今日财经期刊佳作关注 城乡教育差距如何影响文化消费不平衡

  二、今日财经期刊佳作关注  

城乡教育差距如何影响文化消费不平衡

  导读  

一、引言

新时代中国社会主要矛盾已经转变为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾。因此，在不断满足居民美好生活需要的同时，如何降低并最终消除发展不平衡，是新时代中国经济社会发展中的重大战略问题。中国不平衡不充分的发展存在多个维度，城乡发展不平衡是其重要表现[1]。2019年，中国城镇居民人均可支配收入及人均消费支出分别为42 359元和28 063元，农村居民则分别为16 021元和13 328元，前者分别为后者的2.64倍和2.11倍。城乡发展差距较大，实现城乡居民生活质量等值化是新时期推进城乡一体化的重点和难点[2]。在中国大力实施乡村振兴战略的背景下，城乡发展不平衡处于需要优先解决的重要位置。

城乡教育差距是中国城乡发展不平衡的具体体现。中国城乡教育差距较大(见表1)。教育公平是机会公平的基石，是促进社会公平的重要途径。尽管推广基础教育、高考统一招生等制度在一定程度上促进了教育公平[3]，但城乡教育差距加大、优质教育资源分配不均衡等问题依然严峻[4]；农村居民家庭子女进入部属院校的机会显著低于城镇居民家庭子女[5]，重点大学农村学生比例偏低引发社会各界广泛关注[6]。为改变农村地区教育落后现状，促进农村经济发展，近几年的中央一号文件都将优先发展农村教育事业、提高农村教育质量作为解决“三农”问题以及乡村振兴的重要抓手。

表1 城乡教育差距：高等教育享有机会的辈出率差异

注：数据来源于李永友和王焱(2016)[5]的研究；辈出率指某一社会阶层子女在大学生中的比例与该阶层人口在总体社会人口中所占比例之比，参见胡荣和张义祯(2006)[7]的研究。

文化消费是指人们为了满足精神文化需要，对精神文化类产品及服务性劳务等消费资料的占有、使用和消耗过程，它是社会文化再生产过程的一个重要环节[8]。文化消费属于居民高层次发展型或享受型消费需求，是居民美好生活需要的重要组成部分。中国已经稳定解决了十几亿人的温饱问题，成功实现了全面建成小康社会，促进居民消费结构升级是满足人民美好生活需要的重要途径。人民更高层次消费结构的不平衡，如文化消费的不平衡，能够更加准确地刻画我国在当前发展阶段居民生活质量的不平衡。扩大农村居民文化消费需求，是提升居民消费水平、促进居民消费结构升级以及夯实消费对经济发展的基础性作用的重要途径。受教育程度是影响城乡居民文化消费需求的重要因素[9]，中国城乡教育差距可能是居民文化消费不平衡的重要原因。

城乡教育差距对城乡居民文化消费不平衡的影响到底有多大？其影响机制是什么？现有文献对上述问题的回答并不清晰。本文基于消费经济学、消费心理学以及消费社会学相关理论分析了城乡教育差距影响城乡居民文化消费不平衡的机制；在消除内生性问题的基础上，采用微观家庭数据对城乡教育差距影响城乡居民文化消费不平衡的程度进行了实证分析。本文的研究结论不仅能够为解决“三农”问题以及在乡村振兴战略中大力发展农村教育提供理论与经验支撑，也有助于扩大农村居民文化消费需求，化解新时代社会主要矛盾，以及推动经济高质量发展。

二、文献综述与机制分析

(一)文献综述

居民收入、消费以及机会等方面的不平衡，一直是学术界和政策制定者关注的焦点[10]。国内外学者关于居民消费不平衡的研究主要集中于总消费的不平衡，较少涉及分项消费不平衡的研究[11-12]。然而，从居民社会福利的视角来看，分项消费不平衡的研究能够得出更加丰富和有用的信息[13]。例如，某个经济体居民食品消费的基尼系数达到0.4将比总消费的基尼系数达到0.4更令人担忧。因此，近年来分项消费不平衡的研究逐渐成为不平等经济学新的研究热点，但关于教育对居民文化消费不平衡影响的研究并不常见。

