基本公共服务均等化对家庭消费升级的影响研究

Research on the Impact of Equalization of Basic Public Services on Household Consumption Upgrading

摘要: 基本公共服务均等化作为一种解决收入分配不公、实现共同富裕的重要方式，正深刻改变着家庭的消费行为。本文基于中国家庭追踪调查(CFPS) 2014~2020年问卷数据以及样本所在地区基本公共服务均等化指数，通过双向固定效应模型，研究基本公共服务均等化对家庭消费升级的影响效应。研究发现，城乡之间基本公共服务均等化水平的提高显著刺激了家庭消费水平和结构的升级。同时，通过机制检验可知，群体内部收入分配不平等在这一影响过程中起到中介作用。此外，通过对样本分组进行异质性分析，发现基本公共服务均等化对农村、中西部以及中低收入家庭消费升级的促进效果更为显著。基于以上分析，本文结果对未来我国如何扩大内需，缩小城乡差距以及实现高质量发展具有重要参考价值。

Abstract: The equalization of basic public services, as an important way to solve the inequality of income distribution and realize common wealth, is profoundly changing the consumption behavior of households. Based on the questionnaire data of the China Family Tracking Survey (CFPS) from 2014 to 2020 and the index of equalization of basic public services in the region where the sample is located, this paper investigates the impact effect of equalization of basic public services on household consumption upgrading through a bidirectional fixed-effects model. It is found that the increase in the level of basic public service equalization between urban and rural areas significantly stimulates the upgrading of the level and structure of household consumption. Meanwhile, the mechanism test shows that the inequality of income distribution within groups plays a mediating role in this influence process. In addition, through the heterogeneity analysis of the sample subgroups, it is found that the equalization of basic public services has a more significant effect on the promotion of consumption upgrading of rural, central and western, as well as low- and middle-income households. Based on the above analysis, it is of great reference value for China to expand domestic demand, narrow the gap between urban and rural areas and realize high-quality development in the future.

1. 引言

在当前经济新常态下，一方面，中美经贸博弈加剧及人口结构转型带来的红利消退，使得国内投资与出口两大引擎动能减弱[1]，消费作为经济增长“压舱石”的作用愈发凸显。另一方面，随着中国进入高质量发展阶段，供给侧结构性改革已使得国内供给质量得到改善，而需求不足的问题仍待解决，要想实现优质的供给和需求相匹配，关键在于推动消费升级。

受疫情影响，近年来“消费降级”的话题引发讨论，但随着生产生活秩序的全面恢复，消费规模和增速稳步回升，消费发展升级趋势没有改变。从消费规模上看，2023年全年社会消费品零售总额47.15万亿元，最终消费支出对经济增长贡献率高达82.5%，成为拉动经济的主引擎。其中，全国居民可支配收入39,218元，人均消费增速达9%，背后反映的现实是居民消费能力的显著提升。从消费结构上看，2023年全国居民恩格尔系数降至29.8%，较2012年的33.0%下降3.2个百分点[2]，标志着居民生活品质持续提升。若这一趋势延续，我国有望在2025年前后迈入以服务型消费为主导的新发展阶段，为经济高质量发展注入持久动力。

尽管整体上我国消费水平持续向好，然而在城乡二元经济体制下仍存在家庭收入差距过大，消费水平不均衡等问题。2023年，我国人口类型中，农村占城镇比为51.1%，但在消费规模上，城镇消费品零售总额占比为86.3%，而农村仅为13.7%，在消费结构上，城镇恩格尔系数为28.8%，而农村却为32.4%。由此可见，以农民群体为代表的低收入家庭消费相对滞后是我国内需不足的主要因素，也反应出城乡之间尽管都呈现消费升级的态势，但发展速度存在差距。在此基础上，为打造一个良好的消费环境，国家层面愈发重视基本公共服务均等化建设，将其视为实现共同富裕、增进民生福祉的核心举措。

