中国居民家庭消费支出的极化测度及分解

陈铭聪，程振源

（1.厦门大学 经济学院，福建 厦门 361005；2.华南师范大学 经济与管理学院，广东 广州 510006）

一、引言

十九大报告指出，完善促进消费的体制机制，增强消费对经济发展的基础性作用。近年，政府出台了一系列政策以解决居民消费不足的“顽疾”。2018 年9 月，中共中央、国务院印发《关于完善促进消费体制机制进一步激发居民消费潜力的若干意见》和《完善促进消费体制机制实施方案（2018—2020 年）》，对居民消费提质升级起到了促进作用。国家统计局数据显示，2019 年全国居民人均消费支出达21 559元，首次超过2 万元，名义增长8.6%。可见，我国居民消费正持续升级，生活质量稳步提升。十九届五中全会提出“要畅通国内大循环，促进国内国际双循环，全面促进消费，拓展投资空间”。要畅通“循环”，就要打通生产、分配、流通、消费的堵点和梗阻，注重扩大居民消费和推动消费升级，推动构建新发展格局（王一鸣，2020）[1]。

但是，由于我国城乡结构差异、贫富差距、供给侧与需求侧不匹配等系统性因素的存在，居民消费领域仍然面临着不平衡不充分的发展问题。经济快速增长的同时，居民福利不平等逐渐凸显。如果不平等的程度过高，则不利于经济的高质量发展，削弱广大人民群众的获得感与幸福感（何立新和潘春阳，2011；申云和贾晋，2016；杨晶等，2019）[2-4]。除了不平等现象，极化现象（Polarization）也不可被忽视。当一个经济体出现严重的极化时，不同群体相互形成对抗，从而有可能爆发社会冲突，不利于社会的和谐发展（Esteban and Ray，1999）[5]。因此，选择合理的统计指标对极化进行测度，与测度不平等有着同样重要的意义，值得高度关注和深入研究。

不平等测度指标本质上测度的是某群体消费分布的离散程度，刻画了所有个体与总体均值的平均偏离程度，而极化测度指标更多地强调个体在局部的聚集程度以及群体之间的对抗程度。给定某群体的福利指标数据，不平等指标是群内福利差距的增函数，而极化指标是群内福利差距的减函数，可见两种指标数值的变动方向与居民福利差距变动方向并不一致。可能存在这样的一种场景，当给定两组不同的数据，即使两者的基尼系数相等，但两者的极化指标数值却可能不相等。Wolfson（1994）[6]指出，测度不平等的指标主要遵循庇古-道尔顿（Pigou-Dalton）公理，福利从较富有者向较贫困者转移时，总体的不平等程度会降低。但是，极化测度指标并没有遵循该公理，而是将更多的关注点放在捕捉可能存在的群聚现象上。由于不平等指数不能完全反映居民消费分布的变化情况，视角较为单一，在分析居民消费不平等时应结合极化测度作进一步的探讨。

本研究的创新之处在于对消费极化现象的多角度审视。在测度总体消费极化的基础上，利用极化测度指标优良的可分解特性，从城乡二元结构、区域特征和家庭消费构成要素这三方面对极化的测度结果作进一步的定量分析，深入、系统地揭示我国居民消费极化的结构特征，从而为“国内大循环”战略实施以及扎实推进共同富裕提供有益的政策参考。

二、文献综述

（一）居民消费支出的不平等

消费不平等问题受到了大量学者的关注，且主要集中在对其测度和考察可能的成因两个方面。在消费不平等测度方面，Cai 等（2010）[7]基于国家统计局1992—2003 年的数据，使用变异系数、基尼系数、泰尔熵指数等测度指标，发现我国城市居民的收入和消费不平等都在扩大，且较高收入群体的收入和消费经历了较快的增长。邹红等（2013）[8]选择对数方差、基尼系数和分位数之比测度耐用品消费不平等，发现1989—2009 年期间我国耐用品消费不平等一直大于收入不平等，但消费不平等在逐步下降。孙豪和毛中根（2017）[9]基于泰尔指数的分解性质，从城乡、区域、省际等角度出发，测度了2005—2014 年不同维度的不平等程度及其对总体消费不平等的贡献率。类似地，张楠和韩秀兰（2020）[10]构造辛格指数测度居民消费不平等，并分析了城乡以及分项消费对不平等的贡献率。以上研究都表明了我国存在严峻的消费不平等现象，而消费极化的变化趋势及不同的群组特征则有待考察。目前我国正处于消费升级阶段，消费升级越快，消费的阶层化就可能越明显（林晓珊，2017）[11]。

