SCI论文（www.lunwensci.com）:
［摘 要］ 厘清空气质量对城乡居民消费差距的影响作用，有助于理解中国式现代化进程中绿色发展与共同富 裕目标的协同推进。从医疗和防御性支出、规避行为以及劳动生产率等视角阐释了空气质量影响城乡居民消 费差距的理论机制，并使用 2005—2020 年中国省际面板数据对其影响作用进行了实证检验。研究发现 : 空气 质量改善会显著缩小城乡居民消费差距，这一结论在使用逆温天数作为工具变量进行内生性处理， 以及更换 空气污染物指标、考虑空间自相关等方式进行稳健性检验后依然成立; 该作用通过缩小城乡居民消费倾向差距 以及城乡居民收入差距两条渠道产生; 此外，空气质量对城乡居民消费差距的影响作用还存在空间溢出效应。研究结果表明，推动绿色发展改善空气质量，能够缩小城乡居民消费差距，从而助力共同富裕目标的实现。
［关键词］ 绿色发展,空气质量,城乡居民消费差距,共同富裕,规避行为
一、 引言
党的二十大报告指出，推动绿色发展与实现 共同富裕是中国经济高质量发展的两个重要内 容［1］ 。那么这两项内容能否有机结合、协同推进 呢? 或者说，绿色发展可否促进共同富裕呢? 这 一问题的答案对于评估绿色发展的福利效应具有 重要意义。一方面，对于推动绿色发展而言，改 善空气质量是其关键目标 ; 另一方面， 由于居民 消费直接体现了居民获得的实际福利和效用水平， 所以对于实现共同富裕而言，促进居民消费平等 是其关键目标和具体要求。此外，在中国城乡二 元结构下，城乡居民消费差距过大是我国居民消 费不平等的典型特征。 因此，本文具体以空气质 量对城乡居民消费差距的影响作用为研究切入点， 探讨这一问题的答案。
自党的十八大明确提出 “绿色发展理念” 以 来，中国的经济发展方式由原来高能耗高污染的 粗放式发展方式逐渐向绿色发展方式转变，并且 已取得显著成效，空气质量改善明显［2］ 。 比如， 以雾霾污染为例，2021 年我国 PM2. 5 年均浓度由2015 年的每立方米 46 微克下降到每立方米 30 微 克［3］ 。 同时，近年来我国城乡居民消费差距呈现 出逐渐减小的趋势。 国家统计局官方数据显示， 2010 年全国城镇居民人均消费支出约为农村居民 人均消费支 出 的 3 倍，而在 2021 年则下 降为 2 倍。虽然越来越多的学者们开始关注空气质量或 绿色发展的经济后果，但尚无文献将我国空气质 量的改善与城乡居民消费差距的缩小联系起来。
鉴于此，本文从医疗和防御性支出、规避行 为，以及劳动生产率等视角系统阐释了空气质量 影响城乡居民消费差距 的 理 论 机 制， 并 使 用 2005—2020 年中国省际面板数据对此影响作用及 其渠道进行了实证检验。可能的边际贡献在于 : 第一，系统性地梳理了空气质量影响居民消费行 为的相关理论，并结合城乡居民的差异化特征， 构建出了空气质量通过城乡居民消费倾向差距以 及城乡居民收入差距两条渠道影响城乡居民消费 差距的理论机制 ; 第二，在使用逆温天数作为工 具变量进行内生性处理， 以及更换空气污染物指 标、考虑空间自相关等方式进行稳健性检验后， 本文发现，空气质量改善会显著缩小城乡居民消费差距，并且这一作用存在空间溢出效应 ; 第三， 以空气质量改善对城乡居民消费差距的缩小作用 为具体视角，对绿色发展可否促进共同富裕这一 问题给出了肯定的回答。
二、文献综述与理论分析
(一) 文献综述与理论基础
目前直接探讨空气质量如何影响城乡居民消 费差距的文献十分匮乏，但有三方面的文献与本 文密切相关，这些文献为本文构建空气质量影响 城乡居民消费差距的理论机制提供了借鉴与启示。