基于此，推进基本公共服务均等化是否能切实地促进家庭消费升级？如果是，群体内部收入分配不平等的改善是否作为这一影响过程的中介变量发挥作用？在不同样本组别中，基本公共服务均等化对家庭消费升级又会产生哪些异质性影响？本文围绕这些问题就此展开研究。

2. 理论分析与研究假说

在传统消费理论中，凯恩斯的消费函数表明消费水平与消费者的收入与边际消费倾向共同决定。由于不同家庭在原始财富积累和居住环境上存在差异，所以无法平等地享受社会资源和服务，而基本公共服务均等化可以缩小这部分差距并通过提供相对公平的消费环境影响家庭的这两个方面。尽管有文献提出政府提供公共服务的同时也会加重居民的税收负担从而抑制消费行为，但作为改善民生需求的政策手段，其更应该对消费表现出一种促进效用。

本文认为基本公共服务均等化可以通过收入效应、正外部效应与预期效应驱动家庭消费升级。其中，收入效应是指政府一方面通过加大公共服务支出带来的乘数效应拉动经济增长，促进就业规模扩大与居民薪资增长，另一方面通过对义务教育以及医保等准公共产品的供给，减少基本支出，共同提高居民可支配收入[3]。而正外部性和预期效应是指基本公共服务的均等化不仅为私人投资和消费提供良好的外部环境，关于教育、医疗卫生以及公共文化等基本公共服务还将直接作用于人力资本[4]，减少家庭对未来生活预期的不确定性，从而提高居民的边际消费倾向，从而实现消费升级。综上，提出假设1如下：

$H_1$ ：基本公共服务均等化水平的提高将促进家庭消费升级。

福利经济学关注社会公平和收入分配问题，主张通过政府干预来减少贫富差距，提高社会整体福利，其理论为政府制定收入再分配政策提供了依据。基本公共服务均等化作为再分配的一种手段，不仅能够提升民众参与初次分配的能力，还能通过财政转移支付等方式调节再分配，将资源从富裕地区向贫困地区倾斜，从而缩小地区间的收入差距，并同时促进群体内部收入分配公平[5]。而相对收入理论提出消费具有“棘轮效应”和“示范效应”，即家庭消费习惯于长期保持在一定水平和质量，并不会轻易降低。所以随着收入分配不平等的状况得以改善，居民在原有的消费水平基础上对消费质量的诉求将更高。综上，提出假设2如下：

$H_2$ ：基本公共服务均等化可以通过促进群体内部收入分配公平促进家庭消费升级。

3. 研究设计

3.1. 数据来源

本文的研究样本指标数据涉及宏观和微观两个层面，其中微观数据来源于中国家庭追踪调查(CFPS)数据库，本文选用2014~2020年共4年的家庭层面数据，提取其中各项家庭消费指标作为测算被解释变量的依据，以及一些家庭特征指标作为控制变量。而家庭所在地区的宏观层面数据，有关家庭样本所在城市的基本公共服务均等化水平，即解释变量，其测算指标则来源于《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》和EPS数据库等。同时，对样本做以下处理1) 以家庭和户主个人编码为依据，匹配当年家庭和个人数据库，且只保留四年均被调查的家庭，为尽量保证平衡面板的情况下，对少量样本指标缺失值和异常值进行均值填补或删除。2) 以地级市为单位，整理家庭样本所在地区的宏观指标并进行匹配。

3.2. 变量定义与描述

3.2.1. 被解释变量

本文的被解释变量为消费升级，包括消费水平升级和结构升级两方面，分别以发展、享受型消费支出总额(取对数)和其占家庭总消费支出的比重衡量。在CFPS数据库中，家庭的各项消费支出被分为居住支出、食品支出、衣着鞋帽支出、教育娱乐支出、医疗保健支出、交通通讯支出、家庭设备与服务支出以及其他消费性支出这八大类。本文根据已有文献做法[6] [7]，将前三类划分为生存型消费，后五项划分为发展、享受型消费，八项消费之和为家庭消费总支出。

