城市舒適性對城鄉居民消費差距的影響效應研究

龔明遠,宋姍姍

(1．北京大學 經濟學院,北京 100871;2．杜蘭大學 弗里曼商學院,美國 路易斯安那 LA70118)

一、引言

城鄉發展的不平衡問題在中國經濟發展過程中一直備受關注(蔡昉和楊濤,2000)[1]。隨著中國進入新發展階段,促進城鄉融合發展、縮小居民生活水平差距已成為推動高質量發展的重要組成部分。2035年遠景目標提出要實現“城鄉區域發展差距和居民生活水平差距顯著縮小”,而消費水平作為居民生活水平的直觀體現,其在城鄉居民間的差距將直接影響城鄉融合發展的質量。另一方面,促進農村消費、縮小城鄉消費差距也是培育完整內需體系、實施擴大內需戰略過程中的重要一環,“十四五”規劃指出,要“完善城鄉融合消費網絡,……,推動農村消費梯次升級”。因此,把握城鄉消費差距的影響因素,在構建新發展格局、實現中國式現代化的背景下具有重要意義。

居民的消費行為不僅受到收入、商品價格等因素的影響,還受到其生活空間、消費習慣等多種因素的影響(田青等,2008)[2]。而在這些因素中,城市舒適性(urban amenities)作為因城市而異的關聯居民居住環境和外部性的核心因素,其水平直接影響城市居民的效用水平和居住選址決策(Bartik and Smith,1987)[3]。那么,在中國的城鄉特征下,城市舒適性對城鄉居民消費行為和城鄉居民消費差距會產生何種影響?而其中的作用機制又如何?本文將從理論和實證兩個層面對此展開討論。

已有文獻從社會結構、產業結構、戶籍制度、政府政策、互聯網和數字經濟等多個角度對城鄉消費差距的影響因素進行了研究(范劍平和向書堅,1999;徐敏和姜勇,2015;陳斌開等,2010;Chen et al.,2015;王猛等,2013;朱健等,2023;程名望和張家平,2019;張勛等,2020;魏君英等,2022)[4～12]。其中,在社會結構方面,范劍平和向書堅(1999)認為,中國的城鄉人口二元社會結構不利于居民消費率的提升,并導致城鄉居民消費差距的擴大[4]35-38。在產業結構方面,徐敏和姜勇(2015)討論了產業結構升級對城鄉消費差距的影響,發現產業結構升級在1993—2002年間拉大了城鄉消費差距,在2003—2012年間則對城鄉消費差距起到了縮減作用[5]3-21。在戶籍制度方面,陳斌開等(2010)認為,流動人口的邊際消費傾向比城鎮居民低14.6%,而放松戶籍限制可以使2002年流動人口人均消費水平提高20.8%[6]62-71;Chen等(2015)則發現,戶口限制使流動人口更多地出于預防目的儲蓄,并且由于流動性高,流動人口的耐用品消費受到更強的抑制[7]133-146。在政府政策方面,王猛等(2013)考察了土地財政和房價波動對城鄉消費差距的影響,發現地方政府對土地財政依賴的增強和房價上漲將導致城鄉消費差距的擴大[8]84-92;朱健等(2023)討論了居民醫保一體化對城鄉消費差距的影響,發現居民醫保一體化政策通過縮小城鄉收入差距和減少預防性儲蓄來緩解城鄉消費差距,且這一影響效應存在較為明顯的空間異質性[9]108-116。在互聯網方面,程名望和張家平(2019)考察了互聯網發展對城鄉居民消費差距的影響,發現互聯網普及從生存型消費差距、享受型消費差距和發展型消費差距等多維路徑顯著降低了城鄉居民消費差距[10]22-41;在數字經濟方面,張勛等(2020)發現數字金融主要通過提升支付的便利性來促進居民消費,但對農村居民消費的促進作用并不明顯[11]48-63;魏君英等(2022)則認為,數字經濟發展可以顯著縮小城鄉消費差距,且其對城鄉消費差距水平更低的地區產生了更強的收斂作用[12]40-51。

