中國(guó)居民家庭消費(fèi)支出的極化測(cè)度及分解

陳銘聰，程振源

（1.廈門(mén)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建 廈門(mén) 361005；2.華南師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，廣東 廣州 510006）

一、引言

十九大報(bào)告指出，完善促進(jìn)消費(fèi)的體制機(jī)制，增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用。近年，政府出臺(tái)了一系列政策以解決居民消費(fèi)不足的“頑疾”。2018 年9 月，中共中央、國(guó)務(wù)院印發(fā)《關(guān)于完善促進(jìn)消費(fèi)體制機(jī)制進(jìn)一步激發(fā)居民消費(fèi)潛力的若干意見(jiàn)》和《完善促進(jìn)消費(fèi)體制機(jī)制實(shí)施方案（2018—2020 年）》，對(duì)居民消費(fèi)提質(zhì)升級(jí)起到了促進(jìn)作用。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2019 年全國(guó)居民人均消費(fèi)支出達(dá)21 559元，首次超過(guò)2 萬(wàn)元，名義增長(zhǎng)8.6%?？梢?jiàn)，我國(guó)居民消費(fèi)正持續(xù)升級(jí)，生活質(zhì)量穩(wěn)步提升。十九屆五中全會(huì)提出“要暢通國(guó)內(nèi)大循環(huán)，促進(jìn)國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)，全面促進(jìn)消費(fèi)，拓展投資空間”。要暢通“循環(huán)”，就要打通生產(chǎn)、分配、流通、消費(fèi)的堵點(diǎn)和梗阻，注重?cái)U(kuò)大居民消費(fèi)和推動(dòng)消費(fèi)升級(jí)，推動(dòng)構(gòu)建新發(fā)展格局（王一鳴，2020）[1]。

但是，由于我國(guó)城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)差異、貧富差距、供給側(cè)與需求側(cè)不匹配等系統(tǒng)性因素的存在，居民消費(fèi)領(lǐng)域仍然面臨著不平衡不充分的發(fā)展問(wèn)題。經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的同時(shí)，居民福利不平等逐漸凸顯。如果不平等的程度過(guò)高，則不利于經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展，削弱廣大人民群眾的獲得感與幸福感（何立新和潘春陽(yáng)，2011；申云和賈晉，2016；楊晶等，2019）[2-4]。除了不平等現(xiàn)象，極化現(xiàn)象（Polarization）也不可被忽視。當(dāng)一個(gè)經(jīng)濟(jì)體出現(xiàn)嚴(yán)重的極化時(shí)，不同群體相互形成對(duì)抗，從而有可能爆發(fā)社會(huì)沖突，不利于社會(huì)的和諧發(fā)展（Esteban and Ray，1999）[5]。因此，選擇合理的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)對(duì)極化進(jìn)行測(cè)度，與測(cè)度不平等有著同樣重要的意義，值得高度關(guān)注和深入研究。

不平等測(cè)度指標(biāo)本質(zhì)上測(cè)度的是某群體消費(fèi)分布的離散程度，刻畫(huà)了所有個(gè)體與總體均值的平均偏離程度，而極化測(cè)度指標(biāo)更多地強(qiáng)調(diào)個(gè)體在局部的聚集程度以及群體之間的對(duì)抗程度。給定某群體的福利指標(biāo)數(shù)據(jù)，不平等指標(biāo)是群內(nèi)福利差距的增函數(shù)，而極化指標(biāo)是群內(nèi)福利差距的減函數(shù)，可見(jiàn)兩種指標(biāo)數(shù)值的變動(dòng)方向與居民福利差距變動(dòng)方向并不一致?？赡艽嬖谶@樣的一種場(chǎng)景，當(dāng)給定兩組不同的數(shù)據(jù)，即使兩者的基尼系數(shù)相等，但兩者的極化指標(biāo)數(shù)值卻可能不相等。Wolfson（1994）[6]指出，測(cè)度不平等的指標(biāo)主要遵循庇古-道爾頓（Pigou-Dalton）公理，福利從較富有者向較貧困者轉(zhuǎn)移時(shí)，總體的不平等程度會(huì)降低。但是，極化測(cè)度指標(biāo)并沒(méi)有遵循該公理，而是將更多的關(guān)注點(diǎn)放在捕捉可能存在的群聚現(xiàn)象上。由于不平等指數(shù)不能完全反映居民消費(fèi)分布的變化情況，視角較為單一，在分析居民消費(fèi)不平等時(shí)應(yīng)結(jié)合極化測(cè)度作進(jìn)一步的探討。

本研究的創(chuàng)新之處在于對(duì)消費(fèi)極化現(xiàn)象的多角度審視。在測(cè)度總體消費(fèi)極化的基礎(chǔ)上，利用極化測(cè)度指標(biāo)優(yōu)良的可分解特性，從城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、區(qū)域特征和家庭消費(fèi)構(gòu)成要素這三方面對(duì)極化的測(cè)度結(jié)果作進(jìn)一步的定量分析，深入、系統(tǒng)地揭示我國(guó)居民消費(fèi)極化的結(jié)構(gòu)特征，從而為“國(guó)內(nèi)大循環(huán)”戰(zhàn)略實(shí)施以及扎實(shí)推進(jìn)共同富裕提供有益的政策參考。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）居民消費(fèi)支出的不平等

