空氣質(zhì)量改善能縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距嗎？

張斌 王琦

［摘?要］厘清空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響作用，有助于理解中國式現(xiàn)代化進(jìn)程中綠色發(fā)展與共同富裕目標(biāo)的協(xié)同推進(jìn)。從醫(yī)療和防御性支出、規(guī)避行為以及勞動(dòng)生產(chǎn)率等視角闡釋了空氣質(zhì)量影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的理論機(jī)制，并使用2005—2020?年中國省際面板數(shù)據(jù)對(duì)其影響作用進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：空氣質(zhì)量改善會(huì)顯著縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，這一結(jié)論在使用逆溫天數(shù)作為工具變量進(jìn)行內(nèi)生性處理，以及更換空氣污染物指標(biāo)、考慮空間自相關(guān)等方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立；該作用通過縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向差距以及城鄉(xiāng)居民收入差距兩條渠道產(chǎn)生；此外，空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響作用還存在空間溢出效應(yīng)。研究結(jié)果表明，推動(dòng)綠色發(fā)展改善空氣質(zhì)量，能夠縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，從而助力共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

［關(guān)鍵詞］綠色發(fā)展；空氣質(zhì)量；城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距；共同富裕；規(guī)避行為

［中圖分類號(hào)］??F1261；X51［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］??A［文章編號(hào)］?1673-0461（2024）02-0028-13

一、引言

黨的二十大報(bào)告指出，推動(dòng)綠色發(fā)展與實(shí)現(xiàn)共同富裕是中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的兩個(gè)重要內(nèi)容?［1］。那么這兩項(xiàng)內(nèi)容能否有機(jī)結(jié)合、協(xié)同推進(jìn)呢？或者說，綠色發(fā)展可否促進(jìn)共同富裕呢？這一問題的答案對(duì)于評(píng)估綠色發(fā)展的福利效應(yīng)具有重要意義。一方面，對(duì)于推動(dòng)綠色發(fā)展而言，改善空氣質(zhì)量是其關(guān)鍵目標(biāo)；另一方面，由于居民消費(fèi)直接體現(xiàn)了居民獲得的實(shí)際福利和效用水平，所以對(duì)于實(shí)現(xiàn)共同富裕而言，促進(jìn)居民消費(fèi)平等是其關(guān)鍵目標(biāo)和具體要求。此外，在中國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距過大是我國居民消費(fèi)不平等的典型特征。因此，本文具體以空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響作用為研究切入點(diǎn)，探討這一問題的答案。

自黨的十八大明確提出“綠色發(fā)展理念”以來，中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式由原來高能耗高污染的粗放式發(fā)展方式逐漸向綠色發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，并且已取得顯著成效，空氣質(zhì)量改善明顯［2］。比如，以霧霾污染為例，2021年我國PM25年均濃度由2015年的每立方米46微克下降到每立方米30微克?［3］。同時(shí)，近年來我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距呈現(xiàn)出逐漸減小的趨勢。國家統(tǒng)計(jì)局官方數(shù)據(jù)顯示，2010年全國城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出約為農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的3倍，而在2021年則下降為2倍。雖然越來越多的學(xué)者們開始關(guān)注空氣質(zhì)量或綠色發(fā)展的經(jīng)濟(jì)后果，但尚無文獻(xiàn)將我國空氣質(zhì)量的改善與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的縮小聯(lián)系起來。

鑒于此，本文從醫(yī)療和防御性支出、規(guī)避行為，以及勞動(dòng)生產(chǎn)率等視角系統(tǒng)闡釋了空氣質(zhì)量影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的理論機(jī)制，并使用2005—2020?年中國省際面板數(shù)據(jù)對(duì)此影響作用及其渠道進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)?？赡艿倪呺H貢獻(xiàn)在于：第一，系統(tǒng)性地梳理了空氣質(zhì)量影響居民消費(fèi)行為的相關(guān)理論，并結(jié)合城鄉(xiāng)居民的差異化特征，構(gòu)建出了空氣質(zhì)量通過城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向差距以及城鄉(xiāng)居民收入差距兩條渠道影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的理論機(jī)制；第二，在使用逆溫天數(shù)作為工具變量進(jìn)行內(nèi)生性處理，以及更換空氣污染物指標(biāo)、考慮空間自相關(guān)等方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，本文發(fā)現(xiàn)，空氣質(zhì)量改善會(huì)顯著縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，并且這一作用存在空間溢出效應(yīng)；第三，以空氣質(zhì)量改善對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的縮小作用為具體視角，對(duì)綠色發(fā)展可否促進(jìn)共同富裕這一問題給出了肯定的回答。

二、文獻(xiàn)綜述與理論分析

（一）文獻(xiàn)綜述與理論基礎(chǔ)

目前直接探討空氣質(zhì)量如何影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的文獻(xiàn)十分匱乏，但有三方面的文獻(xiàn)與本文密切相關(guān)，這些文獻(xiàn)為本文構(gòu)建空氣質(zhì)量影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的理論機(jī)制提供了借鑒與啟示。

首先與研究空氣質(zhì)量（空氣污染）如何影響居民消費(fèi)的文獻(xiàn)相關(guān)?？諝馕廴緦?duì)居民消費(fèi)的影響既有促進(jìn)的一方面，也有抑制的一方面。促進(jìn)作用體現(xiàn)在以下兩點(diǎn)：第一，空氣污染會(huì)損害居民的身心健康，從而對(duì)居民的醫(yī)療消費(fèi)支出產(chǎn)生正向作用?［4-6］；第二，空氣污染還會(huì)導(dǎo)致居民增加口罩、空氣凈化器以及健康保險(xiǎn)等防御性支出，以降低空氣污染帶來的健康風(fēng)險(xiǎn)?［7-10］。抑制作用則由居民對(duì)空氣污染的規(guī)避行為和環(huán)境效用產(chǎn)生。規(guī)避行為是指，當(dāng)居民逐漸認(rèn)識(shí)到空氣污染的負(fù)面影響時(shí)，居民會(huì)減少暴露在空氣污染環(huán)境中的時(shí)間，因此會(huì)減少外出［11-12］。居民外出活動(dòng)的減少會(huì)降低居民外出消費(fèi)的機(jī)會(huì)，從而降低居民消費(fèi)支出?［13-17］。環(huán)境效用實(shí)際上來自于解釋環(huán)境庫茲涅茨曲線的理論，該理論認(rèn)為，隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展所帶來的居民收入增加以及環(huán)境污染加劇，消費(fèi)的邊際效用將逐漸小于環(huán)境的邊際效用，此時(shí)居民愿意通過減少消費(fèi)來增加環(huán)境投資，從而換取環(huán)境的改善?［18-20］。實(shí)證研究表明，在總體層面上，空氣污染對(duì)居民總消費(fèi)支出表現(xiàn)為抑制作用?［21-22］。