在考察消费不平等的成因方面，田青等（2008）[12]研究发现，教育、医疗以及购房支出是导致城镇居民消费差异扩大的重要原因。曲兆鹏和赵忠（2008）[13]以对数值方差衡量不平等程度，实证结果表明教育和家庭规模是影响我国农村消费不平等的主要因素，老龄化所带来的不平等效应很小。杨继东（2013）[14]通过城镇居民调查数据，考察了不同收入组家庭之间的消费不平等以及时间演变特征，发现临时性收入不平等对消费不平等具有重要影响。邹红和喻开志（2013）[15]发现，随着居民消费结构的改变，大宗消费等享受型消费和发展型消费加剧了城镇居民的消费不平等。此外，提高地区公共转移支付力度能够有效缩小消费不平等程度（周广肃等，2020）[16]。

（二）居民消费支出的极化

测度极化与测度不平等的研究有所不同，两者之间的差异在一些文献中得到了广泛的讨论，包括Foster 和Wolfson（1992）[17]、Esteban 和Ray（1994）[18]以及Esteban 等（2007）[19]。基于上述思路，已有大量的研究关注居民在收入维度的极化特征，初步形成两种分析收入极化的实证思路。第一种思路主要采用非参数核密度函数估计方法，然后根据样本收入分布的形状特征（“双峰”或“多峰”）来判断是否存在两极或多极分化（徐现祥和王海港，2008；顾严和冯银虎，2008；王朝明和李梦凡，2013）[20-22]。第二种思路主要采用极化指数，比如洪兴建和李金昌（2007）[23]、罗楚亮（2010）[24]以及汪晨等（2015）[25]采用不同极化指数系统考察了我国居民收入极化的特征。以上文献实证结果均表明我国居民收入分布的极化程度比较严重，并且城镇极化的上升速度高于农村。罗楚亮（2018）[26]在前人基础上将财产分布纳入极化分析框架，发现我国居民财产分布的极化程度比收入分布的极化程度更高。

事实上，消费维度比收入维度更能全面地刻画居民福利状况和资源禀赋的差异，并且具有更强的稳定性和可测度性（Meyer and Sullivan，2011；邹红等，2013）[8,27]。但是，目前国内外文献对消费维度的极化研究起步较晚，研究成果相对有限。魏下海等（2014）[28]采 用Wolfson 指 数 和DER （Duclos-Esteban-Ray）指数测度极化，研究发现1995—2007年期间我国城镇居民的中等消费群体比例不断下降，消费两极化现象愈发严重。曹景林和邰凌楠（2015）[29]运用消费极化曲线（M 曲线）探究我国2010—2012 年中等收入群体人口分布特征及变动情况，认为从消费视角测度极化比收入视角更为真实，从收入视角测算会低估中等收入群体的比重。Indra 等（2018）[30]考察了2002—2012 年期间印度尼西亚的消费支出不平等与极化之间的关系，发现观测期内两者表现出共同的增长趋势。由于这些学者的研究还只是停留在测度极化指数的阶段，因而只捕捉了极化指数动态变化的过程，却没有对极化指数提炼更丰富的信息，比如可能的群组特征和要素构成对总体极化的贡献。

洪兴建和董君（2020）[31]进一步将居民交通通信支出纳入到城乡多维极化测度的分析框架中，静态分解结果发现我国居民“交通通信支出”的极化程度仅在极化程度最高的“财产”之后。但是，居民交通通信支出的极化并不能够反映居民整体消费支出以及分项支出的“全貌”，还应作进一步的考察。因此，本文以多个极化测度指数对我国家庭消费支出的极化程度进行测度，并结合Araar（2008）[32]所给出的DER指数分解框架，从城乡二元结构、分区域以及消费构成要素三个角度对我国居民消费分布的DER 指数进行分解，进一步讨论消费分布极化的原因，以便制定出有针对性的政策措施，更有效地缩小消费极化程度。