首先与研究空气质量 ( 空气污染) 如何影响 居民消费的文献相关。空气污染对居民消费的影 响既有促进的一方面，也有抑制的一方面。促进 作用体现在以下两点 : 第一，空气污染会损害居 民的身心健康，从而对居民的医疗消费支出产生 正向作用［4－6］ ; 第二，空气污染还会导致居民增 加口罩、空气净化器以及健康保险等防御性支出， 以降低空气污染带来的健康风险［7－10］ 。抑制作用 则由居民对空气污染的规避行为和环境效用产生。 规避行为是指，当居民逐渐认识到空气污染的负 面影响时，居民会减少暴露在空气污染环境中的 时间，因此会减少外出［11－12］ 。居民外出活动的减 少会降低居民外出消费的机会，从而降低居民消 费支出［13－17］ 。环境效用实际上来自于解释环境库 兹涅茨曲线的理论，该理论认为，随着经济的快 速发展所带来的居民收入增加以及环境污染加剧， 消费的边际效用将逐渐小于环境的边际效用，此 时居民愿意通过减少消费来增加环境投资，从而 换取环境的改善［18－20］ 。实证研究表明，在总体层面上，空气污染对居民总消费支出表现为抑制作用［21－22］。
其次与研究空气质量如何影响城乡居民不平 等的文献相关，但这些文献仅从城乡居民收入差 距的角度进行了探讨［23－24］ 。此类文献发现空气污 染扩大了中国城乡居民收入差距，并结合人力资 本积累理论，从城乡居民的人力资本投资差异视 角对此扩大作用进行了解释。不过，除了人力资 本投资差异之外，这些文献并未考虑城乡居民在 规避行为、防御性支出等方面的差异。
最后还与研究绿色发展如何影响共同富裕的 文献相关，这类文献侧重于阐述绿色发展影响共同富裕的机制。其关键机制主要包含两个方面 : 一是绿色发展可通过推进绿色分工、促进技术创 新、优化分配格局以及扩大就业等方式推动居民 收入增长与分配改善［25－26］ ; 二是绿色发展可通过改善生态环境增加居民的绿色财富价值，从而推动生态共同富裕［27－28］。
(二) 空气质量影响城乡居民消费差距的理 论机制
本文将城乡居民在经济水平、居住环境、劳 动技能以及受教育水平等方面的差异特征，与空 气质量影响居民消费与收入的理论机制相结合， 系统阐述空气质量影响城乡居民消费差距的理论 机制。
1. 空气质量对城乡居民消费的直接影响机制
前文的文献回顾和理论基础表明，空气质量 可通过医疗支出、 防御性支出和规避行为直接影 响居民消费，而城乡居民的差异特征会导致空气 质量在这些方面对城乡居民消费产生差异化影响。
第一，医疗支出和防御性支出差异。 首先， 城镇地区相比农村地区具有更丰富的医疗保健资 源，所以城镇居民相比农村居民，接受医疗救助 以及购买防御性产品和服务的时间与经济成本更 低。其次，与农村居民相比，城镇居民受教育水 平较高，对空气污染带来的健康风险具有更高的 认识 ; 同时城镇居民经济收入水平相比较高，所 以进行就医和防御性消费的意愿也较高。这两方 面的因素使得空气污染对城镇居民医疗支出和防 御性支出的促进作用大于农村居民。
第二，规避行为差异。 由于居民消费场所主 要位于城镇地区，尤其是服务业消费，所以农村 居民外出消费暴露在空气污染中的时间比城镇居 民更长。另外，城镇地区互联网基础设施与物流 服务远比农村地区发达，所以相比农村居民，城 镇居民可以通过线上消费替代部分外出消费需求。 因此，空气污染通过规避行为对农村居民消费的 抑制作用大于城镇居民。
综上，空气污染对城镇居民医疗支出和防御 性支出的促进作用大于农村居民， 同时对城镇居 民规避行为导致的抑制作用又小于农村居民，这 两方面的作用都意味着空气污染会对城乡居民消 费差距产生正 向影响。 由于上述直接影响机制 并不涉及空气质量对居民收入的影响 ， 因此空气质量对城乡居民消费差距的直接影响机制实 际上表现为空气质量对城乡居民消费倾向差距 的影响。
2. 空气质量对城乡居民消费的间接影响作用
空气质量还会通过影响城乡居民收入差距间 接影响城乡居民消费差距。相关研究表明空气污 染会通过影响劳动人口身心健康降低其劳动生产 率，进而降低其收入。对劳动生产率的降低作用 具体表现为三种途径 : 第一，空气污染会损害人 们的身体健康，进而通过破坏人力资本积累降低 其劳动生产率［29－31］ ; 第二，空气污染会损害人们 的心理健康［32－33］ ，进而导致劳动者心理情绪低 落，出现 “出工不出力” 的现象，从而降低劳动 生产率［34－35］ ; 第三，空气污染会引起当地人口向 外迁移，以及阻碍外来高人力资本人口流入，从而抑制本地人力资本积累，进而降低当地整体水平上的劳动生产率［36－41］。