其次與研究空氣質(zhì)量如何影響城鄉(xiāng)居民不平等的文獻(xiàn)相關(guān)，但這些文獻(xiàn)僅從城鄉(xiāng)居民收入差距的角度進(jìn)行了探討?［23-24］。此類文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)空氣污染擴(kuò)大了中國城鄉(xiāng)居民收入差距，并結(jié)合人力資本積累理論，從城鄉(xiāng)居民的人力資本投資差異視角對(duì)此擴(kuò)大作用進(jìn)行了解釋。不過，除了人力資本投資差異之外，這些文獻(xiàn)并未考慮城鄉(xiāng)居民在規(guī)避行為、防御性支出等方面的差異。

最后還與研究綠色發(fā)展如何影響共同富裕的文獻(xiàn)相關(guān)，這類文獻(xiàn)側(cè)重于闡述綠色發(fā)展影響共同富裕的機(jī)制。其關(guān)鍵機(jī)制主要包含兩個(gè)方面：一是綠色發(fā)展可通過推進(jìn)綠色分工、促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新、優(yōu)化分配格局以及擴(kuò)大就業(yè)等方式推動(dòng)居民收入增長與分配改善?［25-26］；二是綠色發(fā)展可通過改善生態(tài)環(huán)境增加居民的綠色財(cái)富價(jià)值，從而推動(dòng)生態(tài)共同富裕?［27-28］。

（二）空氣質(zhì)量影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的理論機(jī)制

本文將城鄉(xiāng)居民在經(jīng)濟(jì)水平、居住環(huán)境、勞動(dòng)技能以及受教育水平等方面的差異特征，與空氣質(zhì)量影響居民消費(fèi)與收入的理論機(jī)制相結(jié)合，系統(tǒng)闡述空氣質(zhì)量影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的理論機(jī)制。

1空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的直接影響機(jī)制

前文的文獻(xiàn)回顧和理論基礎(chǔ)表明，空氣質(zhì)量可通過醫(yī)療支出、防御性支出和規(guī)避行為直接影響居民消費(fèi)，而城鄉(xiāng)居民的差異特征會(huì)導(dǎo)致空氣質(zhì)量在這些方面對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)產(chǎn)生差異化影響。

第一，醫(yī)療支出和防御性支出差異。首先，城鎮(zhèn)地區(qū)相比農(nóng)村地區(qū)具有更豐富的醫(yī)療保健資源，所以城鎮(zhèn)居民相比農(nóng)村居民，接受醫(yī)療救助以及購買防御性產(chǎn)品和服務(wù)的時(shí)間與經(jīng)濟(jì)成本更低。其次，與農(nóng)村居民相比，城鎮(zhèn)居民受教育水平較高，對(duì)空氣污染帶來的健康風(fēng)險(xiǎn)具有更高的認(rèn)識(shí)；同時(shí)城鎮(zhèn)居民經(jīng)濟(jì)收入水平相比較高，所以進(jìn)行就醫(yī)和防御性消費(fèi)的意愿也較高。這兩方面的因素使得空氣污染對(duì)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療支出和防御性支出的促進(jìn)作用大于農(nóng)村居民。

第二，規(guī)避行為差異。由于居民消費(fèi)場所主要位于城鎮(zhèn)地區(qū)，尤其是服務(wù)業(yè)消費(fèi)，所以農(nóng)村居民外出消費(fèi)暴露在空氣污染中的時(shí)間比城鎮(zhèn)居民更長。另外，城鎮(zhèn)地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施與物流服務(wù)遠(yuǎn)比農(nóng)村地區(qū)發(fā)達(dá)，所以相比農(nóng)村居民，城鎮(zhèn)居民可以通過線上消費(fèi)替代部分外出消費(fèi)需求。因此，空氣污染通過規(guī)避行為對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的抑制作用大于城鎮(zhèn)居民。

綜上，空氣污染對(duì)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療支出和防御性支出的促進(jìn)作用大于農(nóng)村居民，同時(shí)對(duì)城鎮(zhèn)居民規(guī)避行為導(dǎo)致的抑制作用又小于農(nóng)村居民，這兩方面的作用都意味著空氣污染會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距產(chǎn)生正向影響。由于上述直接影響機(jī)制并不涉及空氣質(zhì)量對(duì)居民收入的影響，因此空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的直接影響機(jī)制實(shí)際上表現(xiàn)為空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向差距的影響。

2空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的間接影響作用

空氣質(zhì)量還會(huì)通過影響城鄉(xiāng)居民收入差距間接影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。相關(guān)研究表明空氣污染會(huì)通過影響勞動(dòng)人口身心健康降低其勞動(dòng)生產(chǎn)率，進(jìn)而降低其收入。對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的降低作用具體表現(xiàn)為三種途徑：第一，空氣污染會(huì)損害人們的身體健康，進(jìn)而通過破壞人力資本積累降低其勞動(dòng)生產(chǎn)率?［29-31］；第二，空氣污染會(huì)損害人們的心理健康?［32-33］，進(jìn)而導(dǎo)致勞動(dòng)者心理情緒低落，出現(xiàn)“出工不出力”的現(xiàn)象，從而降低勞動(dòng)生產(chǎn)率?［34-35］；第三，空氣污染會(huì)引起當(dāng)?shù)厝丝谙蛲膺w移，以及阻礙外來高人力資本人口流入，從而抑制本地人力資本積累，進(jìn)而降低當(dāng)?shù)卣w水平上的勞動(dòng)生產(chǎn)率?［36-41］。