在城市舒適性的研究方面,現有研究主要圍繞兩個角度展開討論,一是有關城市舒適性水平的評價與衡量,二是有關城市舒適性對城市、居民經濟活動影響的研究。在有關城市舒適性水平的評價與衡量方面,國外學者主要使用Hedonic模型和離散選擇模型來評價不同城市間的舒適性差異程度,如Blomquist等(1988)使用Hedonic模型估計美國253個郡的城市舒適性,并發現不同城市之間的舒適性差距巨大[13];Bayer等(2009)則使用離散區位選擇模型估計城市舒適性,并發現基于這一方法估計的城市舒適性價值是使用Hedonic模型估計值的三倍[14];Sinha等(2021)則使用2000年的PUMS數據來衡量這兩種方法得出的氣候舒適性,發現使用離散選擇模型得到的估計值總體上要高于使用Hedonic模型得到的估計值[15]。國內學者對城市舒適性水平的評價研究則主要通過構建指標體系等方式實現,如溫婷等(2016)從城市健康環境、自我發展環境、休閑環境等角度構建城市舒適性評價體系[16];馬凌等(2018)則基于自然、文化、商業、交通、衛生和社會等指標構建城市舒適性評價體系[17]。而在有關城市舒適性對城市、居民經濟活動影響的研究方面,國內外學者主要從人口在城市內和城市間的流動、房價、居民收入等角度進行研究。如Brueckner等(1999)從理論上討論城市舒適性的空間格局對不同收入群體在城市內分布狀況的影響,認為城市高收入群體將選擇居住在城市中舒適性更高的位置附近[18];Glaeser等(2001)發現,高舒適性城市的增長速度比低舒適性城市的增長速度更快[19];Koster和Rouwendal(2017)通過研究文化遺產的經濟影響發現,城市歷史舒適性將提升公共投資,進而帶動相關區域的住房價格[20];張松林等(2021)認為,土地城市化提升了城市舒適性,但因農村遷移人口從城市舒適性中獲益不足,城市舒適性的上升并不能促進人口城市化,從而導致土地城市化與人口城市化之間的失衡[21];郭進等(2022)發現,城市舒適性水平的提高推動了異質性勞動力在城市間的流動與配置,使城市規模分布分別呈現出扁平化和向大城市極化的特征[22];扈爽和朱啟貴(2022)考察了城市舒適性對人才的吸引作用,發現城市舒適性能夠通過滿足消費需求、優化創業環境和促進社會融入來提升人才吸引力[23];Gaigné等(2022)則發現,城市舒適性的不均衡分布將導致城市內不同收入家庭分布狀況的分化[24]。

已有文獻從多個視角分析了城市舒適性的衡量及其對經濟活動的影響,以及城鄉消費差距影響因素,但罕有文獻探討城市舒適性對城鄉居民消費差距的影響及其作用機制。因此,本文有關城市舒適性對城鄉居民消費差距影響的討論將有助于豐富這一領域的相關研究,并對理解中國現行城鄉結構下的城鄉居民消費行為提供助力。本文將構建一個城市-農村模型,從理論上分析城市舒適性對城鄉居民消費行為、城鄉消費差距的影響機理。接下來,我們利用城市級數據,對理論模型所提出的城市舒適性與城鄉消費差距的關系展開實證檢驗,并進一步分析其作用機制。

本文接下來的結構安排如下：第二部分,構建解釋城市舒適性變化對城鄉消費差距影響的理論模型,探討城市舒適性對城鄉消費差距的影響及其內在機制;第三部分,計量模型構建、變量選取及數據說明;第四部分,利用面板固定效應模型,對理論命題進行計量檢驗;第五部分得出結論與政策建議。

二、理論模型

本文通過構建一個簡單的城市-農村模型,以解釋城市舒適性變化對城鄉消費差距的影響。

(一)居民

考慮由一個城市和一個農村構成的經濟系統,城市和農村的初始常住人口規模分別為n1和n2,其中,城市居民無彈性供給單位勞動力,獲得工資性收入W,農村居民在農村務農時可以獲得固定收入ω,在臨時進入城市工作時可以獲取工資性收入φW。而φ<1,φW>ω,表明因勞動能力、戶籍政策等因素的影響,農村居民在臨時進城工作情況下所能獲得的收入水平小于城市本地居民,但仍明顯高于務農收入(Zhou et al.,2021)[25]。