3.2.2. 核心解释变量

本文的被解释变量为基本公共服务均等化。在测度均等化之前首先要计算出家庭所在地区的城乡基本公共服务供给水平。根据《“十四五”公共服务规划》所提，梳理现阶段我国基本公共服务的主要内容，涉及教育、就业、医疗卫生、住房保障，社会保障以及文化体育等方面[8]。结合本文研究的对象以及考虑到城乡之间数据的可获得性，参考已有文献做法[9] [10]，从与居民生活最相关的基础教育、医疗卫生、社会保障、公共设施四个维度构建基本公共服务供给水平指标体系，利用熵值法计算指标权重和地区得分。而关于基本公共服务均等化的测算，则参考相关文献[11]-[13]，引入信息熵进行测算。

3.2.3. 控制变量

为消除模型中可能变量对实证结果的影响，本文在对已有文献进行梳理后从个人层面、家庭层面和地区层面分别选取特征变量作为控制变量。其中，在选取个人层面的控制变量时，以CFPS中的“财务回答人”来表示该家庭的户主，并选取户主年龄、健康状况和受教育程度作为控制变量。考虑到家庭作为本文研究的主要对象，为全面地体现家庭特征，在选取控制变量时涉及家庭规模、家庭健康、家庭资产、家庭负债以及家庭结构等多个方面，并在问卷中选取对应的问题进行匹配。除此之外，由于城市发展水平差异可能也会对消费产生影响，因此还对家庭所在城市的经济水平、产业结构进行了控制。

基于以上所有分析，详细的变量选取及其定义见表1所示。

Table 1. Variable description and descriptive statistics

表1. 变量说明与描述性统计

变量名称	变量定义	观测值	均值	最大值	最小值
消费水平	家庭发展、享受型消费支出额(取对数)	15,936	9.451	1.099	15.33
消费结构	家庭发展、享受型消费占家庭总消费支出比重	15,936	0.431	0.001	1
基本公共服务均等化	基本公共服务均等化程度	15,936	0.123	0.062	0.291
收入分配不平等	通过Kakwani指数计算得到	15,936	0.481	0	0.999
年龄	户主年龄	15,936	52.27	14	93
健康状况	户主健康状况	15,936	2.831	1	5
受教育程度	户主受教育程度	15,936	1.851	0	7
家庭规模	家庭成员人数	15,936	3.916	1	15
家庭健康	家庭不健康人员人数	15,936	0.503	0	4
家庭资产	家庭净资产，取对数^1 (元)	15,936	12.20	−14.83	18.89
家庭非房产负债	家庭是否有非房产负债：是 = 1，否则 = 0	15,936	0.183	0	1
家庭房产负债	家庭是否有房产负债：是 = 1，否则 = 0	15,936	0.197	0	1
家庭结构	家庭少儿抚养比	15,936	0.143	0	2
经济水平	人均地区生产总值(万元)	15,936	4.828	1.017	17.43
产业结构	第二产业与第三产业产值比	15,936	0.989	0.248	3.822

3.3. 模型构建

本文构建的基准回归模型如下：

$Upgrad{e}_{i,t}={\alpha }_0+{\alpha }_{1}Equa{l}_{i,t}+{\alpha }_2{{\displaystyle \sum Controls}}_{i,t}+{\mu }_i+{\gamma }_t+{\epsilon }_{i,t}$ (1)

其中，被解释变量$Upgrad{e}_{i,t}$ 表示家庭$i$ 在第$t$ 年的消费升级水平，主要分为居民消费水平($Consumptio{n}_{i,t}$ )和消费结构升级($Structur{e}_{i,t}$ )两个部分；$Equa{l}_{i,t}$ 为核心解释变量，表示表示家庭$i$ 在第$t$ 年所在城市的基本公共服务均等化指数；${\displaystyle \sum Control{s}_{i,t}}$ 是一系列控制变量的集合，包括个体层面、家庭层面以及地区层面的特征变量；${\alpha }_0$ 为常数项，${\alpha }_1$ 为待估系数，${\epsilon }_{i,t}$ 为随机扰动项；${\mu }_i$ 、${\gamma }_t$ 分别为个体、时间固定效应。