與城鎮(zhèn)居民相比，有兩方面的原因使得農(nóng)村居民的勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)空氣質(zhì)量更加敏感，從而導(dǎo)致空氣污染會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民收入差距。一方面，農(nóng)村居民大多從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或者低技能勞動(dòng)，所以比城鎮(zhèn)居民更長時(shí)間暴露在室外的空氣污染中，其身心健康自然更容易受到空氣污染的損害。另一方面，受經(jīng)濟(jì)和教育水平約束，農(nóng)村居民對(duì)其健康人力資本的投資低于城鎮(zhèn)居民，從而加大城鄉(xiāng)居民勞動(dòng)生產(chǎn)率差異。此外，基于健康人力資本投資視角的一些實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，空氣污染確實(shí)會(huì)拉大城鄉(xiāng)居民收入差距?［23-24］。

3機(jī)制總結(jié)與研究假說

如圖1所示，以上理論分析表明，空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響機(jī)制可概括為兩條渠道：第一，空氣質(zhì)量改善通過影響城鄉(xiāng)居民醫(yī)療與防御性支出以及規(guī)避行為直接縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向差距；第二，空氣質(zhì)量改善通過勞動(dòng)生產(chǎn)率路徑縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，進(jìn)而間接縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。

圖1?空氣質(zhì)量影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的機(jī)制

據(jù)此，提出研究假說：空氣質(zhì)量改善有助于縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，并且這一作用通過縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向差距以及縮小城鄉(xiāng)居民收入差距兩條渠道產(chǎn)生。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一）基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定

依據(jù)前文理論分析，設(shè)定如下計(jì)量模型，考察空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響：

TCit=α0+α1AIRit+βXit+ui+γt+εit（1）

式（1）中，被解釋變量TCit為i地區(qū)t年的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，以泰爾指數(shù)方式計(jì)算得出；核心解釋變量AIRit為i地區(qū)t年的空氣質(zhì)量；Xit為表征地區(qū)經(jīng)濟(jì)特征以及氣象特征的控制變量。為減緩異方差影響，所有水平控制變量都取對(duì)數(shù)，ui和γt分別為地區(qū)和時(shí)間固定效應(yīng)，εit為誤差項(xiàng)。需要說明的是，由于理論分析表明城鄉(xiāng)居民收入差距是空氣污染導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距發(fā)生變化的關(guān)鍵渠道，因此，基準(zhǔn)回歸模型中的控制變量并未包含城鄉(xiāng)居民收入差距，而是在渠道檢驗(yàn)部分再將其加入。使用省級(jí)層面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，因此i為省份，共包括31個(gè)省、自治區(qū)、直轄市，不包括港澳臺(tái)地區(qū)；時(shí)間t為?2005—2020?年。

（二）變量選取

1被解釋變量

城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距（TC）。城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距通常使用城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出比值與泰爾指數(shù)兩種方式來衡量。與比值法相比，泰爾指數(shù)法考慮了城鄉(xiāng)人口數(shù)量結(jié)構(gòu)的變化。考慮到在樣本時(shí)間范圍內(nèi)我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程較快，城鄉(xiāng)人口結(jié)構(gòu)發(fā)生了重大變化，因此，本文參照徐敏和姜勇（2015）［42］的研究

，以泰爾指數(shù)方式來衡量城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，并以城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出比值進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距可表示為：

TCt=∑2j=1CjtClnCjtC/PjtP（2）

式（2）中，j=1，2，分別表示城鎮(zhèn)和農(nóng)村，Cjt表示第t期城鎮(zhèn)（j=1）或農(nóng)村（j=2）居民總消費(fèi)支出，Ct為城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民總消費(fèi)之和；Pjt表示第t期城鎮(zhèn)或農(nóng)村居民總?cè)丝跀?shù)，Pt為城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民總?cè)丝跀?shù)之和。

2核心解釋變量

空氣質(zhì)量（AIR）。根據(jù)中國環(huán)境監(jiān)測總站網(wǎng)站的數(shù)據(jù)①，以PM25為代表的霧霾污染物是我國近年內(nèi)最主要的空氣污染物，并且相比于其他空氣污染物，霧霾污染更容易被居民感知到，故其更容易影響居民的生活與消費(fèi)行為。因此，以各省的PM25年均濃度表征空氣質(zhì)量水平，并在后文中使用另外兩種主要空氣污染物二氧化硫（SO2）與氮氧化物（NOx）排放量作為空氣質(zhì)量的其他代理變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。常用的PM25數(shù)據(jù)有兩類，一類是地面監(jiān)測站點(diǎn)匯報(bào)的實(shí)時(shí)數(shù)據(jù)，另一類是衛(wèi)星監(jiān)測數(shù)據(jù)，學(xué)者們認(rèn)為衛(wèi)星監(jiān)測數(shù)據(jù)屬于面源數(shù)據(jù)，比地面監(jiān)測數(shù)據(jù)能更全面地代表一個(gè)地區(qū)的霧霾污染水平?［43-44］。因此本文使用PM25的衛(wèi)星監(jiān)測數(shù)據(jù)計(jì)算各省份的PM25年均濃度。基礎(chǔ)數(shù)據(jù)源于美國哥倫比亞大學(xué)社會(huì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)與應(yīng)用中心公布的全球PM25年均濃度衛(wèi)星監(jiān)測數(shù)據(jù)，利用ArcGIS軟件，結(jié)合中國省級(jí)區(qū)域劃分矢量圖從該數(shù)據(jù)中提取出各省的PM25年均濃度，并取對(duì)數(shù)得到核心解釋變量空氣質(zhì)量，并且該值越大表示空氣質(zhì)量越差。

3控制變量

首先，選擇表征地區(qū)經(jīng)濟(jì)特征的控制變量：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pgdp），以人均GDP作為代理變量；城鎮(zhèn)化率（czhl），使用城鎮(zhèn)常住人口比重表示；財(cái)政支出?（czzc），以地方政府一般公共預(yù)算支出占GDP的比重衡量；老年撫養(yǎng)比（lnfy），以65歲以上人口占比作為老年撫養(yǎng)比；第三產(chǎn)業(yè)占比（dszb），以第三產(chǎn)業(yè)占比衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，并以第三產(chǎn)業(yè)行業(yè)增加值除以GDP得到；交通基礎(chǔ)設(shè)施（jtss），以每萬人萬平方公里公路里程表示；醫(yī)療資源（ylzy），用每千人口醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)來代表各地區(qū)的醫(yī)療設(shè)施水平。