三、极化测度方法

（一）Wolfson 极化指数

第一个纯极化指数是由Foster 和Wolfson（1992）[17]提出，用于研究两极分化现象。更准确地说，Wolfson 指数（W）是从洛伦兹（Lorenz）曲线推导出的，其值等于洛伦兹曲线与中值切线之间面积的两倍。以f 表示消费分布，L 表示洛伦兹曲线，Wolfson 指数的表达式如下：

其中，L（0.5）表示消费最低的一半人口所占的消费份额；μ 和m 分别代表平均消费和中位数消费；G 是基尼系数。Wolfson 指数主要的不足是它只能捕捉到中值点附近的两极化的信息，因而其关注点在于两组大小相等的群体上。

（二）EGR 指数

与Wolfson 指数不同的是，ER（Esteban-Ray）指数允许存在K 个不同大小的群组，且基于认同-疏离框架（Esteban and Ray，1994）[18]。以yi表示第i 组的人均消费，πi表示第i 组所占的人口份额并给定极化敏感性参数α，ER 指数可表示为：

当α=0 时，ER 指数与基尼系数的值完全相同。但是，ER 指数的测度方法会损失组内消费分布的信息，于是Esteban 等（2007）[19]拓展了该指数。给定一个连续消费分布f 和一个由分组产生的离散消费分布ρ*，EGR（Esteban-Gradin-Ray）指数表示如下：

其中，β 为反映组内聚集程度的敏感性参数。EGR 指数实际等于ER 指数减去由连续消费分布f测算得到的基尼指数与划分K 组的离散分布ρ*的基尼指数之间的差值。基于EGR 指数测度极化也存在不足，主要是由于群体划分的任意性所致。

（三）DER 指数

在认同/疏远框架的基础上，Duclos 等（2004）[33]提出了新的极化测度指数——DER 指数。与EGR指数相比，DER 指数的优点是它建立在连续分布的基础上，不需要对消费群体进行分组处理。假设x 和y 分别为某两人的消费支出，f（x）、f（y）分别表示消费为x、y 的密度函数，则DER 指数可表示为：

其中，α 为极化厌恶参数且定义在区间[0.25，1]内，以使得DER 指数满足极化公理（Duclos et al.，2004）[33]。为得到离散消费情形下的DER 指数，采用非参数估计的方法，①以估计f（x）。此时，DER 指数的表达式为：

为了进一步分析消费极化现象，可对DER 指数做不同的分解。首先，DER（f^，α）可以被分解为认同性、疏离性以及两者的相关性。定义消费支出为y 的某个体的认同性为ια（y）=f（y）α，从而得到总体的平均认同性为ια=∫f（y）1+αdy；定义消费x 的个体对消费y 的个体的疏离性为，则社会中所有人对消费y 的该个体产生的疏离性为α（y）=∫f（x），从而得到总体的平均疏离性为α=∫∫f（x）f（y）dxdy。给定ρ 为疏离性与认同性的标准化协方差（Normalized Covariance）如下：

将平均认同性、平均疏离性以及协方差三者的数理关系进行整理，可得：

从式（7）中可以看出，极化效应是社会群体中的认同性、疏离性以及两者相关程度同时作用的结果。如果衡量相关特征的ρ 没有发生改变，当某群体内部消费支出趋于同质化（认同性加强）且各群体消费支出存在的差距拉大（疏离性加强）时，将导致极化程度的上升。值得注意的是，认同性与疏离性的不同变化方向，往往会使得极化效应增强、削弱或者保持不变。

参考Araar（2008）[32]给出的分解思路，本文从群组和消费构成要素两个角度对DER 指数进行分解。基于群组的分解是为了考察组内消费极化和组间消费极化分别对总体消费极化的贡献度，因此，定义φm与ψm分别为人群组m 的人口份额和消费份额，则DER 指数可以分解为：

其中，式（8）右边求和第一项为组内极化成分（Within-group Component）。假定αm（x）为人群组m的疏离性，πm（x）表示人群组m 中消费为x 附近的人群比例，则Rm可由以下公式求得：