消費(fèi)不平等問(wèn)題受到了大量學(xué)者的關(guān)注，且主要集中在對(duì)其測(cè)度和考察可能的成因兩個(gè)方面。在消費(fèi)不平等測(cè)度方面，Cai 等（2010）[7]基于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局1992—2003 年的數(shù)據(jù)，使用變異系數(shù)、基尼系數(shù)、泰爾熵指數(shù)等測(cè)度指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)城市居民的收入和消費(fèi)不平等都在擴(kuò)大，且較高收入群體的收入和消費(fèi)經(jīng)歷了較快的增長(zhǎng)。鄒紅等（2013）[8]選擇對(duì)數(shù)方差、基尼系數(shù)和分位數(shù)之比測(cè)度耐用品消費(fèi)不平等，發(fā)現(xiàn)1989—2009 年期間我國(guó)耐用品消費(fèi)不平等一直大于收入不平等，但消費(fèi)不平等在逐步下降。孫豪和毛中根（2017）[9]基于泰爾指數(shù)的分解性質(zhì)，從城鄉(xiāng)、區(qū)域、省際等角度出發(fā)，測(cè)度了2005—2014 年不同維度的不平等程度及其對(duì)總體消費(fèi)不平等的貢獻(xiàn)率。類似地，張楠和韓秀蘭（2020）[10]構(gòu)造辛格指數(shù)測(cè)度居民消費(fèi)不平等，并分析了城鄉(xiāng)以及分項(xiàng)消費(fèi)對(duì)不平等的貢獻(xiàn)率。以上研究都表明了我國(guó)存在嚴(yán)峻的消費(fèi)不平等現(xiàn)象，而消費(fèi)極化的變化趨勢(shì)及不同的群組特征則有待考察。目前我國(guó)正處于消費(fèi)升級(jí)階段，消費(fèi)升級(jí)越快，消費(fèi)的階層化就可能越明顯（林曉珊，2017）[11]。

在考察消費(fèi)不平等的成因方面，田青等（2008）[12]研究發(fā)現(xiàn)，教育、醫(yī)療以及購(gòu)房支出是導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民消費(fèi)差異擴(kuò)大的重要原因。曲兆鵬和趙忠（2008）[13]以對(duì)數(shù)值方差衡量不平等程度，實(shí)證結(jié)果表明教育和家庭規(guī)模是影響我國(guó)農(nóng)村消費(fèi)不平等的主要因素，老齡化所帶來(lái)的不平等效應(yīng)很小。楊繼東（2013）[14]通過(guò)城鎮(zhèn)居民調(diào)查數(shù)據(jù)，考察了不同收入組家庭之間的消費(fèi)不平等以及時(shí)間演變特征，發(fā)現(xiàn)臨時(shí)性收入不平等對(duì)消費(fèi)不平等具有重要影響。鄒紅和喻開(kāi)志（2013）[15]發(fā)現(xiàn)，隨著居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的改變，大宗消費(fèi)等享受型消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)加劇了城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)不平等。此外，提高地區(qū)公共轉(zhuǎn)移支付力度能夠有效縮小消費(fèi)不平等程度（周廣肅等，2020）[16]。

（二）居民消費(fèi)支出的極化

測(cè)度極化與測(cè)度不平等的研究有所不同，兩者之間的差異在一些文獻(xiàn)中得到了廣泛的討論，包括Foster 和Wolfson（1992）[17]、Esteban 和Ray（1994）[18]以及Esteban 等（2007）[19]?；谏鲜鏊悸罚延写罅康难芯筷P(guān)注居民在收入維度的極化特征，初步形成兩種分析收入極化的實(shí)證思路。第一種思路主要采用非參數(shù)核密度函數(shù)估計(jì)方法，然后根據(jù)樣本收入分布的形狀特征（“雙峰”或“多峰”）來(lái)判斷是否存在兩極或多極分化（徐現(xiàn)祥和王海港，2008；顧嚴(yán)和馮銀虎，2008；王朝明和李夢(mèng)凡，2013）[20-22]。第二種思路主要采用極化指數(shù)，比如洪興建和李金昌（2007）[23]、羅楚亮（2010）[24]以及汪晨等（2015）[25]采用不同極化指數(shù)系統(tǒng)考察了我國(guó)居民收入極化的特征。以上文獻(xiàn)實(shí)證結(jié)果均表明我國(guó)居民收入分布的極化程度比較嚴(yán)重，并且城鎮(zhèn)極化的上升速度高于農(nóng)村。羅楚亮（2018）[26]在前人基礎(chǔ)上將財(cái)產(chǎn)分布納入極化分析框架，發(fā)現(xiàn)我國(guó)居民財(cái)產(chǎn)分布的極化程度比收入分布的極化程度更高。

事實(shí)上，消費(fèi)維度比收入維度更能全面地刻畫(huà)居民福利狀況和資源稟賦的差異，并且具有更強(qiáng)的穩(wěn)定性和可測(cè)度性（Meyer and Sullivan，2011；鄒紅等，2013）[8,27]。但是，目前國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)對(duì)消費(fèi)維度的極化研究起步較晚，研究成果相對(duì)有限。魏下海等（2014）[28]采 用Wolfson 指 數(shù) 和DER （Duclos-Esteban-Ray）指數(shù)測(cè)度極化，研究發(fā)現(xiàn)1995—2007年期間我國(guó)城鎮(zhèn)居民的中等消費(fèi)群體比例不斷下降，消費(fèi)兩極化現(xiàn)象愈發(fā)嚴(yán)重。曹景林和邰凌楠（2015）[29]運(yùn)用消費(fèi)極化曲線（M 曲線）探究我國(guó)2010—2012 年中等收入群體人口分布特征及變動(dòng)情況，認(rèn)為從消費(fèi)視角測(cè)度極化比收入視角更為真實(shí)，從收入視角測(cè)算會(huì)低估中等收入群體的比重。Indra 等（2018）[30]考察了2002—2012 年期間印度尼西亞的消費(fèi)支出不平等與極化之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)觀測(cè)期內(nèi)兩者表現(xiàn)出共同的增長(zhǎng)趨勢(shì)。由于這些學(xué)者的研究還只是停留在測(cè)度極化指數(shù)的階段，因而只捕捉了極化指數(shù)動(dòng)態(tài)變化的過(guò)程，卻沒(méi)有對(duì)極化指數(shù)提煉更豐富的信息，比如可能的群組特征和要素構(gòu)成對(duì)總體極化的貢獻(xiàn)。