国外学者关于教育与居民文化消费不平衡之间关系的研究，常见于社会学家对社会阶层与社会地位的研究。社会上层人士拥有更多的文化资本，他们通过现行教育体系能够为子女提供更好的文化资源，因此，不同社会阶层与社会地位的人群之间存在显著的文化消费不平衡，并且文化消费不平衡能够通过教育在代际间传递，实现社会阶层的再生产[14-15]。经济学家关于文化消费不平衡问题的研究，主要集中于文化消费不平衡影响因素的研究。他们大多采用大样本微观数据进行实证研究，得出较为一致的结论：无论是某个国家内部的居民文化消费不平衡，还是国别间的居民文化消费不平衡，除了收入、年龄、性别、种族、职业等因素，受教育程度差异也是导致居民文化消费不平衡的重要原因，但教育对富裕国家居民文化消费不平衡的影响弱于不富裕国家[16-17]。

与国外研究相比，国内文化消费研究起步较晚，直到1987年才揭开文化消费研究的序幕[18]。我国经济持续快速发展，推动居民文化消费水平显著提升，相关研究逐渐受到研究人员的重视。从居民消费结构来看，文化消费占居民总消费的比重仍然偏低，相关研究主要集中于文化消费的内涵、特征、功能、变化趋势以及影响因素等方面，关于文化消费不平衡的研究则相对较少。综合现有文献，国内关于文化消费不平衡的研究主要集中在以下两个方面：一是文化消费不平衡的现状及其发展趋势。近年来我国居民的文化消费不平衡快速加剧，城乡居民间的文化消费不平衡不断扩大[19]。不同城市间，东、中、西部间，南、北方以及不同省份的居民间同样存在文化消费不平衡[20-23]。不同专业或年级的大学生群体之间，以及农民工与城市户籍人口之间，文化消费水平差异也较为明显[24-25]。此外，我国居民文化消费不平衡存在显著的空间分布特征[26]；二是文化消费不平衡的影响因素。文化消费作为居民总消费的构成之一，其消费需求不仅会受到经济、人口和制度等总消费需求影响因素的影响，而且还与文化消费本身的特性密切相关。国内学者遵循上述两条路线研究了我国居民文化消费不平衡的影响因素。研究发现，无论是城镇居民，还是农村居民，收入差距对我国居民的文化消费不平衡均具有最强的解释力[27]。城乡居民的文化消费对不同来源收入的反应存在显著差别，也能导致城乡居民文化消费差异[28]。金融发展的规模和效率能够显著影响城乡居民文化消费不平衡[29]。城乡居民家庭在年龄结构、家庭规模、赡养率等人口结构方面的不同，以及在社会保障程度方面的差距，造成了城乡居民文化消费不平衡[30]。诸多文化消费活动，如艺术品鉴赏、观看电影与表演艺术等，要求消费者具备一定的以知识为代表的解码能力，因此，受教育程度差异也是导致居民文化消费不平衡的重要原因[31]。尽管我国大多数商品供给过剩，但仍然存在文化产品和服务有效供给不足问题，中、西部农村地区尤为严重，加剧了我国城乡居民文化消费不平衡[32]。职业、个人特征以及消费习惯等因素的差异，也导致了不同群体间的文化消费不平衡[33]。

国内现有研究成果为降低我国不同地区或群体间的居民文化消费不平衡的程度提供了重要参考，但仍然存在一些不足，主要表现在以下两点：第一，现有研究较少涉及新时代城乡居民间文化消费不平衡的研究，特别是缺乏教育差距对城乡居民文化消费不平衡影响的深入研究。新时代背景下，中国更加注重城乡协调发展并将加强农村教育作为乡村振兴的重要手段。文化消费是居民美好生活的重要体现，深入研究城乡教育差距对城乡居民文化消费不平衡的影响具有重要的现实意义；第二，实证研究方法以描述性统计或均值回归为主，较少考虑不同文化消费水平下各因素对居民文化消费影响的差异，以及城乡居民家庭的异质性。描述性统计或均值回归只能得到城乡居民文化消费不平衡的平均影响效果，无法依据所得结论精准施策以有效降低城乡居民文化消费不平衡。鉴于上述不足，本文将采用无条件分位数分解的研究方法，从城乡居民家庭异质性的视角，深入研究城乡教育差距对我国城乡居民文化消费不平衡的影响。

(二)机制分析

传统消费经济学认为，一切消费活动都是从消费需求开始的，消费需求揭开了消费领域各项消费活动的序幕。经典消费者选择理论认为，居民消费是消费者在既定约束条件下进行消费决策以追求效用最大化的过程，资源禀赋约束决定了消费者的消费能力。消费心理学的研究则发现，内在需要或外在刺激能够激发消费者的消费动机，具备消费能力的消费者在消费动机的驱动下触发消费行为。城乡教育差距既影响居民的文化消费需求和能力，又影响居民的文化消费动机。参照Fortin等(2010)[34]关于不平等分解的研究方法，本文将城乡教育差距对文化消费不平衡的影响机制归纳为两种效应：禀赋效应(Endowment Effect)和结构效应(Structure Effect)。