式（8） 右边第二项DER*为组间极化成分（Between-group Component）。当忽略群体内部的消费极化时，即假设每个家庭的消费支出与该家庭所在群组的平均消费支出μm相等，DER=DER*。给定μ˙m=μm/μ，可得DER*的表达式为：

对于消费构成要素的分解，先假定消费支出可分为k 个类别，每类占总消费支出的份额为ψk。CPk是分项支出的拟极化指数（Pseudo-polarization Index）：

式（12）表明，每项消费支出对极化的贡献主要取决于其所占份额和拟极化指数。在此基础上，如果某类型消费支出对总体极化的相对贡献低于其在总消费中的份额，或者该成分的拟极化指数CPk低于总体DER 指数，则可视为去极化（Depolarization）。

四、实证分析

（一）数据与描述性统计

本文所使用的消费数据来自北京大学中国社会科学调查中心（ISSS）于2010 年展开的“中国家庭动态跟踪调查”（CFPS）。该项大规模调查旨在通过跟踪收集个体、家庭、社区三个层次的数据，反映中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁。CFPS 采用分层抽样的方法，调查样本覆盖25 个省、市、自治区，具有很好的代表性。②与国家统计局的分类标准相同，CFPS 中的家庭总消费由食品烟酒、衣着、医疗保健、家庭设备及日用品、交通通讯、文教娱乐、居住（不含购房支出）和其他商品及服务共八类消费支出构成。本文选用2010 年、2012 年、2014 年、2016 年、2018 年五期样本调查数据，剔除消费支出缺失的部分观测值，得到各年度的全样本数据。2010—2018年全样本和分样本的家庭人均消费支出情况如表1所示。

表1 样本家庭人均消费支出情况

（续表1）

由表1 可见，2010—2018 年样本家庭人均消费支出水平呈现上升趋势，且各年数据与国家统计局所公布的全国居民收支数据相近，具有较好的代表性。具体地，从2010 年的7 742.50 元增加到2018 年的18 043.26 元，年平均增长率达到11.15%，但逐年的增长速度有所放缓。以城乡视角来看，农村居民消费支出年增长率为11.07%，超过了城镇居民的10.74%，可见农村居民在消费市场的活力日益体现。不可忽视的是，城镇与农村消费支出水平差距仍然明显，2012 年城乡消费支出比值最低，却依然为1.79，2016 年更是达到2.11。分区域来看，各地区居民消费水平和增长速度均体现出明显的差异。其中，东部地区和东北部地区的消费水平明显高于中西部地区；西部地区的年平均增长率最高，达到了13.74%，东部地区和中部地区次之，分别为11.34%和10.83%，东北部地区最低，只达到8.64%。然而，城乡和分地区居民消费支出所表现的异质性是否在极化中仍然存在，需要作进一步的考察。

（二）极化指数测度结果

表2 分别报告了我国分城乡及全国的Wolfson指数、EGR 指数以及DER 指数。从结果来看，2010—2016 年期间我国居民家庭消费支出的不同极化指数均呈现出上升趋势。其中，衡量消费两极分化程度的Wolfson 指数从2010 年的0.384 上升到0.438，EGR指数从2010 年的0.188 上升到0.214，两者同时增长了近14%；衡量消费多极分化程度的DER 指数（α=0.5）从0.253 上升至0.275，增长了8.7%。三个极化指标的持续上涨表明了这时期我国居民家庭消费支出的极化现象有所加剧，③居民潜在的消费活力并没有得到有效激发。但是，在2018 年各类极化测度指数均呈现出一定程度的下降，暗示着“倒U 型”变化趋势的出现。可能的解释是，2016—2018 年期间，互联网商业模式逐渐成熟，数字经济蓬勃发展；通过打通地域限制、渠道限制，降低信息不对称，打破价格不均衡等机制，互联网商业改进了大众的消费方式，从而刺激消费需求，推动消费升级（张俊英等，2019）[34]。本文同样以DER 指数测度了收入维度的极化程度，④发现极化程度在不断攀升，由2010 年的0.279 上升至2018 年的0.312，该变化趋势与消费维度有所不同。根据永久性收入假说（PIH），家庭居民的消费行为主要取决于永久性收入，而不是暂时性收入。公众可以通过借贷和储蓄等手段在各期之间稳定地消费，即消费具有“平滑机制”。因此，即使收入维度的极化在不断加剧，消费维度的极化程度仍然可能表现出下降趋势，这与曲兆鹏和赵忠（2008）[13]测度我国农村消费不平等得出的结论类似。