为进一步考察基本公共服务均等化影响家庭消费升级的传导机制，本文借鉴温忠麟等[14]的研究成果构建中介效应模型，并运用逐步回归法进行后续检验，其中$Med{i}_{i,t}$ 为中介变量，其余变量设置均与基准回归保持一致，具体模型设定如下：

$Med{i}_{i,t}={\delta }_0+{\delta }_{1}Equa{l}_{i,t}+{\delta }_2{{\displaystyle \sum Controls}}_{i,t}+{\mu }_i+{\gamma }_t+{\epsilon }_{i,t}$ (2)

$Upgrad{e}_{i,t}={\theta }_0+{\theta }_{1}Equa{l}_{i,t}+{\theta }_{2}Med{i}_{i,t}+{\theta }_3{{\displaystyle \sum Controls}}_{i,t}+{\mu }_i+{\gamma }_t+{\epsilon }_{i,t}$ (3)

4. 实证分析

4.1. 基准回归

根据表2中模型(1)~(4)可知，无论是否在回归模型中加入控制变量，基本公共服务均等化对家庭消费升级的影响系数均显著为正。其中，(1) (3)列测度的是基本公共服务均等化对消费水平和消费结构的单独影响，回归系数分别为1.444和0.299，且均显著。(2) (4)列分别报告了在控制了个人、家庭以及地区层面的变量后，基本公共服务均等化在对居民消费水平和消费结构的影响结果都在1%水平上正向显著，结果显示基本公共服务均等化水平每增加1个单位，会使家庭消费水平和消费结构分别提高1.378和0.354个单位。这表明随着基本公共服务均等化程度的加深，能从居民消费水平和消费结构两方面促进家庭消费升级，由此假设$H_1$ 得以验证。

Table 2. Benchmark regression analysis

表2. 基准回归分析

变量	消费水平		消费结构
	(1)	(2)	(3)	(4)
基本公共服务均等化	1.444^***	1.378^***	0.299^**	0.354^***
	(0.545)	(0.524)	(0.116)	(0.117)
年龄		−0.0109^***		0.0000698
		(0.001)		(0.000)
健康状况		−0.0405^***		−0.0114^***
		(0.008)		(0.002)
受教育程度		0.0428^***		0.00121
		(0.014)		(0.003)
家庭规模		0.158^***		0.0136^***
		(0.010)		(0.002)
家庭健康		0.0606^***		0.0130^***
		(0.015)		(0.003)
家庭资产		0.00618^***		−0.0000624
		(0.002)		(0.001)
家庭非房产负债		0.297^***		0.0574^***
		(0.023)		(0.005)
家庭房产负债		0.0814^***		−0.0264^***
		(0.021)		(0.005)
家庭结构		−0.157^**		−0.0416^**
		(0.074)		(0.016)
经济水平		−0.0291^***		−0.00238
		(0.010)		(0.002)
产业结构		0.00824		−0.0248^**
		(0.047)		(0.011)
常数项	9.274^***	9.244^***	0.394^***	0.391^***
	(0.067)	(0.125)	(0.014)	(0.028)
家庭固定效应	YES	YES	YES	YES
年份固定效应	YES	YES	YES	YES
观测值	15936	15936	15936	15936
R-squared	0.634	0.659	0.442	0.458

注：括号内是家庭层面的稳健聚类标准误，其中^*p < 0.1，^**p < 0.05，^***p < 0.01，下同。

4.2. 稳健性检验

由于变量设定以及样本选择可能产生偏误，本文为保证实证结果的可靠性，采取更换被解释变量和剔除特殊样本的方法进行重新回归，从而保证结论的稳健性。

4.2.1. 替换被解释变量

上文已用家庭整体的发展、享受型消费支出额和其占家庭总消费支出的比重作为被解释变量。本节继续采用家庭人均发展、享受型消费支出额以及构建消费升级指数的方法[15]作为替代变量重新进行回归。回归结果如表3所示，基本公共服务均等化对消费水平和结构升级的影响系数依然为正，说明基准回归结果具有一定的稳定性。