1.禀赋效应

禀赋效应即城乡教育差距通过形成消费需求与消费能力差距，进而导致城乡居民文化消费不平衡。一方面，文化消费不同于一般物品消费，其消费对象具有更多的精神消费属性[35]。随着居民生活水平的提高，文化消费需求作为高层次的消费需求，是居民消费结构升级的重要方向；但不同文化程度居民的文化消费需求存在显著差异，受教育程度较高的居民通常具有更强烈的精神消费需求，从而文化消费需求更高。另一方面，消费者对文化产品和服务的欣赏、享受也是一种再造过程，要求他们具备由知识决定的解码能力[36]。知识是居民文化消费的重要约束条件，知识越丰富的居民，解码能力越强，文化消费能力也就越强。我国城镇与农村居民在受教育程度方面存在较大差异，平均而言，城镇居民的平均受教育年限比农村居民高3.2年(见表2)。因此，城乡居民家庭的教育差距会通过禀赋效应产生城乡文化消费不平衡。

2.结构效应

结构效应即城乡教育差距通过形成消费动机强弱差异，进而导致居民文化消费不平衡。分别来自城市和农村的甲、乙两位消费者，假如他们的收入、受教育程度等禀赋约束相同，如果甲的文化消费动机强于乙，则其文化消费水平将高于乙，本文将此效应称为结构效应。近年来我国不断加强农村教育，城乡教育差距总体上呈现不断缩小的趋势，但优质教育资源主要集中于城市的基本状况并没有改变。与农村居民相比，城市居民有更多机会接触重点中学、高等院校、科研机构、教育培训机构、图书馆以及博物馆等教育文化资源，从而形成更加强烈的文化消费外在刺激。此外，我国居民的文化消费与社会结构间存在明显的等级对应，文化消费水平较高的群体大多为城市中的社会优势群体[37]。为提升社会地位或融入社会优势群体，城市居民将会以社会优势群体作为文化消费参照对象，他们具有比农村居民更强烈的文化消费内在需求。因此，更加强烈的外在刺激和内在需求促使城市居民具有更强的文化消费动机，造成城乡居民文化消费不平衡。

综上所述，城乡教育差距将通过禀赋效应和结构效应影响文化消费不平衡，影响路径如图1所示。

图1 城乡教育差距对文化消费不平衡的影响机制

三、模型选择与变量说明

(一)模型选择

本文使用的基本模型来自Firpo等(2009)[38]提出的无条件分位数回归模型。该模型是基于复回中心影响函数(Recentered Influence Function，RIF)的分位数回归方法，即

E[RIF(C, Qτ/X)]=Xβ

(1)

其中，

(2)

以上两式中，Qτ表示城镇或农村居民人均文化消费支出自然对数C的累积分布函数的τ分位数，I(·)是一个指示函数，fY(·)表示城镇或农村居民人均文化消费支出自然对数C的密度函数，X表示由解释变量构成的向量，β是由解释变量回归系数构成的向量。

与普通分位数回归模型相比，RIF无条件分位数回归模型不仅可以通过模型(1)得到各解释变量对城乡居民文化消费水平的边际效应，还能将其与Oaxaca(1973)[39]以及Blinder(1973)[40]提出的基于回归分解方法相结合，对城乡居民文化消费不平衡进行无条件分位数分解(Unconditional Quantile Decomposition，UQD)，得到不同文化消费水平上各解释变量对城乡居民文化消费不平衡的贡献。

(3)

模型(3)中，及分别表示城镇和农村居民家庭人均文化消费支出自然对数的分位数复回中心影响函数值，及分别表示在分位数上采用模型(1)对城镇和农村居民家庭进行回归分析得到的解释变量估计系数组成的向量。及分别表示城镇居民家庭以及农村居民家庭由解释变量均值构成的向量。

模型(3)可以将解释变量对文化消费不平等的影响区分为禀赋效应和结构效应。模型(3)等号右边第一项是禀赋效应，表示可以由解释变量差异解释的城乡居民文化消费不平衡；模型(3)等号右边第二项是结构效应，表示可以由解释变量回归系数差异解释的城乡居民文化消费不平衡。