与城镇居民相比，有两方面的原因使得农村居民的劳动生产率对空气质量更加敏感，从而导 致空气污染会扩大城乡居民收入差距。一方面， 农村居民大多从事农业生产或者低技能劳动，所 以比城镇居民更长时间暴露在室外的空气污染中， 其身心健康自然更容易受到空气污染的损害。另 一方面，受经济和教育水平约束，农村居民对其 健康人力资本的投资低于城镇居民，从而加大城 乡居民劳动生产率差异。此外，基于健康人力资本投资视角的一些实证研究发现，空气污染确实会拉大城乡居民收入差距［23－24］。
3. 机制总结与研究假说
如图 1 所示， 以上理论分析表明，空气质量 对城乡居民消费差距的影响机制可概括为两条渠 道 : 第一，空气质量改善通过影响城乡居民医疗 与防御性支出以及规避行为直接缩小城乡居民消 费倾向差距 ; 第二，空气质量改善通过劳动生产 率路径缩小城乡居民收入差距，进而间接缩小城 乡居民消费差距。
据此，提出研究假说 : 空气质量改善有助于 缩小城乡居民消费差距，并且这一作用通过缩小 城乡居民消费倾向差距以及缩小城乡居民收入差 距两条渠道产生。
三、实证研究设计
(一) 基准回归模型设定
依据前文理论分析，设定如下计量模型，考 察空气质量对城乡居民消费差距的影响 :
式 ( 1) 中，被解释变量 TCit 为 i 地区 t 年的城乡 居民消费差距， 以泰尔指数方式计算得出 ; 核心 解释变量 AIRit 为 i 地区 t 年的空气质量 ; Xit 为表 征地区经济特征以及气象特征的控制变量。为减 缓异方差影响，所有水平控制变量都取对数，ui和 γt 分别为地区和时间固定效应，εit 为误差项。 需要说明的是， 由于理论分析表明城乡居民收入 差距是空气污染导致城乡居民消费差距发生变化 的关键渠道，因此，基准回归模型中的控制变量 并未包含城乡居民收入差距，而是在渠道检验部 分再将其加入。使用省级层面数据进行分析，因 此 i 为省份，共包括 31 个省、 自治区、直辖市， 不包括港澳台地区 ; 时间 t 为 2005—2020 年。
(二) 变量选取
1. 被解释变量
城乡居民消费差距 ( TC) 。城乡居民消费差 距通常使用城乡居民消费支出比值与泰尔指数两 种方式来衡量。与比值法相比，泰尔指数法考虑 了城乡人口数量结构的变化。考虑到在样本时间 范围内我国城镇化进程较快，城乡人口结构发生了重大变化，因此，本文参照徐敏和姜勇 (2015)［42］ 的研究，以泰尔指数方式来衡量城乡居民消费差 距，并以城乡居民消费支出比值进行稳健性检验。 城乡居民消费差距可表示为 :
式 (2) 中，j = 1 ，2 ，分别表示城镇和农村，Cj t 表示第 t 期城镇 (j = 1) 或农村 (j = 2) 居民总消 费支出，Ct 为城镇与农村居民总消费之和 ; Pj t 表 示第 t 期城镇或农村居民总人口数，Pt 为城镇与 农村居民总人口数之和。
2. 核心解释变量
空气质量 (AIR) 。根据中国环境监测总站网 站的数据① , 以 PM2. 5 为代表的雾霾污染物是我国 近年内最主要的空气污染物，并且相比于其他空 气污染物，雾霾污染更容易被居民感知到，故其 更容易影响居民的生活与消费行为。 因此， 以各 省的 PM2. 5 年均浓度表征空气质量水平，并在后文 中使用另外两种主要空气污染物二氧化硫 ( SO2 ) 与氮氧化物 ( NOx ) 排放量作为空气质量的其他 代理变量进行稳健性检验。 常用的 PM2. 5 数据有 两类，一类是地面监测站点汇报的实时数据，另 一类是卫星监测数据，学者们认为卫星监测数据 属于面源数据， 比地面监测数据能更全面地代表 一个地 区的雾霾污染水平［43－44］ 。 因此本文使用 PM2. 5 的卫星监测数据计算各省份 的 PM2. 5 年均 浓度 。基础数据源于美国哥伦比亚大学社会经 济数据与应用中心公布的全球 PM2. 5 年均浓度 卫星监测数据 ，利用 ArcGIS 软件 ，结合 中 国省 级区域划分矢量图从该数据中提取 出 各 省 的 PM2. 5 年均浓度 ，并取对数得到核心解释变量空 气质量 ，并且该值越大表示空气质量越差。
3. 控制变量