其次，除了空氣質(zhì)量之外，氣候因素也會(huì)影響居民的工作效率以及外出意愿，從而影響居民消費(fèi)。因此，為進(jìn)一步緩解遺漏變量問題，加入表示地區(qū)氣候特征的控制變量：年度平均氣溫（qw）、年降水量（js），以及年平均風(fēng)速（fs）。以上數(shù)據(jù)通過將各省份所包含的所有氣象監(jiān)測點(diǎn)的數(shù)據(jù)平均得到。

4工具變量

逆溫天數(shù)比例（nwts）。在后文的內(nèi)生性處理部分，以一年當(dāng)中逆溫天數(shù)的比例作為空氣質(zhì)量的工具變量。在氣象學(xué)中，大氣的溫度通常隨著高度的上升而下降，但是在異常情況下，會(huì)出現(xiàn)大氣溫度隨高度增加而升高的反常現(xiàn)象，這一現(xiàn)象被稱之為逆溫現(xiàn)象。參照相關(guān)研究［5，45-46］，使用美國國家航空航天局（NASA）提供的大氣溫度數(shù)據(jù)來計(jì)算逆溫天數(shù)指標(biāo)②，如果一天當(dāng)中出現(xiàn)第二層（320米）空氣溫度高于第一層（110米）空氣溫度的情況，就計(jì)該日為逆溫天。先計(jì)算每個(gè)地級(jí)市一年內(nèi)的逆溫天數(shù)，然后按省進(jìn)行平均，得到每個(gè)省份一年內(nèi)的逆溫天數(shù)，再除以全年總天數(shù)得到逆溫天數(shù)比例。

5渠道變量

城鄉(xiāng)居民收入差距（TI），以泰爾指數(shù)方式來衡量城鄉(xiāng)居民收入差距。城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向差距（DCP），以居民消費(fèi)支出與居民可支配收入的比值表示居民（平均）消費(fèi)傾向，然后以城鎮(zhèn)居民消費(fèi)傾向與農(nóng)村居民消費(fèi)傾向之比作為城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向差距的代理變量。

（三）數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計(jì)描述

地區(qū)經(jīng)濟(jì)特征以及城鄉(xiāng)居民人均可支配收入與人均消費(fèi)支出原始數(shù)據(jù)來源于各省的統(tǒng)計(jì)年鑒、《中國交通運(yùn)輸統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國衛(wèi)生健康統(tǒng)計(jì)年鑒》，以及EPS數(shù)據(jù)平臺(tái)。GDP、居民收入和居民消費(fèi)等名義變量依據(jù)GDP平減指數(shù)與居民消費(fèi)價(jià)格轉(zhuǎn)化為了2005年為基期的不變價(jià)實(shí)際值。氣象數(shù)據(jù)的原始數(shù)據(jù)來源于國家氣象科學(xué)數(shù)據(jù)中心。二氧化硫和氮氧化物排放量數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》。表1顯示了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征。

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

首先通過最小二乘法估計(jì)雙向固定效應(yīng)模型來檢驗(yàn)空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響，表2報(bào)告了基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果。第（1）列是僅以核心解釋變量空氣質(zhì)量作為自變量的估計(jì)結(jié)果，第（2）列是控制了地區(qū)經(jīng)濟(jì)特征之后的估計(jì)結(jié)果，第（3）列是進(jìn)一步控制了地區(qū)氣候特征之后的估計(jì)結(jié)果。

第（1）列中空氣質(zhì)量AIR的系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著。第（2）列中控制了地區(qū)經(jīng)濟(jì)特征控制變量后，空氣質(zhì)量的系數(shù)雖然有所減小，但依然在1%的水平上顯著為正。第（3）列中進(jìn)一步控制了地區(qū)氣候特征之后，空氣質(zhì)量的系數(shù)值與第（2）列相似，且同樣在1%的水平上顯著為正。由于空氣質(zhì)量AIR的值越大表示空氣質(zhì)量越差，因此，基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明較差的空氣質(zhì)量會(huì)顯著擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，反之，空氣質(zhì)量的改善則有助于縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。

從控制變量的結(jié)果來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平與醫(yī)療設(shè)施的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說明提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、促進(jìn)城鎮(zhèn)化以及改善醫(yī)療設(shè)施水平會(huì)明顯降低城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。其他經(jīng)濟(jì)特征變量的系數(shù)雖然不顯著，但其符號(hào)與經(jīng)濟(jì)直覺一致。氣候特征控制變量的系數(shù)并不顯著，說明在一整年的時(shí)間跨度范圍內(nèi)，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距對(duì)氣候特征并不敏感。

（二）內(nèi)生性處理與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1內(nèi)生性處理

控制了一些地區(qū)經(jīng)濟(jì)特征以及氣候特征等影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的因素，并采用雙向固定效應(yīng)控制了不隨時(shí)間或地區(qū)變化的地區(qū)特征和時(shí)間特征。但居民消費(fèi)決策十分復(fù)雜，涉及的影響因素較多，因此本文的基準(zhǔn)回歸模型仍然面臨著遺漏變量的可能性。此外，居民消費(fèi)與空氣污染之間存在著雙向因果關(guān)系，這使得城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距也可能反向影響空氣污染，所以基準(zhǔn)模型可能存在著內(nèi)生性問題。為此，利用工具變量法通過2SLS估計(jì)來解決可能存在的內(nèi)生性問題。

參照陳帥和張丹丹（2020）?［35］與FU等（2021）［46］的研究，以一年當(dāng)中逆溫天數(shù)的比例作為空氣質(zhì)量的工具變量。該變量的含義與處理方式已在前文介紹，此處不再贅述。一方面，逆溫現(xiàn)象會(huì)抑制空氣流動(dòng)，從而阻礙污染物擴(kuò)散，加劇當(dāng)?shù)氐目諝馕廴?。所以，一年?dāng)中逆溫現(xiàn)象發(fā)生的天數(shù)與空氣質(zhì)量相關(guān)，滿足工具變量的相關(guān)性要求。另一方面，由于逆溫現(xiàn)象是純粹的氣候現(xiàn)象，與人們的日常經(jīng)濟(jì)活動(dòng)相互獨(dú)立，因此逆溫現(xiàn)象并不直接影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)，滿足工具變量的排他性約束要求。