(二)变量说明

本文的大样本微观数据来自北京师范大学中国收入分配研究院开展的中国家庭收入调查(Chinese Household Income Project，CHIP)。为了追踪中国收入分配的动态情况，中国家庭收入调查(CHIP)在1989年、1996年、2003年、2008年和2014年进行了五次入户调查。2014年7-8月份，中国收入分配研究院与国家统计局联合国内外专家在北京、山西、辽宁、江苏、安徽、山东、河南、湖北、湖南、广东、重庆、四川、云南、甘肃和新疆等15个省(自治区、直辖市)进行了入户调查，获得18 948个家庭及个体的收支信息，以及其他家庭和个人信息，编号为CHIP2013。本研究得到除新疆之外其余14个省(直辖市)调查样本的所有信息，包括住户成员个人特征，住户收支、资产及债务情况，户主及配偶父母情况等。CHIP2013调查范围较广，数据质量较高，具有良好的代表性。

1.被解释变量：文化消费

根据《居民消费支出分类(2013)》的划分标准，文化消费支出包括居民用于教育以及文化和娱乐两方面的消费支出，其中，文化和娱乐类消费支出包括文化和娱乐耐用消费品、其他文化和娱乐用品、文化和娱乐服务以及一揽子旅游度假服务四项消费支出。由于CHIP2013数据中的居民文化消费支出是以家庭为单位进行统计的，因此，本文的被解释变量为将家庭层面的数据除以家庭规模得到的家庭人均文化消费支出，并取自然对数。

2.核心解释变量：教育年限

实证研究中，本文将城乡居民家庭户主受教育年限的总体平均差距作为城乡教育差距的代理变量。本文实证研究采用的微观数据样本量大，覆盖面广，城乡居民家庭户主受教育年限的总体平均差距是城乡教育差距的具体体现。

3.控制变量

本文选取的控制变量包括家庭人均可支配收入或人均纯收入、社会保障及劳保福利情况、年龄及其二次方、性别、政治面貌以及婚姻状况、家庭孩子数量、孩子平均年龄以及家庭赡养系数。其中，“保险”指的是户主参加医疗保险、养老保险或享有劳保福利的数量，若三者只有其一则取值为1，有两种则取值为2，全部都有则取值为3；如家庭户主为女性，“性别”虚拟变量取值为1，否则为0；如家庭户主为中共党员，“党员”虚拟变量取值为1，否则为0；如家庭户主已婚，“婚姻”虚拟变量取值为1，否则为0；赡养率通过家庭小于16及大于64岁的家庭成员数除以家庭总人数计算得出。为控制地域差异，本文控制了省份虚拟变量。

为提高数据质量，本文对样本数据进行了如下筛选：首先，只保留家庭收入及文化消费支出为正数的样本；其次，参照现有文献的做法，剔除家庭收入及文化消费支出最高和最低2%的样本，以消除异常值的影响；最后，借鉴邹红等(2013)[41]的研究，删除户主年龄小于21周岁的样本，以消除异常消费的影响。通过上述筛选，本文最终得到14 148个有效样本，其中，城镇居民家庭5 926个，农村居民家庭8 222个。主要变量的描述性统计结果如表2所示。

表2 主要变量的描述性统计

注：***、**、*分别表示估计系数在1%、5%和10%的水平上通过了显著性检验。下同。

城镇居民家庭的人均文化消费支出为1 656.11元，农村居民家庭仅为821.08元，前者是后者的2.02倍。无论城镇居民家庭还是农村居民家庭，其文化消费支出差异程度均较大。城镇居民家庭的人均可支配收入为26 050.78元，农村为10 979.44元，后者仅为前者的42.15%。城镇及农村居民家庭户主的平均年龄分别为50.17岁及51.99岁，后者略大于前者，这可能与农村地区大量青壮年劳动力外出务工有关。户主平均受教育年限方面，城镇居民家庭为10.34年，农村居民家庭则只有7.14年，前者平均受教育年限约比后者多3.2年。城镇居民家庭的平均孩子数量为0.84个，农村居民家庭则为1.20个，后者显著高于前者。两类家庭的赡养率基本相同，不存在统计意义上的显著差异。城镇居民家庭户主为女性及党员的比例分别达到了25.92%及24.33%，农村居民家庭却分别仅为8.12%及10.95%。城镇居民家庭户主享有的社会保障程度略高于农村居民家庭，而农村居民家庭户主已婚的比例却略高于城镇居民家庭。