城市居民無彈性使用單位面積住房,并通過選擇一般消費品消費水平c1以實現效用最大化,效用函數的形式為：

(1)

s.t.c1≤W-P

其中,A代表城市舒適性水平,P代表城市住房價格。效用最大化下城市居民的消費水平為：

c1=W-P

(2)

代表性農村居民則可以較為靈活地分配工作時間,既可以選擇留在農村工作(如農忙時),也可以選擇臨時進入城市工作(如農閑時)。當農村居民選擇留在農村工作時,不僅受到農村的便利設施影響,還受到其農村的社會關系、鄰里效應等因素的影響,在此用B來表示這些因素對留在農村的居民效用水平的影響。而當農村居民臨時進城工作時,與收入水平相似,農村居民在臨時進城工作情況下所能享受的舒適性水平同樣小于城市本地居民,因此,用θA來表示農村居民在臨時進城工作時所能享受到的實際城市舒適性水平。同時,由于這些臨時進城工作的農村居民沒有選擇市民化,在這一情況下假設這些農村居民留在農村時可以享受到更高的效用水平,即B>θA。農村居民通過選擇消費水平c2和進城工作時間比例η以實現期望效用最大化,因此,農村居民的效用函數可以表示為如下形式：

(3)

s.t.c2≤ηφW+(1-η)ω

求解可得,農村居民的進城工作比例和消費水平分別為：

(4)

(5)

(二)企業

在城市中,代表性企業通過選擇雇傭單位勞動力和投入土地進行生產,生產函數為：

Y=aNξlγ

(6)

其中,a為企業的生產率,N為在城市工作的總人口規模,由城市部門人口規模和農村部門臨時進城工作人口規模構成,即N=n1+ηn2,Nξ代表城市企業生產中的集聚效應,l為企業投入生產的土地,則企業的利潤最大化條件為：

maxπ=Y-pll-W

(7)

其中,pl為外生給定的土地價格。求解可得：

(8)

(9)

城市的土地總面積為外生給定的L,因此,用于住房開發的土地面積為LH=L-Nl。借鑒Büchler等(2021)的設定[26],城市開發商采取如下形式的利潤最大化函數：

(10)

其中,h代表城市開發商在單位面積土地開發的住宅量,hLH為開發城市總住宅面積,plLH代表開發商使用土地的總成本,QHhδLH為開發商進行住宅開發的建筑成本,而δ>1,表明在每個位置上的建筑成本將隨著開發強度的增加而邊際遞增。求解式(10)可得,P=δQHhδ-1。又由前文可知,城市居民對住房的總需求為n1,則由hLH=n1可得均衡城市住房價格為：

(11)

聯立式(2)、(4)、(5)、(9)、(11)后可得城鄉消費差距的表達式為：

(12)

命題1：城市舒適性水平的上升將縮小城鄉消費差距。

命題2：城市舒適性縮小城鄉消費差距的主要作用機制為促進農村居民消費水平上升。

命題2的經濟學意義在于,隨著城市舒適性水平的上升,農村居民通過對進城務工和務農的決策進行調整,獲得了更高的收入水平,從而促進了消費水平的上升,而對于城市居民來說,一方面,收入的上升對城市居民消費產生了促進作用,另一方面,城市土地開發成本的上升也帶來了住房價格的上升,而這對城市居民消費產生了一定的抑制作用,因此,城市舒適性水平的上升對城市居民消費水平的具體影響方向并不確定,而對農村居民消費水平則有著明顯的促進作用。因此,城市舒適性縮小城鄉消費差距的主要作用機制是通過促進農村居民消費水平上升而實現的。

推論1：城市舒適性的上升將提升城市勞動力集聚、收入水平和住房價格。

推論1的經濟學意義是,隨著城市舒適性的上升,農村居民在臨時進城務工時同樣可以獲得更高水平的效用,從而使得農村居民增加了進城務工的工作時間,而這帶來了城市中更高的勞動力集聚水平;在集聚效應的作用下,城市和農村居民在城市工作時也可獲得更高的收入水平;與此同時,勞動力集聚水平的提升導致了更多土地被用于生產,開發商供給住宅的成本上升,進而導致了住房價格的上升。

