府行为等拉大了城乡消费差距。2003～2012年城镇化发展的福利效应逐渐显露，对城乡消费差距有削弱作用；而随着中国经济开放水平的常态化趋势，这一因素对城乡消费差距的影响不再显著，政府“促消费”的导向政策对缩小城乡消费差距起到积极作用；城镇化率、城乡收入差距和政府行为具有正向的空间溢出效应，而经济对外开放水平有负向的空间溢出效应。分区域发现，东部的城乡收入差距缩小了城乡消费差距，但同时拉大了周边省份的城乡消费差距，而中、西部影响不显著；东部的城镇化发展对城乡消费差距影响不显著，但有正向的空间溢出效应，而中、西部城镇化发展拉大了城乡消费差距；经济开放水平在中、西部地区拉大了城乡消费差距，对东部影响不显著。各区域的政府行为也存在差异，东、中部地区的政府行为缩小了城乡消费差距，且东部有负向的空间溢出效应，西部的政府行为对城乡消费差距的影响不显著，但是存在正向的空间溢出效益。

      ①国家统计局发布报告，《改革开放铸辉煌经济发展谱新篇——1978年以来我国经济社会发展的巨大变化》。

      ②2011年网易经济学家年会（NAEC）上陈志武做出上述表示。

      ③Anselin（1996）发展了基于横截面数据的空间滞后模型和空间误差模型的LM检验和稳健LM检验，并于2006年进一步将LM检验纳入空间面板模型框架下。Elhorst（2010）也列出了空间滞后模型和空间误差模型的LM和稳健LM统计量。通过比较两类模型的LM和稳健LM统计量的大小，进行模型选择。也可根据拟合优度

、自然对数似然函数值（Log Likelihood，LogL）、似然比率（Likelihood Ratio，LR）、赤池信息准则（Akaike Information Criterion，AIC）、施瓦茨准则（Schwartz Criterion，SC）等来判断。如果对数似然值越大，AIC和SC值越小，模型拟合效果越好。

      ④中国政府网，http://www.gov.cn/test/2006-03/06/content_219801.htm。

      ⑤由于篇幅所限，此处未列出。

      ⑥参考国家统计局公布的信息将我国划分为东、中、西部三大地带。东部包括：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个；中部地区包括：山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个；西部地区包括：内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆12个。

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