表2 消费极化测度结果

以城乡视角来看，极化测度结果显示城市地区消费分布的Wolfson 指数从2010 年的0.359 上升到2016 年的0.399，增长了11.14%；农村地区消费分布的Wolfson 指数则从2010 年的0.360 上升到2016年的0.417，增长了15.83%。这表明，不仅农村地区消费两极分化的程度比城镇地区严重，而且增长的幅度也比城镇地区要大。然而，无论是从两极化程度来看，还是从两极化增长幅度来看，城乡在消费维度与收入维度上均表现出一致的趋势。对于消费多极分化程度，城乡并没有表现出明显的差异，2014—2018 年期间两者的DER 指数都稳定在0.26 附近。值得注意的是，魏下海等（2014）[28]针对我国城镇居民的消费极化研究发现，DER 指数从1995 年的0.205 大幅度上升至2007 年的0.24。可以看出，近十年来我国城镇居民消费多极分化有收敛的趋势，并未出现极化大幅增加的情形。

（三）相关性分析

为探究消费极化与消费整体水平之间存在的关联，将各年由25 省、市、自治区分别测度所得的极化指数与地区居民人均消费支出进行相关性分析，⑦如表3 所示。结果表明，无论采用何种指标，居民消费支出的极化与消费支出水平呈现负相关的关系，过高的消费极化不利于全社会福利水平的提升，而较低的社会福利水平也可能加剧居民消费的极化程度。值得注意的是，两者的负向影响程度在2014 年达到最高，各极化指标与消费支出的负相关关系均在10%的水平下显著，而到2018 年两者的负相关关系不再显著。

表3 消费极化相关性分析

已有研究表明我国城乡收入差距对我国城乡居民的消费结构具有显著的影响（朱琛，2012；胡日东等，2014）[35,36]。基于此，本文就居民收入极化与消费极化的动态相关性进行考察（如表3 所示），发现除了2018 年，其余样本年份收入维度的极化与消费支出的极化存在显著的正向关联性，可能意味着居民家庭在收入维度的极化能够在一定程度上加剧消费支出的极化。中等收入群体是我国推进共同富裕的“基本盘”（刘培林等，2021）[37]，而收入极化所反映出的中等收入群体规模减少也关联着“中端消费群体”规模的减少，“收入降级、消费降级”的潜在风险应当引起充分的重视（李逸飞，2021）[38]。

五、极化指数分解

（一）认同-疏离分解

进一步考察极化中的疏离性和认同性（如表4所示）。分解结果表明，2010—2016 年我国居民消费支出极化程度的增加主要是由于疏离性成分（消费不平等）的显著上升，即居民消费差距的不断扩大，而由于认同性成分相对稳定，在0.71～0.73 内小范围波动，一定程度抵消或削减了疏离性成分增加对消费极化所造成的影响，使得DER 指数的涨幅较为稳定。2018 年，疏离性和认同性相较于2016 年开始小幅回落，因此DER 指数也有所下降。

表4 DER 指数的认同-疏离分解

从城乡分样本来看，虽然两者极化指数的数值大致相同，但城镇消费极化的疏离性低于农村，认同性高于农村，且城镇中疏离-认同的负相关程度比农村的程度要高。具体而言，2010—2018 年期间城镇家庭消费的疏离性与认同性变化有较多波动，且两种成分的变化趋势基本一致。城镇的疏离性在2016年达到最大值0.46，而认同性也在2012 年达到最大值0.77。农村家庭消费极化的认同性成分的贡献自2012 年以来一直在减少，从0.69 下降为2018 年的0.66，说明农村家庭在其分组中的消费支出变得更为分散，群组内部家庭消费支出的同质性减少。但是，2010—2016 年间，即使农村样本认同性成分相对稳定甚至有所降低，但农村家庭的消费差距在不断扩大，疏离性成分由2010 年的0.42 上升至2016年的0.47，从而使得农村家庭消费极化程度上升了7.67%。