表3顯示了工具變量的2SLS回歸結(jié)果，與基準(zhǔn)回歸一樣，同時(shí)控制了地區(qū)和時(shí)間固定效應(yīng)。第一階段回歸的KleibergenPaap?rk?Wald?F統(tǒng)計(jì)量為26264，大于弱工具變量的經(jīng)驗(yàn)值10，說明不存在弱識(shí)別問題。另外，從第一階段的回歸結(jié)果來看，逆溫天數(shù)比例與當(dāng)期的空氣質(zhì)量在1%的水平上顯著正相關(guān)。因此，本文選擇的工具變量是有效的，2SLS估計(jì)結(jié)果可靠。第二階段的回歸結(jié)果顯示，空氣質(zhì)量項(xiàng)的回歸系數(shù)比基準(zhǔn)OLS回歸系數(shù)稍大，并且在10%的水平上顯著為負(fù)?？梢?，在考慮了可能存在的內(nèi)生性問題后，空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響作用依然顯著?？傊?，基于工具變量的2SLS估計(jì)結(jié)果同樣表明，空氣質(zhì)量改善會(huì)縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。

2穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1）剔除部分樣本?？紤]到我國西藏和青海兩個(gè)高原省份受空氣污染影響的程度較小，將這兩個(gè)省份剔除后回歸，結(jié)果為表4第（1）列。結(jié)果顯示空氣質(zhì)量的系數(shù)雖然較基準(zhǔn)回歸有所下降，但依然在5%的水平上顯著為正，同樣說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果可靠。

（2）替換被解釋變量?；鶞?zhǔn)回歸使用了以泰爾指數(shù)方式衡量的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，在此使用城鄉(xiāng)居民消費(fèi)之比（CXXFB）來代表城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距進(jìn)行回歸，表4第（2）列顯示了估計(jì)結(jié)果。空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)之比的影響系數(shù)在5%的水平上顯著性為正，同樣說明空氣質(zhì)量改善會(huì)縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。

（3）替換核心解釋變量。除了霧霾污染物之外，二氧化硫（SO2）與氮氧化物（NOx）是空氣污染的另外兩種重要構(gòu)成。首先分析SO2排放量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響。以人均SO2排放量的自然對(duì)數(shù)（lnSO2）作為核心解釋變量進(jìn)行估計(jì)，表4第（3）列的估計(jì)結(jié)果顯示，人均SO2排放量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響系數(shù)在5%的水平上顯著性為正，這說明SO2排放量增加亦會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。

然后分析氮氧化物排放量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響。以人均工業(yè)氮氧化物排放量的自然對(duì)數(shù)（lnNOx）作為核心解釋變量進(jìn)行估計(jì)，表4第（4）列顯示了估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯?，人均工業(yè)氮氧化物排放量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響系數(shù)在1%的水平上顯著性為正，這說明工業(yè)氮氧化物排放量的增加同樣會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距?？偟膩砜?，使用不同空氣污染的代理指標(biāo)進(jìn)行分析得出的結(jié)論與基準(zhǔn)回歸一致。

（4）考慮消費(fèi)習(xí)慣的作用?？紤]到居民消費(fèi)行為還可能受到消費(fèi)習(xí)慣特征的影響，導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距可能存在慣性特征，為此在基準(zhǔn)回歸模型中加入城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的一階滯后項(xiàng)進(jìn)行估計(jì)。由于加入被解釋變量的滯后項(xiàng)后模型變?yōu)榱藙?dòng)態(tài)面板模型，OLS估計(jì)將不一致，因此使用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行估計(jì)。在估計(jì)時(shí)，選擇城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的二階與三階滯后項(xiàng)作為其自身的工具變量，并將核心解釋變量空氣質(zhì)量也視為內(nèi)生變量，使用空氣質(zhì)量的一階與二階滯后項(xiàng)作為工具變量，表4第（5）列顯示了動(dòng)態(tài)面板估計(jì)結(jié)果。從模型診斷結(jié)果來看，殘差自回歸檢驗(yàn)結(jié)果顯示存在一階自相關(guān)，不存在二階自相關(guān)，所以選擇被解釋變量只滯后一期較為合理；同時(shí)Sargan檢驗(yàn)的P值均大于01，無法在10%的顯著性水平上拒絕工具變量有效的原假設(shè)，說明系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果是可靠的。估計(jì)結(jié)果顯示空氣質(zhì)量的回歸系數(shù)與基準(zhǔn)回歸較為接近，并且在10%的水平上顯著為正，進(jìn)一步說明空氣質(zhì)量改善會(huì)縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距這一基本結(jié)論是穩(wěn)健的。

（三）影響渠道分析

前文的理論分析表明，空氣質(zhì)量既通過影響城鄉(xiāng)居民收入差距間接影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，也通過影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向直接影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，本文對(duì)這兩種渠道進(jìn)行檢驗(yàn)。

首先檢驗(yàn)城鄉(xiāng)居民收入差距渠道。將以泰爾指數(shù)方式計(jì)算得到的城鄉(xiāng)居民收入差距（TI）對(duì)空氣質(zhì)量進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果在表5第（1）列中顯示?？梢钥闯隹諝赓|(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響系數(shù)為0028，且在10%的水平上顯著，這表明空氣質(zhì)量改善會(huì)縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。然后檢驗(yàn)城鄉(xiāng)居民收入差距對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響，表5第（2）列的估計(jì)結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)居民收入差距的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明城鄉(xiāng)居民收入差距擴(kuò)大會(huì)加劇城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。上述分析表明，空氣質(zhì)量改善會(huì)通過縮小城鄉(xiāng)居民收入差距間接縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，可見，城鄉(xiāng)居民收入差距的間接渠道成立。