四、实证分析

(一)RIF分位数回归

与均值回归相比，分位数回归能够识别在被解释变量整个分布上解释变量对它的影响，因而在实证研究领域的运用越来越广泛[42]。本文首先采用RIF分位数回归模型(1)对城乡居民总体进行回归分析，以便初步获得城乡居民文化消费不平衡的程度及其影响因素，结果如表3所示。

表3的回归结果表明，城乡居民家庭户主受教育程度增加能够显著扩大其文化消费需求。在其他变量保持不变的条件下，户主受教育程度每增加1年，平均可以扩大居民4.13%的文化消费需求。随着居民文化消费水平的提高，户主受教育程度对居民文化消费需求的影响呈先升后降的倒U形趋势：在10、25、50、75以及90分位数水平上，户主受教育程度对文化消费的边际贡献分别为1.52%、2.57%、5.40%、5.76%以及4.46%。

表3的结果还表明，控制其他影响因素的条件下，城镇居民的人均文化消费水平平均比农村居民高23.99%，我国居民文化消费水平存在较大的城乡地域差距。随着居民文化消费水平的提高，城乡居民间的文化消费差距呈先升后降的倒U形趋势：在10、25及50分位数水平上，城镇居民的人均文化消费水平分别比农村居民高23.36%、34.36%和31.99%，而在90分位数水平上，前者仅比后者高5.62%。对“城镇”虚拟变量系数估计值的检验结果表明，在1%的显著性水平上拒绝它们相等的原假设。并且，不同文化消费水平上城乡居民间的文化消费差距显著不同，而均值回归不能获得此信息。

表3 居民文化消费的RIF分位数回归结果

注：括号内为t值；被解释变量为城乡居民人均文化消费支出的自然对数；YES表示控制了省份虚拟变量。下同。

控制变量的影响方面，收入、孩子数量以及孩子平均年龄的增加均对城乡居民家庭文化消费支出有正向效应。赡养率对50分位数及以下水平城乡居民家庭文化消费需求具有正向影响，对75分位数及以上水平城乡居民家庭文化消费支出具有负向影响。户主为女性或党员对10分位数水平上城乡居民家庭的文化消费需求并没有显著影响，而对25分位数及以上水平城乡居民家庭具有正向影响。户主的社会保障程度以及婚姻状况对25分位数及以下水平城乡居民家庭的文化消费需求没有显著影响，但对50分位数及以上水平城乡居民家庭文化消费支出具有正向影响。户主年龄仅对90分位数水平上城乡居民家庭文化消费需求有正向影响，对其他各水平城乡居民家庭文化消费支出的影响不显著。

综合表2和表3的结果可以发现，城乡居民在文化消费不同分位数水平上都存在显著的文化消费不平衡。然而，表3回归结果稳健、可靠的前提是假设城乡居民的文化消费行为同质。接下来采用模型(1)分别对城乡居民家庭进行回归分析，以便检验城乡居民文化消费行为是否同质，回归结果如表4所示。

表4 城镇与农村居民文化消费的RIF分位数回归结果

注：被解释变量为城乡居民人均文化消费支出的自然对数。

对比表4中城乡居民家庭不同分位数上的回归结果可以发现，各解释变量在同一分位数上的回归系数估计值存在显著差异。例如，教育年限变量在城镇居民家庭各分位数上的回归系数估计值均显著高于农村居民家庭。因此，城乡居民家庭文化消费行为存在显著差异，表3仅采用“城镇”虚拟变量区分城镇和农村居民家庭，无法有效体现两类居民家庭文化消费行为的异质性，“城镇”虚拟变量的回归系数不能有效地度量城乡居民家庭的文化消费不平衡。

(二)无条件分位数分解

为解决表3所示RIF分位数回归分析结果存在的不足，本文基于城乡居民家庭异质性的视角，采用模型(3)对城乡居民文化消费不平衡进行无条件分位数分解。该方法可以将城乡居民文化消费不平衡分解为禀赋效应和结构效应两部分。禀赋效应是指由城乡居民收入、受教育程度等解释变量差距导致的城乡居民文化消费不平衡。结构效应是指由城乡居民文化消费行为差异导致的城乡居民文化消费不平衡。无条件分位数分解的结果如表5所示。