（二）城乡分解

进一步通过分解DER 指数来考察城乡家庭消费差距，评估组间和组内差异对整体消费不平等和极化的贡献。组间成分衡量城乡消费差距对不平等和两极分化的贡献，而组内成分则反映了城镇和农村地区内部的消费差距，分解结果如表5 所示。

表5 居民家庭消费DER 指数的城乡分解

可以看出，消费极化受到组间成分的影响略大，组间成分的相对贡献一直维持在52%左右，表明城乡地区之间存在的消费差距是极化现象形成的重要因素。然而，城乡内部消费差距的作用也不可忽视，组内贡献在48%上下波动。2012 年后，组内贡献中城镇地区的相对贡献值开始上升，而农村地区的相对贡献值开始下降，且2018 年城镇相对贡献值（24.7%）已经超过了农村（22.8%）。

（三）区域分解

本文依照国家统计局的分类标准⑤对样本数据进行区域划分。从分区域DER 指数的测算结果⑥可以看出消费极化现象存在着显著的区域异质性。东部地区的消费不平等和消费极化程度最高，2016 年的疏离性成分为0.490，DER 指数为0.279；西部地区次之，2016 年的疏离性成分为0.480，DER 指数为0.273；中部地区和东北部地区的消费不平等和消费极化程度最低。除了东北部地区以外，2010—2016年期间东中西部地区消费不平等以及极化现象加剧，其中，2012—2016 年期间的恶化程度最为严重。具体而言，2010—2016 年期间，西部地区的消费不平等和消费极化上升速度最为迅速，疏离性成分由0.415 上升到0.480，增加了15.58%，DER 指数由0.247 上升到0.273，增加了10.49%。东部地区次之，疏离性成分由0.438 上升到0.490，增加了11.86%，DER 指数由0.253 上升到0.279，增加了10.40%；中部地区增速相对平缓，疏离性成分由0.426 上升到0.467，增加了9.77%，DER 指数由0.251 上升到0.267，增加了5.6%；东北部地区增速最低，疏离性成分由0.407 上升到0.439，增加了7.87%，DER 指数由0.241 上升到0.251，增加了4.15%。但是，这四个地区在2018 年的极化程度都有所削弱，与总体样本结论保持一致。

认同-疏离的分区域分解结果表明，造成东部地区消费极化程度高的主要原因是较高的疏离性和认同性，且两者的相关程度也是所有地区中最高的。2012—2018 年期间，中西部地区的认同性相对稳定，变化幅度为1 个百分点左右，而内部消费差距的扩大对极化的影响较大。对于东北部地区，疏离性成分波动较大，认同性成分震荡下行，因此DER 指数也处于不稳定的状态。

2010—2018 年居民家庭消费DER 指数的区域分解结果如表6 所示，组间贡献的相对值呈现出下降趋势，由2010 年的73.4%降为2018 年的72.4%，而组内贡献的相对值在逐年上升。从组内贡献来看，东部地区的极化对总体极化的相对贡献最多且处于稳定状态，其值在11%上下波动；西部地区的消费极化上升速度最为迅速，对总体极化指数的绝对贡献由0.019 上升至0.025，相对贡献由7.7%升至9.5%；东北部地区的极化对总体极化的相对贡献最少，基本稳定在2%以下。