洪興建和董君（2020）[31]進(jìn)一步將居民交通通信支出納入到城鄉(xiāng)多維極化測(cè)度的分析框架中，靜態(tài)分解結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國(guó)居民“交通通信支出”的極化程度僅在極化程度最高的“財(cái)產(chǎn)”之后。但是，居民交通通信支出的極化并不能夠反映居民整體消費(fèi)支出以及分項(xiàng)支出的“全貌”，還應(yīng)作進(jìn)一步的考察。因此，本文以多個(gè)極化測(cè)度指數(shù)對(duì)我國(guó)家庭消費(fèi)支出的極化程度進(jìn)行測(cè)度，并結(jié)合Araar（2008）[32]所給出的DER指數(shù)分解框架，從城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、分區(qū)域以及消費(fèi)構(gòu)成要素三個(gè)角度對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)分布的DER 指數(shù)進(jìn)行分解，進(jìn)一步討論消費(fèi)分布極化的原因，以便制定出有針對(duì)性的政策措施，更有效地縮小消費(fèi)極化程度。

三、極化測(cè)度方法

（一）Wolfson 極化指數(shù)

第一個(gè)純極化指數(shù)是由Foster 和Wolfson（1992）[17]提出，用于研究?jī)蓸O分化現(xiàn)象。更準(zhǔn)確地說(shuō)，Wolfson 指數(shù)（W）是從洛倫茲（Lorenz）曲線推導(dǎo)出的，其值等于洛倫茲曲線與中值切線之間面積的兩倍。以f 表示消費(fèi)分布，L 表示洛倫茲曲線，Wolfson 指數(shù)的表達(dá)式如下：

其中，L（0.5）表示消費(fèi)最低的一半人口所占的消費(fèi)份額；μ 和m 分別代表平均消費(fèi)和中位數(shù)消費(fèi)；G 是基尼系數(shù)。Wolfson 指數(shù)主要的不足是它只能捕捉到中值點(diǎn)附近的兩極化的信息，因而其關(guān)注點(diǎn)在于兩組大小相等的群體上。

（二）EGR 指數(shù)

與Wolfson 指數(shù)不同的是，ER（Esteban-Ray）指數(shù)允許存在K 個(gè)不同大小的群組，且基于認(rèn)同-疏離框架（Esteban and Ray，1994）[18]。以yi表示第i 組的人均消費(fèi)，πi表示第i 組所占的人口份額并給定極化敏感性參數(shù)α，ER 指數(shù)可表示為：

當(dāng)α=0 時(shí)，ER 指數(shù)與基尼系數(shù)的值完全相同。但是，ER 指數(shù)的測(cè)度方法會(huì)損失組內(nèi)消費(fèi)分布的信息，于是Esteban 等（2007）[19]拓展了該指數(shù)。給定一個(gè)連續(xù)消費(fèi)分布f 和一個(gè)由分組產(chǎn)生的離散消費(fèi)分布ρ*，EGR（Esteban-Gradin-Ray）指數(shù)表示如下：

其中，β 為反映組內(nèi)聚集程度的敏感性參數(shù)。EGR 指數(shù)實(shí)際等于ER 指數(shù)減去由連續(xù)消費(fèi)分布f測(cè)算得到的基尼指數(shù)與劃分K 組的離散分布ρ*的基尼指數(shù)之間的差值?；贓GR 指數(shù)測(cè)度極化也存在不足，主要是由于群體劃分的任意性所致。

（三）DER 指數(shù)

在認(rèn)同/疏遠(yuǎn)框架的基礎(chǔ)上，Duclos 等（2004）[33]提出了新的極化測(cè)度指數(shù)——DER 指數(shù)。與EGR指數(shù)相比，DER 指數(shù)的優(yōu)點(diǎn)是它建立在連續(xù)分布的基礎(chǔ)上，不需要對(duì)消費(fèi)群體進(jìn)行分組處理。假設(shè)x 和y 分別為某兩人的消費(fèi)支出，f（x）、f（y）分別表示消費(fèi)為x、y 的密度函數(shù)，則DER 指數(shù)可表示為：

其中，α 為極化厭惡參數(shù)且定義在區(qū)間[0.25，1]內(nèi)，以使得DER 指數(shù)滿足極化公理（Duclos et al.，2004）[33]。為得到離散消費(fèi)情形下的DER 指數(shù)，采用非參數(shù)估計(jì)的方法，①以估計(jì)f（x）。此時(shí)，DER 指數(shù)的表達(dá)式為：