表5的分解结果表明：城镇居民人均文化消费水平平均比农村居民高96.14%，其中禀赋效应和结构效应分别为80.56%和15.58%；教育年限变量的禀赋效应为17.79%，表明城乡居民文化消费不平衡的17.79%是由城乡教育差距造成的；教育年限变量的结构效应为5.75%，表明城乡居民文化消费不平衡的5.75%是由城乡教育差距引致的城乡文化消费行为差异造成的。教育差距对文化消费不平衡的平均总效应高达23.54%。因此，城乡教育差距是造成城乡居民文化消费不平衡的重要因素。

表5 城乡居民文化消费不平衡的无条件分位数分解

注：被解释变量为城乡居民人均文化消费支出的自然对数。

不同文化消费水平上，城乡居民文化消费不平衡的程度存在显著差别，教育年限变量的贡献差异明显。在禀赋效应方面：在10、25、50、75以及90分位数水平上，城镇居民的人均文化消费水平分别比农村居民高105.99%、110.07%、116.20%、87.55%和63.45%，其中，禀赋效应分别为97.01%、88.77%、88.86%、72.10%和54.53%，各占总不平衡的91.51%、80.56%、76.51%、82.31%和85.83%；城乡居民受教育程度差异导致的禀赋效应分别为9.89%、23.10%、24.13%、15.96%和10.68%，各占总不平衡的9.34%、20.98%、20.74%、18.26%和16.85%；教育差距对10分位数水平上城乡居民文化消费不平衡的贡献最小，对90分位数水平上城乡居民文化消费不平衡的贡献次之，对50分位数水平上城乡居民文化消费不平衡的贡献最大。

在结构效应方面：教育年限对10分位数水平上城乡居民文化消费不平衡的影响并不显著；在25、50、75以及90分位数水平上，它的结构效应分别为8.41%、11.65%、5.45%以及2.13%，表明受教育程度对城镇居民文化消费的边际影响高于农村居民，导致前者的文化消费水平分别比后者高8.41%、11.65%、5.45%和2.13%。

五、进一步检验

为使实证研究结果更加可靠，有必要考虑是否存在由教育年限变量引起的内生性问题。由于我国教育成本较高，且教育回报率存在城乡差异，因此，城乡居民对教育消费存在选择性偏好[43]。教育消费属于居民文化消费的重要组成，上述分解结果没有考虑城乡居民教育消费的选择性偏好所导致的内生性问题，估计结果是有偏和不一致的。为解决上述内生性问题，本文参照现有研究方法，将城乡居民家庭户主的受教育程度用一个虚拟变量表示，即如果他们的教育年限高于9年，则该虚拟变量的取值为1，否则取值为0，并采用倾向得分匹配(Propensity Score Matching，PSM)方法对表5的结果进行修正[44]。

采用PSM方法处理由城乡居民教育消费选择性偏好所导致的内生性问题，首先需要得到倾向得分值。本文使用Logit模型对城乡居民家庭进行回归，以便得到样本的倾向得分值。Logit模型的控制变量包括户主父母亲的学历与职业、户主的年龄与性别以及省际虚拟变量。户主父母亲的学历为一个虚拟变量，其构建方法与户主学历虚拟变量相同；户主父母亲的职业也是一个虚拟变量，当他们为国家机关、党群组织、企事业单位负责人或专业技术人员时，该虚拟变量取值为1，否则0。Logit回归的结果如表6所示。

表6 预测倾向得分值的Logit回归结果

注：似然比为-8 521.255 1，虚拟R2为0.131 0；被解释变量为表示城乡居民家庭户主受教育程度的虚拟变量。

表6的回归结果表明：户主父母亲为高学历能够显著增加户主获得高学历的概率；户主父母亲为国家机关、党群组织、企事业单位负责人或专业技术人员也能显著增加户主获得高学历的概率；户主年龄越大，获得高学历的概率越小；其他条件相同的情况下，女性户主获得高学历的概率低于男性。表6的估计结果与我国实际情况基本吻合，因此Logit回归结果能够较好地预测城乡居民家庭户主是否为高学历。

基于Logit回归得到的倾向得分值，采用PSM方法能够处理由于城乡居民教育消费的选择性偏好所导致的内生性问题。常用的匹配方法有k近邻匹配、半径匹配、卡尺内最近邻匹配以及核匹配等。与其他匹配方法相比，核匹配在构造反事实结果时采用了全部控制组的信息，从而匹配结果更趋准确[45]。因此，本文采用核匹配方法以便更好地控制城乡居民教育消费选择性偏好的影响。图2和图3分别表示城镇居民家庭与农村居民家庭匹配前后户主为高学历的倾向得分值分布图。