其次檢驗(yàn)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向差距的直接渠道。表5第（3）列中顯示了以城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向差距作為被解釋變量的估計(jì)結(jié)果，可以看出，在控制了城鄉(xiāng)居民收入差距的影響之后，空氣質(zhì)量的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明空氣質(zhì)量改善會(huì)顯著縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向差距。表5第（4）列的估計(jì)結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向差距的縮小有助于減小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。以上結(jié)果表明，空氣質(zhì)量通過影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向差距直接影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的直接渠道也成立。另外，在表5第（5）列中同時(shí)控制了城鄉(xiāng)居民收入差距與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向差距之后，空氣質(zhì)量的影響系數(shù)接近于零，并且變得不再顯著，這說明上述兩條渠道較好地解釋了空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響作用。

（四）異質(zhì)性分析

進(jìn)一步從異質(zhì)性視角考察空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響及其作用機(jī)制。

1消費(fèi)類別異質(zhì)性與機(jī)制探討

首先按照國家統(tǒng)計(jì)局官方分類將居民消費(fèi)類別分為八類，然后根據(jù)泰爾指數(shù)方式分別計(jì)算各類消費(fèi)的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，再分別對(duì)空氣質(zhì)量進(jìn)行回歸，表6顯示了估計(jì)結(jié)果。總的來看空氣質(zhì)量對(duì)各類消費(fèi)差距的影響系數(shù)都為正，但對(duì)不同種類消費(fèi)的影響作用大小存在著明顯的差異。結(jié)合回歸系數(shù)的大小和顯著性水平來看，空氣質(zhì)量改善對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的縮小作用主要是通過城鄉(xiāng)居民的交通通信、生活用品及服務(wù)、居住和食品這幾類消費(fèi)形成的?？諝赓|(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民衣著、教育文化娛樂、醫(yī)療保健和其他消費(fèi)的差異化影響作用并不明顯。

上述結(jié)果與前文的理論邏輯一致，并且進(jìn)一步支持了前文的理論分析。首先，從交通通信來看，空氣污染引起的規(guī)避行為更容易降低農(nóng)村居民的交通出行支出，而增加城鎮(zhèn)居民的通信支出。因?yàn)檗r(nóng)村地區(qū)通信基礎(chǔ)設(shè)施條件落后，空氣污染對(duì)農(nóng)村地區(qū)通信支出影響較?。坏?guī)避行為會(huì)使城鎮(zhèn)居民線上活動(dòng)增加，從而增加通信支出，也使得城鎮(zhèn)居民面臨上下班等必需的出行時(shí)更多地選擇乘坐交通工具，減少暴露在空氣污染物中的時(shí)間，因此空氣污染會(huì)加劇城鄉(xiāng)居民的交通通信消費(fèi)差距。其次，從生活用品及服務(wù)來看，空氣污染引起的防御性支出意愿會(huì)增加城鎮(zhèn)居民口罩、空氣凈化器等生活用品的消費(fèi)，但農(nóng)村居民防御性支出意愿較低，因此空氣污染亦會(huì)加劇城鄉(xiāng)居民的生活用品及服務(wù)消費(fèi)差距。再次，從居住來看，城鎮(zhèn)居民居住成本普遍高于農(nóng)村居民居住成本，空氣污染也更容易加劇城鎮(zhèn)居民居住成本，造成城鄉(xiāng)居民居住消費(fèi)差距擴(kuò)大。最后，從食品來看，當(dāng)前我國城鄉(xiāng)居民已滿足基本的食品保障需求，居民普遍追求更加豐富美味的食品，以滿足其更高的需求。高端食品消費(fèi)往往位于城鎮(zhèn)地區(qū)，而空氣污染引起的規(guī)避行為使得農(nóng)村地區(qū)居民進(jìn)城意愿降低，從而拉大城鄉(xiāng)居民食品消費(fèi)差距。

2區(qū)域異質(zhì)性

中國幅員遼闊，南北地區(qū)不僅空氣污染程度存在差異，其居民生活習(xí)俗與消費(fèi)需求也存在差異，從而導(dǎo)致空氣質(zhì)量對(duì)不同地區(qū)的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距有不同的影響作用。中國北方地區(qū)在進(jìn)入秋冬以后，天氣將變得干燥寒冷，不利于空氣污染物擴(kuò)散；同時(shí)由于城鄉(xiāng)居民的采暖需求，空氣污染物的排放將進(jìn)一步加劇。表7第（1）和第（2）列分別顯示了北方和南方地區(qū)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距對(duì)空氣質(zhì)量的回歸結(jié)果。結(jié)果表明空氣質(zhì)量對(duì)南北地區(qū)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距都存在顯著的正向作用，但對(duì)北方地區(qū)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響作用更大。這也意味北方地區(qū)改善傳統(tǒng)高耗能高污染供暖方式，減少空氣污染，更有助于縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。

3經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平異質(zhì)性

隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，農(nóng)村居民對(duì)生活質(zhì)量的需求逐漸提升，對(duì)空氣污染危害的認(rèn)識(shí)也逐漸提高，從而使得農(nóng)村居民對(duì)人力資本的投資以及防御性支出也不斷增加，這會(huì)減弱空氣污染對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的抑制作用。為此，以人均GDP的中位數(shù)為分組依據(jù)將樣本分為高低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平兩組，進(jìn)行檢驗(yàn)，表7第（3）和第（4）列分別顯示了高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平組和低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平組的估計(jì)結(jié)果。比較兩組結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平組，空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響系數(shù)較小，并且不顯著；而在低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平組，空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響系數(shù)較大，且在10%的水平上顯著。這說明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越低，空氣污染對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的擴(kuò)大作用就越大。

五、擴(kuò)展性分析：空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的空間溢出效應(yīng)

前文的分析并未考慮空間相關(guān)性，如果忽略個(gè)體在空間層面存在的相關(guān)性，那么估計(jì)結(jié)果可能會(huì)有偏誤?［47-48］。中國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距具有強(qiáng)烈的空間相關(guān)性和依賴性，一省的居民消費(fèi)水平受到鄰近省份消費(fèi)水平的影響?［42，49］。同時(shí)，以霧霾污染為代表的空氣污染物，因受到氣候流動(dòng)和產(chǎn)業(yè)空間布局的影響，也具有空間相關(guān)特征［43，50］。因此，有必要在考慮空間相關(guān)性的情況下進(jìn)一步檢驗(yàn)空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響作用，并同時(shí)考察空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距是否存在空間溢出效應(yīng)。為此，本部分建立空間面板計(jì)量模型來分析空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響。