為了進(jìn)一步分析消費(fèi)極化現(xiàn)象，可對(duì)DER 指數(shù)做不同的分解。首先，DER（f^，α）可以被分解為認(rèn)同性、疏離性以及兩者的相關(guān)性。定義消費(fèi)支出為y 的某個(gè)體的認(rèn)同性為ια（y）=f（y）α，從而得到總體的平均認(rèn)同性為ια=∫f（y）1+αdy；定義消費(fèi)x 的個(gè)體對(duì)消費(fèi)y 的個(gè)體的疏離性為，則社會(huì)中所有人對(duì)消費(fèi)y 的該個(gè)體產(chǎn)生的疏離性為α（y）=∫f（x），從而得到總體的平均疏離性為α=∫∫f（x）f（y）dxdy。給定ρ 為疏離性與認(rèn)同性的標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)方差（Normalized Covariance）如下：

將平均認(rèn)同性、平均疏離性以及協(xié)方差三者的數(shù)理關(guān)系進(jìn)行整理，可得：

從式（7）中可以看出，極化效應(yīng)是社會(huì)群體中的認(rèn)同性、疏離性以及兩者相關(guān)程度同時(shí)作用的結(jié)果。如果衡量相關(guān)特征的ρ 沒(méi)有發(fā)生改變，當(dāng)某群體內(nèi)部消費(fèi)支出趨于同質(zhì)化（認(rèn)同性加強(qiáng)）且各群體消費(fèi)支出存在的差距拉大（疏離性加強(qiáng)）時(shí)，將導(dǎo)致極化程度的上升。值得注意的是，認(rèn)同性與疏離性的不同變化方向，往往會(huì)使得極化效應(yīng)增強(qiáng)、削弱或者保持不變。

參考Araar（2008）[32]給出的分解思路，本文從群組和消費(fèi)構(gòu)成要素兩個(gè)角度對(duì)DER 指數(shù)進(jìn)行分解?；谌航M的分解是為了考察組內(nèi)消費(fèi)極化和組間消費(fèi)極化分別對(duì)總體消費(fèi)極化的貢獻(xiàn)度，因此，定義φm與ψm分別為人群組m 的人口份額和消費(fèi)份額，則DER 指數(shù)可以分解為：

其中，式（8）右邊求和第一項(xiàng)為組內(nèi)極化成分（Within-group Component）。假定αm（x）為人群組m的疏離性，πm（x）表示人群組m 中消費(fèi)為x 附近的人群比例，則Rm可由以下公式求得：

式（8） 右邊第二項(xiàng)DER*為組間極化成分（Between-group Component）。當(dāng)忽略群體內(nèi)部的消費(fèi)極化時(shí)，即假設(shè)每個(gè)家庭的消費(fèi)支出與該家庭所在群組的平均消費(fèi)支出μm相等，DER=DER*。給定μ˙m=μm/μ，可得DER*的表達(dá)式為：

對(duì)于消費(fèi)構(gòu)成要素的分解，先假定消費(fèi)支出可分為k 個(gè)類別，每類占總消費(fèi)支出的份額為ψk。CPk是分項(xiàng)支出的擬極化指數(shù)（Pseudo-polarization Index）：

式（12）表明，每項(xiàng)消費(fèi)支出對(duì)極化的貢獻(xiàn)主要取決于其所占份額和擬極化指數(shù)。在此基礎(chǔ)上，如果某類型消費(fèi)支出對(duì)總體極化的相對(duì)貢獻(xiàn)低于其在總消費(fèi)中的份額，或者該成分的擬極化指數(shù)CPk低于總體DER 指數(shù)，則可視為去極化（Depolarization）。

四、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)與描述性統(tǒng)計(jì)

本文所使用的消費(fèi)數(shù)據(jù)來(lái)自北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）于2010 年展開(kāi)的“中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查”（CFPS）。該項(xiàng)大規(guī)模調(diào)查旨在通過(guò)跟蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)，反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷。CFPS 采用分層抽樣的方法，調(diào)查樣本覆蓋25 個(gè)省、市、自治區(qū)，具有很好的代表性。②與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的分類標(biāo)準(zhǔn)相同，CFPS 中的家庭總消費(fèi)由食品煙酒、衣著、醫(yī)療保健、家庭設(shè)備及日用品、交通通訊、文教娛樂(lè)、居?。ú缓?gòu)房支出）和其他商品及服務(wù)共八類消費(fèi)支出構(gòu)成。本文選用2010 年、2012 年、2014 年、2016 年、2018 年五期樣本調(diào)查數(shù)據(jù)，剔除消費(fèi)支出缺失的部分觀測(cè)值，得到各年度的全樣本數(shù)據(jù)。2010—2018年全樣本和分樣本的家庭人均消費(fèi)支出情況如表1所示。

表1 樣本家庭人均消費(fèi)支出情況

（續(xù)表1）

由表1 可見(jiàn)，2010—2018 年樣本家庭人均消費(fèi)支出水平呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，且各年數(shù)據(jù)與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局所公布的全國(guó)居民收支數(shù)據(jù)相近，具有較好的代表性。具體地，從2010 年的7 742.50 元增加到2018 年的18 043.26 元，年平均增長(zhǎng)率達(dá)到11.15%，但逐年的增長(zhǎng)速度有所放緩。以城鄉(xiāng)視角來(lái)看，農(nóng)村居民消費(fèi)支出年增長(zhǎng)率為11.07%，超過(guò)了城鎮(zhèn)居民的10.74%，可見(jiàn)農(nóng)村居民在消費(fèi)市場(chǎng)的活力日益體現(xiàn)。不可忽視的是，城鎮(zhèn)與農(nóng)村消費(fèi)支出水平差距仍然明顯，2012 年城鄉(xiāng)消費(fèi)支出比值最低，卻依然為1.79，2016 年更是達(dá)到2.11。分區(qū)域來(lái)看，各地區(qū)居民消費(fèi)水平和增長(zhǎng)速度均體現(xiàn)出明顯的差異。其中，東部地區(qū)和東北部地區(qū)的消費(fèi)水平明顯高于中西部地區(qū)；西部地區(qū)的年平均增長(zhǎng)率最高，達(dá)到了13.74%，東部地區(qū)和中部地區(qū)次之，分別為11.34%和10.83%，東北部地區(qū)最低，只達(dá)到8.64%。然而，城鄉(xiāng)和分地區(qū)居民消費(fèi)支出所表現(xiàn)的異質(zhì)性是否在極化中仍然存在，需要作進(jìn)一步的考察。