图2 匹配前后城镇居民家庭户主高学历的倾向得分分布图

图3 匹配前后农村居民家庭户主高学历的倾向得分分布图

图2和图3显示，采用倾向得分匹配之前，城乡居民家庭户主为高学历的倾向得分值分布存在明显差异；采用倾向得分匹配之后，无论是城镇居民家庭，还是农村居民家庭，两条倾向得分值曲线的重合度明显提高。因此，倾向得分匹配效果较好，其结果可用于对模型(3)的修正。利用倾向得分匹配得到的权重，采用模型(3)对中国城乡居民文化消费不平衡进行加权无条件分位数分解，结果如表7所示。

表7 倾向得分匹配后中国城乡居民文化消费不平衡的无条件分位数分解

注：被解释变量为城乡居民人均文化消费支出的自然对数。

对比表5与表7的分解结果可以发现，控制城乡居民教育消费的选择性偏好所导致的内生性问题后，基于均值的城乡居民文化消费不平衡的分解具有如下特点：其一，城镇居民人均文化消费水平平均比农村居民高87.13%，低于匹配前的96.14%，其中，禀赋效应和结构效应分别为70.58%及16.55%，前者比匹配前低9.98个百分点，后者比匹配前高0.97个百分点；其二，教育年限的禀赋效应由匹配前的17.8%下降为14.8%，教育年限的结构效应由匹配前的5.75%上升为5.91%。

居民文化消费不平衡的无条件分位数分解具有如下特点：其一，在整个分布上，匹配后城乡居民的文化消费不平衡均有所下降，但不平衡的趋势仍然是倒U形，在50分位数上的不平衡程度最高，达到了105%；其二，禀赋效应依然是城乡居民文化消费不平衡的主要原因，在各分位数上，禀赋效应导致的居民文化消费不平衡介于49.9%-81.0%之间，占总不平衡的比重介于77.18%-90.67%之间；在10分位数上，结构效应对文化消费不平衡的影响并不显著，在其余各分位数上，结构效应对城乡居民文化消费不平衡具有明显影响，影响程度介于5.13%-23.97%之间，占总不平衡的比重介于9.37%-22.86%之间；其三，在10、25、50、75以及90分位数水平上，城乡居民受教育程度差异导致的禀赋效应依次为10.76%、19.80%、16.21%、10.03%和9.98%，除10分位数外，分别低于匹配前3.30、7.92、5.93以及0.70个百分点，但匹配后该变量在10分位数上的禀赋效应并不显著；其四，受教育程度变量在各分位数上的结构效应依次为4.94%、7.85%、9.38%、4.63%和1.38%，除10分位数外，分别低于匹配前0.6、2.3、0.8以及0.8个百分点，但匹配后该变量在10分位数上的结构效应不显著。

六、研究结论与政策启示

(一)研究结论

本文基于消费经济学、消费心理学以及消费社会学相关理论，分析了城乡教育差距影响居民文化消费不平衡的机制。在此基础上，利用CHIP2013微观家庭数据，采用倾向得分匹配法解决了城乡居民教育消费选择性偏好导致的内生性问题后，基于无条件分位数分解方法实证研究了城乡教育差距对城乡居民文化消费不平衡的影响。本文的主要研究结论如下。

第一，城乡教育差距通过禀赋效应和结构效应两种机制导致城乡居民文化消费不平衡，前者通过形成居民文化消费需求和消费能力差距，后者通过形成居民文化消费动机强弱差异，导致城乡居民文化消费不平衡。

第二，中国城镇居民人均文化消费支出平均比农村居民高87.13%。在居民文化消费支出的整个分布上，城乡居民文化消费不平衡，呈倒U形变化趋势，在50分位数上的不平衡程度最高，达到104.98%。

第三，城乡教育差距的禀赋效应导致城镇居民人均文化消费支出平均比农村居民高14.8%，是导致城乡居民文化消费不平衡的重要原因。城乡教育差距的禀赋效应对不同水平文化消费不平衡的影响存在较大差异，对25分位数及50分位数城乡居民文化消费不平衡的影响程度高于75分位数及90分位数的城乡居民，而对10分位数城乡居民文化消费不平衡的影响并不显著。

第四，城乡教育差距的结构效应导致城镇居民人均文化消费支出平均比农村居民高5.91%，也是导致城乡居民文化消费不平衡的重要原因。在文化消费的整个分布上，50分位数上教育差距的结构效应最强，25分位数上次之，90分位数上最弱。其他影响因素不变的条件下，提升相同程度受教育水平对扩大城镇居民文化消费需求的效应明显高于农村居民。