三、計量模型設定、變量選取與數據來源

(一)計量模型設定

根據理論模型的命題,城市舒適性的增加會縮小城鄉消費差距。因此,基準計量模型設定如下：

c_gapit=α+β1amenitiesit+β2cityit+ui+vt+εit

(13)

其中,c_gapit代表地級市i在第t年的城鄉消費差距,為被解釋變量;amenitiesit代表城市舒適性,為核心解釋變量。cityit代表其他城市層面的控制變量;ui和vt分別為城市固定效應和年份固定效應;εit為隨機擾動項。

(二)變量選取與指標構建

1．城鄉消費差距

本文使用城市居民消費水平和農村居民消費水平的比值作為城鄉消費差距的代理變量,同時,在穩健性檢驗中,還采取城鄉消費差距的泰爾指數作為另一個代理變量。

2．城市舒適性

參照馬凌等(2018)[17]755-770和郭進等(2022)[22]135-153對城市舒適性指標體系的構建方式,從城市環境、市政設施、交通出行、教育、醫療五個維度展開城市舒適性指標體系的構建。為保證指標的可比性,對指標進行了標準化處理,在不同指標權重的選取方面,對每個一級指標賦予相同的權重,并對下屬各二級指標占一級指標權重的賦權方式上采取了熵權法和平均賦權法兩種方式。在使用平均賦權法賦權的情況下,每個一級指標有著相同的權重,而每個二級指標則在一級指標下有著同樣的權重。而在使用熵權法賦權的情況下,在每個一級指標下計算二級指標的信息熵,并在此基礎上求得各二級指標在一級指標下所占權重。

本文所使用的城市舒適性具體構成指標和權重如表1所示。

表1 城市舒適性指標體系

3．其他被解釋變量

為了討論城市舒適性對城鄉消費差距的影響機制,本文分別從城市舒適性對城市居民消費水平和農村居民消費水平、城市住房價格、收入水平、集聚水平等角度展開分析。其中,城市住房價格的代理變量由城市新建商品房價格和城市新建住宅價格表示,收入水平的代理變量由城市在崗職工平均工資表示,集聚水平則分別采用了地理集聚和產業集聚來衡量。具體來說,在地理集聚變量方面,參考王永進和盛丹(2013)的做法,采用從業人員的地理密度來衡量[27],其計算公式為：

geo_aggit=Laborit/Landit

(14)

其中,Laborit為地級市i在第t年的從業人員數量,Landit為地級市i在第t年的建成區面積。

而在產業集聚變量方面,本文參照Ellison和Glaeser(1997)的衡量方式,使用E-G指數作為代理變量[28]。E-G指數的計算公式則為：

(15)

其中,Laborikt為城市i在t年的行業k的就業人數,Laborkt為行業k在t年的全國就業人數,Labort為t年的全國總就業人數,HHIit為赫芬達爾指數。

4．其他控制變量

除核心解釋變量外,在計量模型中還控制了一系列其他可能影響城鄉消費差距的城市特征變量。

5．內生性問題和工具變量選取

由于所構建的城市舒適性指標中包含了多種變量,城市舒適性和城鄉消費差距之間可能存在內生性問題。因此,除了控制城市和年份固定效應外,還在主要回歸中采用了工具變量法以控制可能存在的內生性問題。在工具變量選取方面,歷史人口可以在一定程度上反映城市在過去的集聚狀況,從而與城市舒適性水平存在相關性,另一方面,歷史人口又相對存在外生性。因此,選取地級市1990年的城市和農村人口規模作為主要回歸中的工具變量(不包括港澳臺)。由于使用了面板固定效應,直接將1990年的人口規模作為工具變量無法產生時間上的變異性,因此,借鑒劉勇政和李巖(2017)對工具變量的處理,將地級市1990年的城市和農村人口規模與年份的交互項作為工具變量[29]。

(三)數據來源與描述性統計

本文所采用的數據主要為2003—2019年城市層面數據,被解釋變量、核心解釋變量及城市特征控制變量來源為歷年的《中國城市統計年鑒》《中國城市建設統計年鑒》、各省份統計年鑒、Wind數據平臺。使用貨幣金額衡量的數據均以2003年為基期,根據各市所在省份的城市居民消費價格指數進行平減處理,以消除價格影響。本文的主要變量定義及其描述性統計如表2所示。