（二）極化指數(shù)測(cè)度結(jié)果

表2 分別報(bào)告了我國(guó)分城鄉(xiāng)及全國(guó)的Wolfson指數(shù)、EGR 指數(shù)以及DER 指數(shù)。從結(jié)果來(lái)看，2010—2016 年期間我國(guó)居民家庭消費(fèi)支出的不同極化指數(shù)均呈現(xiàn)出上升趨勢(shì)。其中，衡量消費(fèi)兩極分化程度的Wolfson 指數(shù)從2010 年的0.384 上升到0.438，EGR指數(shù)從2010 年的0.188 上升到0.214，兩者同時(shí)增長(zhǎng)了近14%；衡量消費(fèi)多極分化程度的DER 指數(shù)（α=0.5）從0.253 上升至0.275，增長(zhǎng)了8.7%。三個(gè)極化指標(biāo)的持續(xù)上漲表明了這時(shí)期我國(guó)居民家庭消費(fèi)支出的極化現(xiàn)象有所加劇，③居民潛在的消費(fèi)活力并沒(méi)有得到有效激發(fā)。但是，在2018 年各類極化測(cè)度指數(shù)均呈現(xiàn)出一定程度的下降，暗示著“倒U 型”變化趨勢(shì)的出現(xiàn)?？赡艿慕忉屖?，2016—2018 年期間，互聯(lián)網(wǎng)商業(yè)模式逐漸成熟，數(shù)字經(jīng)濟(jì)蓬勃發(fā)展；通過(guò)打通地域限制、渠道限制，降低信息不對(duì)稱，打破價(jià)格不均衡等機(jī)制，互聯(lián)網(wǎng)商業(yè)改進(jìn)了大眾的消費(fèi)方式，從而刺激消費(fèi)需求，推動(dòng)消費(fèi)升級(jí)（張俊英等，2019）[34]。本文同樣以DER 指數(shù)測(cè)度了收入維度的極化程度，④發(fā)現(xiàn)極化程度在不斷攀升，由2010 年的0.279 上升至2018 年的0.312，該變化趨勢(shì)與消費(fèi)維度有所不同。根據(jù)永久性收入假說(shuō)（PIH），家庭居民的消費(fèi)行為主要取決于永久性收入，而不是暫時(shí)性收入。公眾可以通過(guò)借貸和儲(chǔ)蓄等手段在各期之間穩(wěn)定地消費(fèi)，即消費(fèi)具有“平滑機(jī)制”。因此，即使收入維度的極化在不斷加劇，消費(fèi)維度的極化程度仍然可能表現(xiàn)出下降趨勢(shì)，這與曲兆鵬和趙忠（2008）[13]測(cè)度我國(guó)農(nóng)村消費(fèi)不平等得出的結(jié)論類似。

表2 消費(fèi)極化測(cè)度結(jié)果

以城鄉(xiāng)視角來(lái)看，極化測(cè)度結(jié)果顯示城市地區(qū)消費(fèi)分布的Wolfson 指數(shù)從2010 年的0.359 上升到2016 年的0.399，增長(zhǎng)了11.14%；農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)分布的Wolfson 指數(shù)則從2010 年的0.360 上升到2016年的0.417，增長(zhǎng)了15.83%。這表明，不僅農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)兩極分化的程度比城鎮(zhèn)地區(qū)嚴(yán)重，而且增長(zhǎng)的幅度也比城鎮(zhèn)地區(qū)要大。然而，無(wú)論是從兩極化程度來(lái)看，還是從兩極化增長(zhǎng)幅度來(lái)看，城鄉(xiāng)在消費(fèi)維度與收入維度上均表現(xiàn)出一致的趨勢(shì)。對(duì)于消費(fèi)多極分化程度，城鄉(xiāng)并沒(méi)有表現(xiàn)出明顯的差異，2014—2018 年期間兩者的DER 指數(shù)都穩(wěn)定在0.26 附近。值得注意的是，魏下海等（2014）[28]針對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)極化研究發(fā)現(xiàn)，DER 指數(shù)從1995 年的0.205 大幅度上升至2007 年的0.24?？梢钥闯?，近十年來(lái)我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)多極分化有收斂的趨勢(shì)，并未出現(xiàn)極化大幅增加的情形。

（三）相關(guān)性分析

為探究消費(fèi)極化與消費(fèi)整體水平之間存在的關(guān)聯(lián)，將各年由25 省、市、自治區(qū)分別測(cè)度所得的極化指數(shù)與地區(qū)居民人均消費(fèi)支出進(jìn)行相關(guān)性分析，⑦如表3 所示。結(jié)果表明，無(wú)論采用何種指標(biāo)，居民消費(fèi)支出的極化與消費(fèi)支出水平呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的關(guān)系，過(guò)高的消費(fèi)極化不利于全社會(huì)福利水平的提升，而較低的社會(huì)福利水平也可能加劇居民消費(fèi)的極化程度。值得注意的是，兩者的負(fù)向影響程度在2014 年達(dá)到最高，各極化指標(biāo)與消費(fèi)支出的負(fù)相關(guān)關(guān)系均在10%的水平下顯著，而到2018 年兩者的負(fù)相關(guān)關(guān)系不再顯著。