Table 3. Robustness test 1

表3. 稳健性检验1

变量	消费水平	消费结构
	(1)	(2)
基本公共服务均等化	1.255^**	0.654^***
	(0.518)	(0.201)
常数项	9.007^***	0.909^***
	(0.125)	(0.049)
控制变量	YES	YES
家庭固定效应	YES	YES
年份固定效应	YES	YES
观测值	15936	15936
R-squared	0.595	0.440

4.2.2. 剔除特殊样本

考虑到CFPS在调查过程中，一方面宏观经济上受到了诸如房地产过热、新冠疫情等事件的影响，不同时点上家庭的消费行为可能存在较大波动。另一方面，由于政策和资源的倾斜，省会城市经济发展水平和基本公共服务供给质量要高于其他城市。所以本文采用两种方式剔除特殊样本改变样本范围：一是去掉新冠疫情发生时2020年的家庭样本数据。二是去掉处于省会城市的家庭调查样本。回归结果如表4所示，回归结果依然显著。

Table 4. Robustness test 2

表4. 稳健性检验2

变量	消费水平		消费结构
	(1)	(2)	(3)	(4)
	剔除2020年	剔除省会城市	剔除2020年	剔除省会城市
基本公共服务均等化	1.866^***	1.522^**	0.300^**	0.437^***
	(0.684)	(0.609)	(0.148)	(0.135)
控制变量	YES	YES	YES	YES
常数项	9.132^***	9.240^***	0.417^***	0.389^***
	(0.156)	(0.134)	(0.035)	(0.030)
家庭固定效应	YES	YES	YES	YES
年份固定效应	YES	YES	YES	YES
观测值	11952	14079	11952	14079
R-squared	0.702	0.651	0.527	0.454

4.3. 内生性检验

尽管本文在基准回归中采用家户、时间的双重固定效应模型，但模型中仍然可能因为遗漏变量或双向因果等因素产生内生性问题。因此，本文借鉴已有文献做法[16]-[18]，引入各地级市的财政透明度作为工具变量(IV)进行两阶段最小二乘法(2SLS)对模型进行内生性检验，回归结果如表5所示。可知，在使用工具变量进行检验的情况下，F统计量为39.37，LM统计量为40.27并且p值均小于1%，Wald F统计量为64.65，大于16.38的临界值，说明基准模型通过了内生性检验。

Table 5. Instrumental variable method

表5. 工具变量法

变量	消费水平		消费结构
	第一阶段	第二阶段	第一阶段	第二阶段
	(1)	(2)	(3)	(4)
财政透明度	0.057^***		0.057^***
	(0.009)		(0.009)
基本公共服务均等化		24.728^***		3.962^**
		(9.561)		(2.012)
控制变量	YES	YES	YES	YES
家庭固定效应	YES	YES	YES	YES
时间固定效应	YES	YES	YES	YES
观测值	15,936	15,936	15,936	15,936
第一阶段F值	39.37		39.37
Kleibergen-Paap rk LM	40.27 (p = 0.000)		40.27 (p = 0.000)
Cragg-Donald Wald F	64.65		64.65

4.4. 机制检验

基于前文理论分析，收入分配不平等的缩小可以有效促进居民消费结构的升级，而基本公共服务均等化是否能通过缓解居民群体内部收入不平等来促进消费升级？为检验这一影响机制，参考已有文献做法[19] [20]，使用Kakwani指数刻画家庭当前的收入不平等程度，并带入前文构建的中介效应模型对消费升级的两个方面进行逐步回归分析，回归结果如表6所示。