（一）空間計(jì)量模型設(shè)定

首先，利用經(jīng)緯度數(shù)據(jù)計(jì)算各省市地理中心位置間的歐式距離dij，構(gòu)造反距離地理距離權(quán)重矩陣W：

wij=1d2ij，i≠j

0，i=j?（3）

隨后利用該矩陣分別逐年計(jì)算城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距與空氣質(zhì)量的全局Morans?I?指數(shù)，以檢驗(yàn)空間自相關(guān)。表8中的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，從2005—2020年，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的全局Morans?I?指數(shù)都在1%的水平上顯著為正；空氣質(zhì)量的全局Morans?I?指數(shù)也都至少在5%的水平上顯著為正。這表明城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距與空氣質(zhì)量在鄰近省市之間存在顯著的正向自相關(guān)，所以使用空間計(jì)量模型分析空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響作用具有合理性。

空間杜賓模型（SDM）、空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）為常用的空間計(jì)量模型。由于LM檢驗(yàn)在1%的顯著性水平上同時(shí)拒絕了空間滯后項(xiàng)和空間誤差項(xiàng)不存在自相關(guān)的原假設(shè)，LR檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)也同時(shí)拒絕了SDM模型可以退化為SAR模型或SEM模型的原假設(shè)。所以，SDM模型優(yōu)于其他兩種模型。但為了結(jié)果的穩(wěn)健性，本文通過構(gòu)建如下空間面板計(jì)量模型，同時(shí)利用這三種模型進(jìn)行分析：

TCit=α0+ρWTCit+βXit+δWXit+ui+γt+εit

εit=λWεit+νit（4）

式（4）中，被解釋變量TCit為城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，Xit為包括核心解釋變量AIRit在內(nèi)的所有解釋變量，ui和γt分別為個(gè)體和時(shí)間固定效應(yīng)，εit為誤差項(xiàng)；WTCit為空間自回歸項(xiàng)，也稱為空間滯后項(xiàng)，ρ為空間自回歸系數(shù)；WXit為解釋變量的空間滯后項(xiàng)，δ為其系數(shù)；Wεit為誤差項(xiàng)空間滯后項(xiàng)，λ為其系數(shù)。當(dāng)λ=0時(shí)，為空間杜賓模型；當(dāng)λ=δ=0時(shí)，為空間自回歸模型；當(dāng)ρ=δ=0時(shí)，為空間誤差模型。

（二）空間計(jì)量模型回歸結(jié)果與分析

表9顯示了空間計(jì)量模型的回歸結(jié)果，其中第（1）、（2）、（3）列分別為SAR、SEM、SDM模型的回歸結(jié)果，其中SDM模型包含了所有解釋變量的空間滯后項(xiàng)，而第（4）列的SDM模型未包含空氣質(zhì)量的空間滯后項(xiàng)。與基準(zhǔn)回歸一樣，所有模型均控制了地區(qū)和時(shí)間雙向固定效應(yīng)，以緩解遺漏變量問題?？梢钥闯?，在這三種空間計(jì)量模型下，核心解釋變量空氣質(zhì)量的系數(shù)值基本一致，并且都在1%的水平上顯著為正，空間計(jì)量模型得到的系數(shù)值與基準(zhǔn)回歸結(jié)果也非常接近。這些結(jié)果說明，在考慮了空間相關(guān)性之后，基準(zhǔn)回歸得到的結(jié)論依舊穩(wěn)健，即空氣質(zhì)量改善能夠縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。

綜合上述分析可得，空氣污染不僅對(duì)本地區(qū)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距具有正向的直接效應(yīng)，亦對(duì)鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距具有正向的間接效應(yīng)。這說明，在考慮了空間相關(guān)性之后，基準(zhǔn)回歸的結(jié)論依然穩(wěn)健，并且空氣污染對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距具有正向的空間溢出作用，不過這一空間溢出作用是通過城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的空間自相關(guān)間接產(chǎn)生的，空氣污染不直接影響鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。這意味著空氣污染不僅會(huì)加劇本地區(qū)的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，還會(huì)加劇鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距。

六、結(jié)論

作為綠色發(fā)展的關(guān)鍵目的，空氣質(zhì)量的改善能否產(chǎn)生消費(fèi)公平效應(yīng)，進(jìn)而助力實(shí)現(xiàn)共同富裕，對(duì)于持續(xù)推進(jìn)綠色發(fā)展具有重要現(xiàn)實(shí)意義?？紤]到城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距過大依然是當(dāng)前我國居民消費(fèi)不平等的最突出特征，所以本文以空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響作用為研究切入點(diǎn)，通過理論與實(shí)證分析具體探討了推動(dòng)綠色發(fā)展能否與實(shí)現(xiàn)共同富裕目標(biāo)協(xié)同推進(jìn)。本文的主要研究結(jié)論如下：

第一，空氣質(zhì)量改善能夠顯著縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，這一基準(zhǔn)結(jié)論通過以逆溫天數(shù)作為工具變量進(jìn)行內(nèi)生性處理，以及更換空氣污染物指標(biāo)等方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立。這一結(jié)果意味著，伴隨著近些年來我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式向綠色發(fā)展方式逐漸轉(zhuǎn)變，我國空氣質(zhì)量的不斷改善，顯著縮小了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，進(jìn)而從消費(fèi)公平維度促進(jìn)了共同富裕。

第二，從直接影響渠道來看，空氣質(zhì)量改善顯著縮小了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向差距。這一作用主要來自于兩個(gè)方面。一方面，由于城鎮(zhèn)居民相比農(nóng)村居民具有更好的醫(yī)療環(huán)境和更強(qiáng)的健康風(fēng)險(xiǎn)防范意識(shí)，因此其醫(yī)療和防御性支出對(duì)空氣質(zhì)量更加敏感，故而空氣質(zhì)量改善對(duì)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療和防御性支出的降低作用更明顯。另一方面，由于農(nóng)村居民距離消費(fèi)市場的地理距離相對(duì)較遠(yuǎn)，并且缺乏線上替代渠道，因此其消費(fèi)潛力更容易被規(guī)避行為所抑制，故而空氣質(zhì)量的改善對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)潛力的釋放作用更強(qiáng)。