表3 消費(fèi)極化相關(guān)性分析

已有研究表明我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)具有顯著的影響（朱琛，2012；胡日東等，2014）[35,36]?；诖?，本文就居民收入極化與消費(fèi)極化的動(dòng)態(tài)相關(guān)性進(jìn)行考察（如表3 所示），發(fā)現(xiàn)除了2018 年，其余樣本年份收入維度的極化與消費(fèi)支出的極化存在顯著的正向關(guān)聯(lián)性，可能意味著居民家庭在收入維度的極化能夠在一定程度上加劇消費(fèi)支出的極化。中等收入群體是我國(guó)推進(jìn)共同富裕的“基本盤(pán)”（劉培林等，2021）[37]，而收入極化所反映出的中等收入群體規(guī)模減少也關(guān)聯(lián)著“中端消費(fèi)群體”規(guī)模的減少，“收入降級(jí)、消費(fèi)降級(jí)”的潛在風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)當(dāng)引起充分的重視（李逸飛，2021）[38]。

五、極化指數(shù)分解

（一）認(rèn)同-疏離分解

進(jìn)一步考察極化中的疏離性和認(rèn)同性（如表4所示）。分解結(jié)果表明，2010—2016 年我國(guó)居民消費(fèi)支出極化程度的增加主要是由于疏離性成分（消費(fèi)不平等）的顯著上升，即居民消費(fèi)差距的不斷擴(kuò)大，而由于認(rèn)同性成分相對(duì)穩(wěn)定，在0.71～0.73 內(nèi)小范圍波動(dòng)，一定程度抵消或削減了疏離性成分增加對(duì)消費(fèi)極化所造成的影響，使得DER 指數(shù)的漲幅較為穩(wěn)定。2018 年，疏離性和認(rèn)同性相較于2016 年開(kāi)始小幅回落，因此DER 指數(shù)也有所下降。

表4 DER 指數(shù)的認(rèn)同-疏離分解

從城鄉(xiāng)分樣本來(lái)看，雖然兩者極化指數(shù)的數(shù)值大致相同，但城鎮(zhèn)消費(fèi)極化的疏離性低于農(nóng)村，認(rèn)同性高于農(nóng)村，且城鎮(zhèn)中疏離-認(rèn)同的負(fù)相關(guān)程度比農(nóng)村的程度要高。具體而言，2010—2018 年期間城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)的疏離性與認(rèn)同性變化有較多波動(dòng)，且兩種成分的變化趨勢(shì)基本一致。城鎮(zhèn)的疏離性在2016年達(dá)到最大值0.46，而認(rèn)同性也在2012 年達(dá)到最大值0.77。農(nóng)村家庭消費(fèi)極化的認(rèn)同性成分的貢獻(xiàn)自2012 年以來(lái)一直在減少，從0.69 下降為2018 年的0.66，說(shuō)明農(nóng)村家庭在其分組中的消費(fèi)支出變得更為分散，群組內(nèi)部家庭消費(fèi)支出的同質(zhì)性減少。但是，2010—2016 年間，即使農(nóng)村樣本認(rèn)同性成分相對(duì)穩(wěn)定甚至有所降低，但農(nóng)村家庭的消費(fèi)差距在不斷擴(kuò)大，疏離性成分由2010 年的0.42 上升至2016年的0.47，從而使得農(nóng)村家庭消費(fèi)極化程度上升了7.67%。

（二）城鄉(xiāng)分解

進(jìn)一步通過(guò)分解DER 指數(shù)來(lái)考察城鄉(xiāng)家庭消費(fèi)差距，評(píng)估組間和組內(nèi)差異對(duì)整體消費(fèi)不平等和極化的貢獻(xiàn)。組間成分衡量城鄉(xiāng)消費(fèi)差距對(duì)不平等和兩極分化的貢獻(xiàn)，而組內(nèi)成分則反映了城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)內(nèi)部的消費(fèi)差距，分解結(jié)果如表5 所示。

表5 居民家庭消費(fèi)DER 指數(shù)的城鄉(xiāng)分解

可以看出，消費(fèi)極化受到組間成分的影響略大，組間成分的相對(duì)貢獻(xiàn)一直維持在52%左右，表明城鄉(xiāng)地區(qū)之間存在的消費(fèi)差距是極化現(xiàn)象形成的重要因素。然而，城鄉(xiāng)內(nèi)部消費(fèi)差距的作用也不可忽視，組內(nèi)貢獻(xiàn)在48%上下波動(dòng)。2012 年后，組內(nèi)貢獻(xiàn)中城鎮(zhèn)地區(qū)的相對(duì)貢獻(xiàn)值開(kāi)始上升，而農(nóng)村地區(qū)的相對(duì)貢獻(xiàn)值開(kāi)始下降，且2018 年城鎮(zhèn)相對(duì)貢獻(xiàn)值（24.7%）已經(jīng)超過(guò)了農(nóng)村（22.8%）。