表2 主要變量定義及其描述性統計

四、實證結果分析

(一)基準回歸結果

本部分對城市舒適性對城鄉消費差距的影響進行了實證檢驗,回歸結果如表3所示。其中,表3的序列(1)～(4)的城市舒適性代理變量使用平均賦權法計算,序列(5)～(8)的城市舒適性代理變量使用熵權法計算,序列(1)～(2)、序列(5)～(6)采取面板固定效應回歸,序列(3)～(4)、序列(7)～(8)采取工具變量法回歸。由表3的序列(1)、(5)可知,在只控制了城市固定效應和年份固定效應的情況下,使用平均賦權法和熵權法計算的城市舒適性對城鄉消費差距的影響系數均在1%水平上顯著為負,在進一步引入控制變量后,序列(2)、(6)的結果表明,城市舒適性對城鄉消費差距的影響系數均在5%水平上仍顯著為負,表明城市舒適性水平的上升有可能縮小城鄉消費差距,從而驗證了本文理論模型所提出的命題1。而序列(3)～(4)、序列(7)～(8)的回歸結果顯示,在采取了工具變量法回歸后,城市舒適性對城鄉消費差距的影響系數仍在1%水平上顯著為負,表明在考慮了內生性問題后,城市舒適性水平的上升仍會縮小城鄉消費差距。同時,序列(3)～(4)的弱識別檢驗Cragg-Donald Wald F統計量分別為236.5和159.1,識別不足檢驗Anderson canon LM統計量分別為211.9和148.1;序列(7)～(8)的弱識別檢驗Cragg-Donald Wald F統計量分別為254.6和168.4,識別不足檢驗Anderson canon LM統計量分別為226.2和156。表明本文所選取的1990年的城市人口作為工具變量不存在弱工具變量問題,工具變量選擇較為合理。此外,在控制變量方面,序列(2)、(6)中零售企業數量對城鄉消費差距的影響系數均在1%水平上顯著為負,這可能意味著,當城市零售企業數量較多的情況下,更多的本地化銷售企業能夠讓農村居民獲得更多的消費便利,從而縮小城鄉消費差距。

表3 城市舒適性對城鄉消費差距影響的基準回歸結果

(二)穩健性檢驗

在穩健性檢驗中,本文采取替換變量法,采取城鄉消費差距的泰爾指數作為代理變量,進一步檢驗城市舒適性對城鄉消費差距的影響,如表4所示。與基準回歸類似,表4的序列(1)～(4)的城市舒適性代理變量使用平均賦權法計算,序列(5)～(8)的城市舒適性代理變量使用熵權法計算,序列(1)～(2)和序列(5)～(6)采取面板固定效應回歸,序列(3)～(4)和序列(7)～(8)采取工具變量法回歸。由表4的序列(1)～(2)和序列(5)～(6)的回歸結果可以看出,在替換了被解釋變量的情況下,城市舒適性對城鄉消費差距泰爾指數的影響系數仍顯著為負。而序列(4)、(8)表明,在考慮內生性問題,并加入控制變量的情況下,城市舒適性對城鄉消費差距泰爾指數的影響系數同樣顯著為負,且弱識別檢驗Cragg-Donald Wald F統計量分別為146.5和153.2,識別不足檢驗Anderson canon LM統計量分別為136.1和141.8,同樣表明工具變量不存在識別不足問題和弱識別問題。因此,表4的回歸結果表明,在使用泰爾指數作為城鄉消費差距代理變量的情況下,城市舒適性水平的上升仍將促進城鄉消費差距的縮小,本文的實證結果總體上較為穩健。

此外,考慮到城市舒適性的內涵與城市公共服務水平存在一定的關聯性,在穩健性檢驗中還進一步控制了城市的公共支出水平,以考察其對本文結論的影響,如表5所示。其中,表5的序列(1)～(2)和序列(5)～(6)為控制總公共支出水平后的回歸結果,序列(3)～(4)和序列(7)～(8)為控制教育、科技、社保和醫療支出后的回歸結果。從表5可以看出,城市舒適性對城鄉消費差距的影響總體上仍顯著為負,表明在考慮不同類型公共支出水平的影響后,本文實證結果較為穩健。