根据(1)列结果可知，基本公共服务均等化对群体内部收入分配不平等具有抑制作用，回归系数为-0.237，且在5%的水平上负向显著，说明随着基本公共服务均等化水平的持续提高，带动了城乡之间生产要素的流动，优化了资源配置，有利于居民人力资本的提高，从而形成缓解群体内部收入分配不平等的内生动力。根据(2) (3)列结果可知，在基准回归模型中加入收入分配不平等的代理变量Kakwani指数后，家庭的消费水平和消费结构仍分别在5%和1%的水平上显著为正，而Kakwani指数分别在1%和5%的水平上显著为负，这说明收入分配不平等对消费升级的抑制作用。同时，被解释变量系数都有所减少，进一步证实了收入分配不平等这一中介机制的存在，假设$H_2$ 得证。

Table 6. The intermediary effect test of income distribution inequality

表6. 收入分配不平等的中介效应检验

变量	(1)	(2)	(3)
	Kakwani指数	消费水平	消费结构
基本公共服务均等化	−0.237^**	1.231^**	0.349^***
	(0.108)	(0.521)	(0.118)
Kakwani指数		−0.621^***	−0.0227^**
		(0.050)	(0.011)
常数项	0.686^***	9.670^***	0.407^***
	(0.027)	(0.128)	(0.029)
控制变量	YES	YES	YES
家庭固定效应	YES	YES	YES
年份固定效应	YES	YES	YES
观测值	15936	15936	15936
R-squared	0.724	0.664	0.458

4.5. 异质性分析

4.5.1. 城乡异质性

由于中国城乡长期存在二元分割，导致城乡居民对公共服务的可及性和受益感知存在系统性差异，而这种差异又是否会影响到家庭的消费观念？本节基于数据库中对家庭的城乡分类，对两类家庭群体进行分组回归。根据表7回归结果系数和显著性可知，基本公共服务均等化促进了农村家庭的消费升级，对城市家庭影响并不显著。其可能原因为城市家庭已普遍享有较高水平的基本公共服务，且由于均等化政策侧重于“保基本”而非“促优质”，导致其与城市家庭高阶需求错配，此时城市家庭的发展、享受型消费更多与收入水平挂钩。对于农村家庭，基本的公共服务则精准解决了家庭在相关方面的短缺，直接降低家庭刚性支出负担，使其更容易进行高层次消费。

Table 7. Urban-rural heterogeneity outcome

表7. 城乡异质性

变量	消费水平		消费结构
	(1)	(2)	(3)	(4)
	城市	农村	城市	农村
基本公共服务均等化	0.857	1.744^**	0.282^*	0.373^**
	(0.703)	(0.790)	(0.155)	(0.178)
常数项	9.316^***	9.198^***	0.356^***	0.429^***
	(0.201)	(0.164)	(0.043)	(0.038)
控制变量	YES	YES	YES	YES
家庭固定效应	YES	YES	YES	YES
年份固定效应	YES	YES	YES	YES
观测值	6884	9052	6884	9052
R-squared	0.674	0.633	0.479	0.430

4.5.2. 区域异质性

考虑到我国不同区域的经济发展水平、基本公共服务供给以及均等化水平同样存在较大差异，本文依照受访家庭所在省份，将样本分为东部和中西部两大区域并进行分组回归。根据表8回归结果可知，基本公共服务均等化只对中西部地区家庭消费水平有在5%水平上的显著影响，这可能是因为东部地区本身经济实力以及消费水平较高，由于存在一定的支出刚性，因此促进消费水平扩张的作用并不显著，而中西部地区消费仍处于“需求牵引供给”的初级形态。而有关消费结构升级，两组地区虽然均呈现显著的正向影响，但东部0.523的系数是高于中西部0.312的，这可能是由于东部在整体消费意识和消费环境上更优，基本公共服务均等化一定程度上为家庭在教育和医疗等消费领域提供便利，而中西部家庭同样受影响，但受到地区发展以及基本公共服务供给不足等原因的限制。