（三）區(qū)域分解

本文依照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的分類標(biāo)準(zhǔn)⑤對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行區(qū)域劃分。從分區(qū)域DER 指數(shù)的測(cè)算結(jié)果⑥可以看出消費(fèi)極化現(xiàn)象存在著顯著的區(qū)域異質(zhì)性。東部地區(qū)的消費(fèi)不平等和消費(fèi)極化程度最高，2016 年的疏離性成分為0.490，DER 指數(shù)為0.279；西部地區(qū)次之，2016 年的疏離性成分為0.480，DER 指數(shù)為0.273；中部地區(qū)和東北部地區(qū)的消費(fèi)不平等和消費(fèi)極化程度最低。除了東北部地區(qū)以外，2010—2016年期間東中西部地區(qū)消費(fèi)不平等以及極化現(xiàn)象加劇，其中，2012—2016 年期間的惡化程度最為嚴(yán)重。具體而言，2010—2016 年期間，西部地區(qū)的消費(fèi)不平等和消費(fèi)極化上升速度最為迅速，疏離性成分由0.415 上升到0.480，增加了15.58%，DER 指數(shù)由0.247 上升到0.273，增加了10.49%。東部地區(qū)次之，疏離性成分由0.438 上升到0.490，增加了11.86%，DER 指數(shù)由0.253 上升到0.279，增加了10.40%；中部地區(qū)增速相對(duì)平緩，疏離性成分由0.426 上升到0.467，增加了9.77%，DER 指數(shù)由0.251 上升到0.267，增加了5.6%；東北部地區(qū)增速最低，疏離性成分由0.407 上升到0.439，增加了7.87%，DER 指數(shù)由0.241 上升到0.251，增加了4.15%。但是，這四個(gè)地區(qū)在2018 年的極化程度都有所削弱，與總體樣本結(jié)論保持一致。

認(rèn)同-疏離的分區(qū)域分解結(jié)果表明，造成東部地區(qū)消費(fèi)極化程度高的主要原因是較高的疏離性和認(rèn)同性，且兩者的相關(guān)程度也是所有地區(qū)中最高的。2012—2018 年期間，中西部地區(qū)的認(rèn)同性相對(duì)穩(wěn)定，變化幅度為1 個(gè)百分點(diǎn)左右，而內(nèi)部消費(fèi)差距的擴(kuò)大對(duì)極化的影響較大。對(duì)于東北部地區(qū)，疏離性成分波動(dòng)較大，認(rèn)同性成分震蕩下行，因此DER 指數(shù)也處于不穩(wěn)定的狀態(tài)。

2010—2018 年居民家庭消費(fèi)DER 指數(shù)的區(qū)域分解結(jié)果如表6 所示，組間貢獻(xiàn)的相對(duì)值呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)，由2010 年的73.4%降為2018 年的72.4%，而組內(nèi)貢獻(xiàn)的相對(duì)值在逐年上升。從組內(nèi)貢獻(xiàn)來(lái)看，東部地區(qū)的極化對(duì)總體極化的相對(duì)貢獻(xiàn)最多且處于穩(wěn)定狀態(tài)，其值在11%上下波動(dòng)；西部地區(qū)的消費(fèi)極化上升速度最為迅速，對(duì)總體極化指數(shù)的絕對(duì)貢獻(xiàn)由0.019 上升至0.025，相對(duì)貢獻(xiàn)由7.7%升至9.5%；東北部地區(qū)的極化對(duì)總體極化的相對(duì)貢獻(xiàn)最少，基本穩(wěn)定在2%以下。

（四）消費(fèi)構(gòu)成要素分解

根據(jù)式（12）將DER 指數(shù)按消費(fèi)構(gòu)成要素分解，可得到八大類消費(fèi)類型的擬極化指數(shù)和對(duì)總體極化的相對(duì)貢獻(xiàn)，結(jié)果如表7 所示。2010—2018 年期間，食品煙酒和衣著的消費(fèi)份額保持穩(wěn)定，所占消費(fèi)份額由2010 年的39.2%下降到2018 年的34.9%，表明我國(guó)居民家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)在不斷優(yōu)化改善，我國(guó)消費(fèi)結(jié)構(gòu)正從商品消費(fèi)為主轉(zhuǎn)為商品消費(fèi)與服務(wù)消費(fèi)雙輪驅(qū)動(dòng)，大眾在物質(zhì)消費(fèi)的同時(shí)，更加注重精神層面的滿足。食品煙酒和衣著兩項(xiàng)消費(fèi)支出對(duì)總極化的相對(duì)貢獻(xiàn)只有30%左右，相應(yīng)的擬極化指數(shù)也低于總極化指數(shù)，可以認(rèn)為這兩項(xiàng)消費(fèi)支出是去極化的。居民的居住支出經(jīng)歷了大幅度的波動(dòng)，是主要的極化成分之一，與消費(fèi)不平衡的主要來(lái)源基本一致（李研和洪俊杰，2021）[39]。具體來(lái)看，該項(xiàng)支出在2010 年和2012 年所占消費(fèi)份額較低，只有6%左右，且對(duì)總體極化的相對(duì)貢獻(xiàn)并不算高（小于8%）。可在2014—2018 年期間，居住支出所占消費(fèi)份額一度達(dá)到16%～19%，對(duì)總體消費(fèi)的極化貢獻(xiàn)提高到了20%左右。對(duì)此可能的解釋是，近年來(lái)房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)行業(yè)的崛起，各地區(qū)的地價(jià)被不斷拉高，居民的住房租金也因此受到?jīng)_擊，從而造成了此類消費(fèi)的多極化。地價(jià)和房?jī)r(jià)的攀升除了影響居民家庭的居住支出，還進(jìn)一步影響其他分項(xiàng)支出（孫克，2012；孫偉增等，2020）[40,41]。對(duì)于生活用品及服務(wù)支出，2012—2018 年間其擬極化指數(shù)在所有消費(fèi)支出類型中是最高的，2016 年一度達(dá)到了0.352，并且其對(duì)總體極化的相對(duì)貢獻(xiàn)一直高于其所占消費(fèi)份額。這反映出近年來(lái)中高端家庭產(chǎn)生了更多的服務(wù)性消費(fèi)，而低收入群體需求相對(duì)不足，使得總體極化進(jìn)一步加劇。醫(yī)療保健、交通通信、教育文化娛樂(lè)這類非生活必需品的消費(fèi)支出所占消費(fèi)份額對(duì)總極化的相對(duì)貢獻(xiàn)較為穩(wěn)定，且變化趨勢(shì)也大致相同。體現(xiàn)為近年來(lái)居民普遍享受到了政府提供的基本公共服務(wù)，因此，這幾項(xiàng)支出的所占消費(fèi)份額及其對(duì)總消費(fèi)極化的貢獻(xiàn)并沒(méi)有大幅度的增加。