表5 穩健性檢驗——控制公共支出

(三)作用機制分析

在以上實證分析中,檢驗了城市舒適性對城鄉消費差距的影響,從而驗證了本文理論模型部分所提出的命題1,即城市舒適性水平的上升將促進城鄉消費差距的縮小。以下將進一步討論城市舒適性影響城鄉消費差距的作用機理。

本文分別就城市舒適性對城市居民消費支出和農村居民消費支出的影響展開分析,如表6所示。其中,表6的序列(1)～(4)分別匯報了使用面板固定效應回歸和使用1990年農村人口作為工具變量回歸時城市舒適性對城市居民消費支出的影響,序列(5)～(8)分別匯報了使用面板固定效應回歸和工具變量回歸時城市舒適性對農村居民消費支出的影響。表6的序列(1)～(4)的回歸結果顯示,城市舒適性對城市居民消費支出的影響并不顯著,表明城市舒適性水平的上升并不能對城市居民消費支出情況產生確切影響;而序列(5)～(8)的回歸結果則顯示城市舒適性對農村居民消費支出的影響顯著為正,表明城市舒適性水平的上升能夠顯著促進農村居民消費支出的增加。同時,序列(3)～(4)和序列(7)～(8)的弱識別檢驗和識別不足檢驗結果也表明基本不存在弱工具變量問題。因此,將表6的回歸結果與表3的基準回歸結果相結合后可以看出,城市舒適性更多地通過促進農村居民消費來實現對城鄉消費差距的縮小,從而驗證了本文理論部分所得出的命題2。

表6 城市舒適性對城鄉消費差距的影響機制分析——對城鄉消費水平的影響

表7和表8則分別討論了城市舒適性對房價、收入和集聚水平的影響,以進一步驗證本文理論模型部分的推論。如表7所示,序列(1)～(2)匯報了城市舒適性對商品房價格的影響,序列(3)～(4)匯報了城市舒適性對住宅價格的影響,序列(5)～(6)則給出了城市舒適性對居民工資水平的影響。由表7的序列(1)～(4)的回歸結果可以看出,城市舒適性對商品房價格和住宅價格的影響均顯著為正,表明城市舒適性水平的上升將促進房價上升;由序列(5)～(6)的回歸結果則可看出,城市舒適性對居民工資水平的影響顯著為正,表明城市舒適性水平的上升將促進收入水平上升,從而驗證了本文理論模型推論中有關城市舒適性對房價和收入影響的討論。并且這一結果也與城市經濟學中有關城市舒適性對房價等因素影響的討論相吻合。

表7 城市舒適性對城鄉消費差距的影響機制分析——對房價和收入水平的影響

表8 城市舒適性對城鄉消費差距的影響機制分析——對集聚水平的影響

而在城市舒適性對集聚的影響方面,如表8所示,序列(1)～(2)匯報了城市舒適性對人口地理集聚的影響,序列(3)～(4)匯報了城市舒適性對由E-G指數所表示的產業集聚水平的影響。與表7類似,城市舒適性對人口集聚和產業集聚水平的影響均顯著為正,表明城市舒適性水平的上升將產生較為明顯的集聚效應,這也與本文理論模型推論中的相關內容相吻合?？赡茉蛟谟?隨著城市舒適性水平的上升,同等條件下居民所獲得的效用水平上升,從而吸引居民流向該城市,引起人口集聚水平的上升。另一方面,人口在城市中集聚所產生的集聚效應提高了生產效率,而這也帶來了產業集聚水平的上升。

(四)進一步擴展分析——不同類型城市舒適性對城鄉消費差距的影響

以上通過構建城市舒適性評價指標體系,從總體層面上討論了城市舒適性水平對城鄉消費差距的影響和機制,以下將進一步從城市舒適性內涵角度出發,探討不同類型城市舒適性對城鄉消費差距的影響。