第三，從間接影響渠道來看，空氣質(zhì)量改善顯著縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距。這是因?yàn)?，農(nóng)村居民相比城鎮(zhèn)居民因更多的戶外空氣暴露以及更低的健康人力資本投資，導(dǎo)致其勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)空氣質(zhì)量更加敏感，故而空氣質(zhì)量改善更能提升農(nóng)村居民的勞動(dòng)生產(chǎn)率。

第四，從消費(fèi)結(jié)構(gòu)異質(zhì)性來看，空氣質(zhì)量改善主要縮小了城鄉(xiāng)居民的交通通信、生活用品及服務(wù)、居住和食品這幾類對(duì)空氣質(zhì)量較為敏感的消費(fèi)類別的消費(fèi)差距。從地區(qū)異質(zhì)性來看，空氣質(zhì)量改善對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的縮小作用在北方地區(qū)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低的地區(qū)更為顯著。

第五，空氣質(zhì)量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距還存在顯著的空間溢出效應(yīng)，本地空氣質(zhì)量的改善亦有助于縮小鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，這說明綠色發(fā)展方式轉(zhuǎn)型所帶來的空氣質(zhì)量改善效應(yīng)在空間層面產(chǎn)生了正外部性。

本文的研究具有以下政策含義：

第一，總的來看，本文的研究結(jié)果表明，相比于城鎮(zhèn)居民，農(nóng)村居民承擔(dān)的空氣污染成本更高，故而綠色發(fā)展方式轉(zhuǎn)變所帶來的空氣質(zhì)量改善效應(yīng)，也在更大程度上提升了農(nóng)村居民的福利水平，進(jìn)而促進(jìn)了城鄉(xiāng)居民的共同富裕。此外，空氣質(zhì)量的改善還直接體現(xiàn)出了居民生態(tài)富裕水平的提升。因此，在當(dāng)前居民不斷追求高質(zhì)量生活水平的背景下，綠色發(fā)展和共同富裕之間并不存在權(quán)衡取舍，而是相輔相成的。

第二，就如何繼續(xù)推動(dòng)綠色發(fā)展改善空氣質(zhì)量而言，可以從三個(gè)方面進(jìn)行著力。首先，繼續(xù)加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制，通過增加企業(yè)的污染成本來倒逼企業(yè)控制污染物排放。其次，通過財(cái)政金融支持政策推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)綠色轉(zhuǎn)型升級(jí)，尤其是對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū)，比如，以稅收優(yōu)惠等方式，驅(qū)動(dòng)生產(chǎn)要素從傳統(tǒng)低效率高能耗高排放的部門向高效率低能耗低排放的部門轉(zhuǎn)移。最后，以“碳達(dá)峰”和“碳中和”目標(biāo)為契機(jī)，推動(dòng)能源清潔低碳高效利用，以及加快建設(shè)新型能源體系，實(shí)現(xiàn)能源結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)，特別是對(duì)于需要進(jìn)行冬季供暖的北方地區(qū)而言。

第三，除了直接改善空氣質(zhì)量之外，還可以通過推動(dòng)農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及增強(qiáng)農(nóng)村居民健康意識(shí)來減弱空氣污染對(duì)農(nóng)村居民的福利損害，進(jìn)而推動(dòng)城鄉(xiāng)居民收入與消費(fèi)平等。首先，農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)可以提升農(nóng)村居民的線上消費(fèi)，彌補(bǔ)因規(guī)避行為被抑制的消費(fèi)需求。其次，增強(qiáng)農(nóng)村居民的健康意識(shí)可以助推農(nóng)村居民增加防御性支出來保障身心健康，進(jìn)而通過提升農(nóng)村居民勞動(dòng)生產(chǎn)率來增加其收入。

［注?釋］[KH*2D]

①

網(wǎng)站：http：//wwwcnemccn/。

②?網(wǎng)站：https：//discgsfcnasagov/datasets/M2I6NPANA_5124/summary，該網(wǎng)站提供了由MERRA-2衛(wèi)星繪制的50千米×60千米的空間柵格數(shù)據(jù)，共包括海平面以上110米至3?600米的42個(gè)垂直層，每6小時(shí)報(bào)告一次氣溫?cái)?shù)據(jù)。

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Does?the?Improvement?of?Air?Quality?Narrow?the?Consumption?Gap

between?Urban?and?Rural?Residents？

—The?Promoting?Effect?of?Green?Development?on?Common?Prosperity

Zhang?Bin，Wang?Qi

（School?of?Economics，?Nankai?University，?Tianjin?300071，?China）

Abstract：

Clarifying?the?influence?of?air?quality?on?the?consumption?gap?between?urban?and?rural?residents?is?helpful?to?understand?the?coordinated?promotion?of?green?development?and?common?prosperity?in?the?process?of?Chinese?modernization.?This?article?explains?the?theoretical?mechanism?of?air?quality?affecting?the?consumption?gap?between?urban?and?rural?residents?from?the?perspectives?of?medical?and?defensive?expenditure，?avoidance?behavior?and?labor?productivity，?and?makes?an?empirical?test?on?its?influence?using?the?provincial?data?of?China?from?2005?to?2020.?It?is?found?that?the?improvement?of?air?quality?will?significantly?narrow?the?consumption?gap?between?urban?and?rural?residents.?This?conclusion?is?still?valid?after?using?the?number?of?inversion?days?as?an?instrumental?variable?for?endogenous?treatment，?changing?air?pollutant?indicators?and?considering?spatial?autocorrelation?for?robustness?test.?This?effect?is?produced?by?narrowing?the?consumption?tendency?gap?and?the?income?gap?between?urban?and?rural?residents;?in?addition，?the?impact?of?air?quality?on?the?consumption?gap?between?urban?and?rural?residents?still?has?spatial?spillover?effect.?The?results?show?that?by?promoting?green?development?and?improving?air?quality，?the?consumption?gap?between?urban?and?rural?residents?can?be?narrowed，?thus?helping?to?achieve?the?goal?of?common?prosperity.

Key?words：green?development;?air?quality;?consumption?gap?between?urban?and?rural?residents;?common?prosperity;?avoidance?behavior

（責(zé)任編輯：張積慧）