（四）消费构成要素分解

根据式（12）将DER 指数按消费构成要素分解，可得到八大类消费类型的拟极化指数和对总体极化的相对贡献，结果如表7 所示。2010—2018 年期间，食品烟酒和衣着的消费份额保持稳定，所占消费份额由2010 年的39.2%下降到2018 年的34.9%，表明我国居民家庭的消费结构在不断优化改善，我国消费结构正从商品消费为主转为商品消费与服务消费双轮驱动，大众在物质消费的同时，更加注重精神层面的满足。食品烟酒和衣着两项消费支出对总极化的相对贡献只有30%左右，相应的拟极化指数也低于总极化指数，可以认为这两项消费支出是去极化的。居民的居住支出经历了大幅度的波动，是主要的极化成分之一，与消费不平衡的主要来源基本一致（李研和洪俊杰，2021）[39]。具体来看，该项支出在2010 年和2012 年所占消费份额较低，只有6%左右，且对总体极化的相对贡献并不算高（小于8%）。可在2014—2018 年期间，居住支出所占消费份额一度达到16%～19%，对总体消费的极化贡献提高到了20%左右。对此可能的解释是，近年来房地产投资和房地产行业的崛起，各地区的地价被不断拉高，居民的住房租金也因此受到冲击，从而造成了此类消费的多极化。地价和房价的攀升除了影响居民家庭的居住支出，还进一步影响其他分项支出（孙克，2012；孙伟增等，2020）[40,41]。对于生活用品及服务支出，2012—2018 年间其拟极化指数在所有消费支出类型中是最高的，2016 年一度达到了0.352，并且其对总体极化的相对贡献一直高于其所占消费份额。这反映出近年来中高端家庭产生了更多的服务性消费，而低收入群体需求相对不足，使得总体极化进一步加剧。医疗保健、交通通信、教育文化娱乐这类非生活必需品的消费支出所占消费份额对总极化的相对贡献较为稳定，且变化趋势也大致相同。体现为近年来居民普遍享受到了政府提供的基本公共服务，因此，这几项支出的所占消费份额及其对总消费极化的贡献并没有大幅度的增加。

表7 分项家庭消费支出DER 指数分解

六、结论及政策建议

充分探讨当下消费多极分化水平，明晰形成极化背后的原因，寻找新的消费增长点，有助于激发我国的社会内需能力，更好畅通“双循环”，推进共同富裕。本文使用2010—2018 年的CFPS 五期数据，以多个极化指数对我国家庭消费极化程度进行测度，并对DER 指数做了四个分解：认同-疏离成分分解、城乡分解、区域分解，以及支出结构分解。研究发现：（1）2010—2018 年居民消费维度的极化程度呈现出先上升后小幅下降的趋势，不同于收入维度极化程度的不断加剧，但两者仍存在一定的正向关联；（2）消费极化程度的增加主要是由于疏离性成分的显著上升，以及认同性成分相对稳定所致；（3）城乡地区之间存在的消费差距是极化现象形成的重要因素；（4）消费极化现象存在着显著的区域异质性，西部地区的消费不平等和消费极化上升速度最为迅速，而东北部地区最低，西部地区对总体极化指数的绝对贡献和相对贡献一直在上升；（5）居住、生活用品及服务支出对总体消费极化的贡献最为显著。

因此，我国居民家庭消费不平等及极化程度仍然较高，提高中低收入群体的消费水平对刺激消费具有很大的潜力。基于以上研究结论，本文给出一些建议。（1）积极推进收入分配制度改革，加快完善社会保障体系，提振居民消费信心，合理引导居民消费。扩大中等消费群体的规模和比重，使得收入和消费的分布尽可能呈现出中间大、两头小的“橄榄状”，从而缓解消费不平等和极化现象。（2）统筹城乡和区域的经济协调发展，提高市场化程度，稳定物价水平，通过转移支付、发放电子消费券等手段提高落后地区的居民购买力，从而降低城乡与区域间的消费差距。（3）降低地方政府“土地财政”的依赖程度，加大对中低收入群体住房和租房的补贴力度，合理控制房价的过快上涨，切实减轻居民的生活负担。（4）统筹兼顾服务业的供给与需求，合理解决服务业“成本病”，让服务惠及穷人。

注释：

①这里选择最优带宽h、高斯核函数K（·）。

②西藏、青海、新疆、宁夏、内蒙古、海南、香港、澳门和台湾暂未包含在内。关于该项调查的更多细节，可参考网站http://www.isss.pku.edu.cn/cfps/。

③设置不同敏感性参数得到的极化指数变化趋势一致，但限于篇幅，未在文中呈现。

④限于篇幅，文中并未呈现。

⑤详见http://www.stats.gov.cn/ztjc/zthd/sjtjr/dejtjkfr/tjkp/201106/t20110613_71947.htm。

⑥限于篇幅，文中并未呈现。

⑦以恩格尔系数来反映居民消费结构优化的程度，发现消费极化与居民结构优化的关系并不显著。