本文分別分析了城市舒適性的五個一級指標對城鄉消費差距的影響,如表9所示(1)本文在這一部分所使用的五個一級指標下的城市舒適性是基于平均賦權法計算得出的。。其中,表9的序列(1)～(5)分別代表環境、市政、出行、教育、醫療舒適性對城鄉消費差距的影響。由表9的回歸結果可知,環境舒適性對城鄉消費差距的影響在1%的水平上顯著為負。這可能是因為,城市環境舒適性的水平較高時,能夠吸引更多的居民從其他地區集聚到城市中,并提升城市居民對服務型消費等更高層次需求消費的支付意愿,從而增加城市居民的消費水平,進而擴大城鄉消費差距。出行舒適性對城鄉消費差距的影響則在1%的水平上顯著為負,可能是由于交通出行便利性的增加,農村居民前往城市進行消費的成本降低,從而促進農村居民更多的前往城市消費,進而增加農村居民消費支出,縮小了城鄉消費差距。教育舒適性對城鄉消費差距的影響在1%水平上顯著為正,這可能是因為,教育具有一定的人力資本投資屬性,教育便利性的增加可能會增加居民為子女教育而進行的當期儲蓄行為,而農村居民因收入水平相對城市居民較低,為教育投資而增加的儲蓄行為將產生更多的對消費的擠出,從而擴大了城鄉消費差距。市政、醫療舒適性對城鄉消費差距的影響則相對不顯著。

而在不同類型城市舒適性對城市消費水平和農村消費水平的影響方面,如表10所示,環境舒適性對城市居民消費支出的影響在5%水平上顯著為正,出行舒適性對農村居民消費支出的影響系數在1%水平上顯著為正,教育舒適性對農村居民消費支出的影響在10%水平上顯著為負。結合表9的回歸結果可知,環境舒適性促進了城市居民消費支出的增加,進而擴大了城鄉消費差距;出行舒適性促進了農村居民消費支出的增加,從而縮小了城鄉消費差距;教育舒適性抑制了農村居民消費支出,從而擴大了城鄉消費差距。這些舒適性對城市、農村居民消費水平的差異化影響也印證了前文有關不同類型城市舒適性對城鄉消費差距影響原因的假設。

表10 不同類型城市舒適性對城鄉消費水平的影響

五、結論與政策啟示

本文構建了一個包含城市舒適性和農村居民進城務工決策的城鄉兩部門模型,并利用2003—2019年地級市層面的面板數據,從理論和實證角度研究了城市舒適性對城鄉消費差距的影響及其作用機制。實證結果表明,在利用工具變量法,并控制了城市特征變量、城市和年份的固定效應后,城市舒適性的提升能夠促進城鄉消費差距的縮小,且這一過程主要通過提升農村居民消費水平實現,從而驗證了理論模型的相關命題。本文的主要發現是,城市舒適性水平對城鄉消費差距有著顯著的縮小作用,且這一實證結果在調整城市舒適性指標賦權方法、使用工具變量控制內生性、使用城鄉消費差距的泰爾指數作為替換變量的情況下仍然穩健;城市舒適性主要通過促進農村居民消費水平的提升來縮小城鄉消費差距;城市舒適性水平的上升會促進房價、居民工資收入水平和城市集聚水平的上升,這可能是城市舒適性影響城鄉消費差距的更深層次作用機制;在不同類型的城市舒適性中,出行舒適性可能是縮小城鄉消費差距的最主要推動力,而環境舒適性則可能對城市居民消費產生促進作用,進而使城鄉消費差距擴大。

針對研究結論,本文的政策啟示為：(1)地方政府在進行公共財政支出時,需要充分考慮公共財政支出對城市舒適性的影響,推進城市舒適性水平的上升,從而有助于發揮城市舒適性對提升居民生活質量、縮小城鄉居民消費差距的作用,進而推動城鄉融合發展。(2)在實施擴大內需、促進消費舉措的過程中,應立足于當地發展特征,有針對性地提升相應的城市舒適性。如在城鎮化水平較高的地區,宜推動城市環境舒適性的提升,進而提升城市居民的消費支付意愿,實現擴大消費;而在農村居民較多的地區,則應通過建設基礎設施、公共交通等方式提升居民出行便利性,降低居民消費過程中的出行成本,從而實現消費活力的上升。(3)在提升城市舒適性的過程中,應注重與之相匹配的房地產調控政策的實施,以實現城市發展在房價和集聚效應間的平衡,避免因房價的上漲而導致居民消費的擠出。