表7 分項(xiàng)家庭消費(fèi)支出DER 指數(shù)分解

六、結(jié)論及政策建議

充分探討當(dāng)下消費(fèi)多極分化水平，明晰形成極化背后的原因，尋找新的消費(fèi)增長(zhǎng)點(diǎn)，有助于激發(fā)我國(guó)的社會(huì)內(nèi)需能力，更好暢通“雙循環(huán)”，推進(jìn)共同富裕。本文使用2010—2018 年的CFPS 五期數(shù)據(jù)，以多個(gè)極化指數(shù)對(duì)我國(guó)家庭消費(fèi)極化程度進(jìn)行測(cè)度，并對(duì)DER 指數(shù)做了四個(gè)分解：認(rèn)同-疏離成分分解、城鄉(xiāng)分解、區(qū)域分解，以及支出結(jié)構(gòu)分解。研究發(fā)現(xiàn)：（1）2010—2018 年居民消費(fèi)維度的極化程度呈現(xiàn)出先上升后小幅下降的趨勢(shì)，不同于收入維度極化程度的不斷加劇，但兩者仍存在一定的正向關(guān)聯(lián)；（2）消費(fèi)極化程度的增加主要是由于疏離性成分的顯著上升，以及認(rèn)同性成分相對(duì)穩(wěn)定所致；（3）城鄉(xiāng)地區(qū)之間存在的消費(fèi)差距是極化現(xiàn)象形成的重要因素；（4）消費(fèi)極化現(xiàn)象存在著顯著的區(qū)域異質(zhì)性，西部地區(qū)的消費(fèi)不平等和消費(fèi)極化上升速度最為迅速，而東北部地區(qū)最低，西部地區(qū)對(duì)總體極化指數(shù)的絕對(duì)貢獻(xiàn)和相對(duì)貢獻(xiàn)一直在上升；（5）居住、生活用品及服務(wù)支出對(duì)總體消費(fèi)極化的貢獻(xiàn)最為顯著。

因此，我國(guó)居民家庭消費(fèi)不平等及極化程度仍然較高，提高中低收入群體的消費(fèi)水平對(duì)刺激消費(fèi)具有很大的潛力?；谝陨涎芯拷Y(jié)論，本文給出一些建議。（1）積極推進(jìn)收入分配制度改革，加快完善社會(huì)保障體系，提振居民消費(fèi)信心，合理引導(dǎo)居民消費(fèi)。擴(kuò)大中等消費(fèi)群體的規(guī)模和比重，使得收入和消費(fèi)的分布盡可能呈現(xiàn)出中間大、兩頭小的“橄欖狀”，從而緩解消費(fèi)不平等和極化現(xiàn)象。（2）統(tǒng)籌城鄉(xiāng)和區(qū)域的經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，提高市場(chǎng)化程度，穩(wěn)定物價(jià)水平，通過(guò)轉(zhuǎn)移支付、發(fā)放電子消費(fèi)券等手段提高落后地區(qū)的居民購(gòu)買(mǎi)力，從而降低城鄉(xiāng)與區(qū)域間的消費(fèi)差距。（3）降低地方政府“土地財(cái)政”的依賴程度，加大對(duì)中低收入群體住房和租房的補(bǔ)貼力度，合理控制房?jī)r(jià)的過(guò)快上漲，切實(shí)減輕居民的生活負(fù)擔(dān)。（4）統(tǒng)籌兼顧服務(wù)業(yè)的供給與需求，合理解決服務(wù)業(yè)“成本病”，讓服務(wù)惠及窮人。

注釋：

①這里選擇最優(yōu)帶寬h、高斯核函數(shù)K（·）。

②西藏、青海、新疆、寧夏、內(nèi)蒙古、海南、香港、澳門(mén)和臺(tái)灣暫未包含在內(nèi)。關(guān)于該項(xiàng)調(diào)查的更多細(xì)節(jié)，可參考網(wǎng)站http://www.isss.pku.edu.cn/cfps/。

③設(shè)置不同敏感性參數(shù)得到的極化指數(shù)變化趨勢(shì)一致，但限于篇幅，未在文中呈現(xiàn)。

④限于篇幅，文中并未呈現(xiàn)。

⑤詳見(jiàn)http://www.stats.gov.cn/ztjc/zthd/sjtjr/dejtjkfr/tjkp/201106/t20110613_71947.htm。

⑥限于篇幅，文中并未呈現(xiàn)。

⑦以恩格爾系數(shù)來(lái)反映居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的程度，發(fā)現(xiàn)消費(fèi)極化與居民結(jié)構(gòu)優(yōu)化的關(guān)系并不顯著。