Table 8. Geographic location heterogeneity

表8. 区域异质性

变量	消费水平		消费结构
	(1)	(2)	(3)	(4)
	东部	中西部	东部	中西部
基本公共服务均等化	1.220	1.684^**	0.523^***	0.312^**
	(0.820)	(0.702)	(0.187)	(0.155)
常数项	9.012^***	9.334^***	0.329^***	0.417^***
	(0.225)	(0.152)	(0.049)	(0.035)
控制变量	YES	YES	YES	YES
家庭固定效应	YES	YES	YES	YES
年份固定效应	YES	YES	YES	YES
观测值	5980	9956	5980	9956
R-squared	0.676	0.644	0.477	0.436

4.5.3. 收入层级异质性

收入是影响家庭消费升级的重要因素，为探究不同收入群体在基本公共服务均等化影响消费升级过程中的差异，本文依照家庭人均收入的均值将目标样本划分为中低收入组和高收入组两个组别，并进行分组回归。根据表9回归结果可知，基本公共服务均等化对中低收入组的消费水平和消费结构均在5%的水平上显著，而仅对高收入组的消费结构在10%的水平上显著，且系数0.273也小于中低收入组的0.377，这可能是因为高收入家庭对于发展、享受型消费的需求已得到充分满足，而中低收入家庭更依赖这些基本公共服务来减少必要支出负担，从而缓解其预算约束，减少预防性储蓄，释放消费潜力。

Table 9. Income tiers heterogeneity

表9. 收入层级异质性

变量	消费水平		消费结构
	(1)	(2)	(3)	(4)
	中低收入组	高收入组	中低收入组	高收入组
基本公共服务均等化	1.729^**	0.843	0.377^**	0.273^*
	(0.873)	(0.658)	(0.191)	(0.151)
常数项	8.988^***	9.523^***	0.430^***	0.363^***
	(0.180)	(0.184)	(0.041)	(0.041)
控制变量	YES	YES	YES	YES
家庭固定效应	YES	YES	YES	YES
年份固定效应	YES	YES	YES	YES
观测值	7968	7968	7968	7968
R-squared	0.635	0.635	0.450	0.463

5. 结论与建议

本文首先在理论层面对城乡基本公共服务均等化影响家庭消费升级进行分析，其次利用CFPS数据与宏观地区层面数据相匹配形成面板数据，构建多个模型进行实证研究，检验基本公共服务均等化是否促进了家庭消费升级，并在之后对其中的传导机制进行拓展分析。最后主要得到以下结论：第一，基本公共服务均等化的提高能够从消费水平、消费结构两方面显著促进家庭消费升级。第二，群体内部收入分配不平等在基本公共服务均等化影响家庭消费的过程中存在部分中介效应。第三，基本公共服务均等化主要促进了农村地区、中西部地区以及中低收入家庭的消费升级。

基于以上分析，关于我国将来如何更好地推进基本公共服务均等化政策以更好地实现全体居民消费升级，达到共同富裕，本文提出相应建议如下：(1) 加大公共财政支出，持续推进公共服务均等化。让财政资金优先向社会保障、基础设施等均等化程度较低的项目倾斜。(2) 创新供给体系，发展多元化基本公共服务。利用当下互联网、人工智能等技术实现服务的多元化发展，提高便捷性和适配性。(3) 完善收入分配制度，缩小群体内部收入差距。通过城乡教育、医疗资源均衡配置，打破人力资本积累壁垒，缓解因公共服务差异衍生的收入机会不平等。(4) 统筹协调城乡发展，实施差异化区域推进策略。重点推动公共服务向农村下沉，优先补齐中西部相关服务短板，推动人才、技术、数据等要素联动共享。

NOTES

¹由于家庭净资产存在部分负值，因此本文取对数借鉴Matthias Busse (2006)的做法，$y=\ln \left(x+\sqrt{x^2+1}\right)$ ，通过此方法转换可以保持资产的符号。