(二)政策启示

从城乡教育差距视角考察文化消费不平衡，有助于推动新时代中国人民美好生活需要的高水平趋同。文化消费在一定意义上代表了高层级的消费结构，城乡教育差距通过禀赋效应和结构效应显著影响文化消费不平衡。缩小城乡教育差距，推进共享式的消费结构升级，是坚持新发展理念的体现，是满足全体人民美好生活需要的途径，同时有助于激发农村消费需求潜力，增强消费对经济发展的基础性作用，推进经济高质量发展。

第一，提高农村教育质量，是促进城乡居民美好生活需要高水平趋同的重要措施。城乡教育差距通过禀赋效应对城乡居民美好生活水平差距的影响远强于结构效应，即受教育程度差距是造成我国城乡居民美好生活水平差距的主要因素。习近平总书记指出，“发展是第一要务，人才是第一资源，创新是第一动力”。城乡居民受教育程度差距是城乡发展资源不平衡的具体体现，也是造成农村经济创新动力缺乏的根源之一。积极引导各类资源流向农村地区、大力发展农村经济才能有效促进城乡教育均衡发展并导致城乡居民美好生活等值化。李克强总理在十三届全国人大三次会议闭幕会后的记者会上披露，“我们人均年收入是3万元人民币，但是有6亿人每个月的收入也就1000元”，这些低收入群体大多生活在农村。乡村振兴战略背景下，高质量的农村教育能够为大力发展农村经济提供智力支持，是实现包括中低收入居民在内的全体农村居民生活富裕这一奋斗目标的基础和保障。

第二，完善促进农村消费的体制机制，有助于激发农村居民消费需求潜力和推进乡村振兴发展战略。教育差距也能够通过结构效应造成城乡居民文化消费不平衡。居民消费是消费主体、消费客体和消费环境的有机统一。从消费主体看，城镇居民能够获取更加丰富的信息，即使受教育程度相同，他们的消费观念和消费文化也领先于农村居民；从消费客体看，我国并未形成城乡统一的市场体系，文化产品和服务等体现居民美好生活需要的高层次消费供给，不能有效满足农村居民多层次多样化消费需求；从消费环境看，农村地区现代物流、信息网络等基础设施不完善，以及城乡居民在教育、就业和社会保障等公共服务方面的失衡，制约了农村居民消费水平提升。各级行政机关从消费主体、消费客体和消费环境三个方面完善农村消费的体制机制，能够增强农村居民的文化消费动机并增加其文化消费需求，有效降低城乡居民美好生活水平差距。

第三，中国城镇居民的文化消费水平总体上显著高于农村居民，但不同消费层次城乡居民的文化消费不平衡存在显著差异，中等及中下水平城乡居民的文化消费不平衡程度强于高水平城乡居民；提升受教育水平以缓解中等及中下水平城乡居民文化消费不平衡的程度也强于高水平城乡居民。因此，促进城乡居民美好生活需要趋同不仅要努力扩大全体农村居民的文化消费需求，更要关注如何扩大中等及中下水平农村居民的文化消费需求，以及如何提高他们的受教育水平。

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作者简介：桂河清，男，聊城大学商学院副教授，主要从事消费经济研究；孙豪(通讯作者)，男，浙江工商大学经济学院副教授，浙江工商大学现代商贸研究中心研究员，主要从事消费经济研究。

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三、健康生活

【健康小贴士】医生告诫：这样吃饭，多活20年：第一告诫：吃饭一定要慢。美国国立衰老研究所（NIA）科学家茱莉·马蒂森及其同事对多项研究结果综合分析认为：适当降低进食量，可以延年益寿。美国塔夫茨大学营养专家苏珊·罗伯茨及其研究小组对218名21~50岁的参试者研究发现：食物摄入量减少25%的人，血液中好胆固醇明显升高，肿瘤坏死因子（TNFs）减少25%，胰岛素抵抗降低40%，整体血压更低。简单地说，这项研究表明，只需少吃一点，就有可能对抗衰老、延长寿命。

《现代财经-早读分享》是由《现代财经》天津财经大学学报编辑部编辑出版（总第1926期）

编辑整理：蔡子团队  

团队成员：高阳、徐姗姗、李莉、郭蔷、许思宁、马洪梅、蔡跀、陈晨、张晓丹、白晓萌、李茸茸、梁晓娟