首先，选择表征地区经济特征 的控制变量 : 经济发展水平 (pgdp) ， 以人均 GDP 作为代理变 量; 城镇化率 (czhl) ，使用城镇常住人口比重表 示 ; 财政支出 (czzc) ， 以地方政府一般公共预算 支出占 GDP 的比重衡量 ; 老年抚养比 (lnfy) ，以 65 岁以上人口占比作为老年抚养比 ; 第三产业占 比 (dszb) ，以第三产业占比衡量产业结构，并以 第三产业行业增加值除以 GDP 得到 ; 交通基础设 施 (jtss) ，以每万人万平方公里公路里程表示 ;
医疗资源 (ylzy) ，用每千人口医疗卫生机构床位 数来代表各地区的医疗设施水平。
其次，除了空气质量之外，气候因素也会影 响居民的工作效率以及外出意愿，从而影响居民 消费。 因此，为进一步缓解遗漏变量问题，加入 表示地区气候特征的控制变量 : 年度平均气温 (qw) 、年 降水量 (js) ， 以及年平均风速 (fs) 。 以上数据通过将各省份所包含的所有气象监测点 的数据平均得到。
4. 工具变量
逆温天数比例 (nwts) 。在后文的内生性处理 部分，以一年当中逆温天数的比例作为空气质量 的工具变量。在气象学中，大气的温度通常随着 高度的上升而下降，但是在异常情况下，会出现 大气温度随高度增加而升高的反常现象，这一现 象被称之为逆温现象。参照相关研究［5，45－46］ ，使 用美国国家航空航天局 ( NASA) 提供 的大气温 度数据来计算逆温天数指标② , 如果一天当中出 现第二层 ( 320 米) 空气温度高于第一层 ( 110 米) 空气温度的情况，就计该日为逆温天。先计 算每个地级市一年内的逆温天数，然后按省进行 平均，得到每个省份一年内的逆温天数，再除以 全年总天数得到逆温天数比例。
5. 渠道变量
城乡居民收入差距 ( TI) ，以泰尔指数方式来 衡量城乡居民收入差距。城乡居民消费倾向差距 (DCP) ，以居民消费支出与居民可支配收入的比 值表示居民 ( 平均) 消费倾向，然后以城镇居民 消费倾向与农村居民消费倾向之比作为城乡居民 消费倾向差距的代理变量。
(三) 数据来源与统计描述
地区经济特征以及城乡居民人均可支配收入 与人均消费支出原始数据来源于各省的统计年 鉴、《中国交通运输统计年鉴》、《中国卫生健康 统计年鉴》， 以及 EPS 数据平台。GDP 、居民收 入和居民消费等名义变量依据 GDP 平减指数与 居民消费价格转化为了 2005 年为基期的不变价 实际值。气象数据的原始数据来源于国家气象科 学数据中心。二氧化硫和氮氧化物排放量数据来 源于 《中国环境统计年鉴》。 表 1 显示了各变量 的描述性统计特征。
四、实证分析
(一) 基准回归分析
首先通过最小二乘法估计双向固定效应模型来 检验空气质量对城乡居民消费差距的影响，表 2 报 告了基准回归的估计结果。第 ( 1) 列是仅以核心 解释变量空气质量作为自变量的估计结果，第 (2) 列是控制了地区经济特征之后的估计结果，第 (3) 列是进一步控制了地区气候特征之后的估计结果。
第 ( 1) 列中空气质量 AIR 的系数为正，且 在 1% 的水平上显著。第 (2) 列中控制了地区经 济特征控制变量后，空气质量的系数虽然有所减 小，但依然在 1% 的水平上显著为正。第 (3) 列 中进一步控制了地区气候特征之后，空气质量的 系数值与第 (2) 列相似，且同样在 1% 的水平上 显著为正。 由于空气质量 AIR 的值越大表示空气 质量越差，因此，基准回归结果表明较差的空气 质量会显著扩大城乡居民消费差距，反之，空气 质量的改善则有助于缩小城乡居民消费差距。
从控制变量的结果来看，经济发展水平、城 镇化水平与医疗设施的估计系数显著为负，说明 提升经济发展水平、促进城镇化以及改善医疗设 施水平会明显降低城乡居民消费差距。其他经济 特征变量的系数虽然不显著，但其符号与经济直 觉一致。气候特征控制变量的系数并不显著，说 明在一整年的时间跨度范围内，城乡居民消费差 距对气候特征并不敏感。
(二) 内生性处理与稳健性检验
1. 内生性处理
控制了一些地区经济特征以及气候特征等影 响城乡居民消费的因素，并采用双向固定效应控 制了不随时间或地区变化的地区特征和时间特征。 但居民消费决策十分复杂，涉及的影响因素较多， 因此本文的基准回归模型仍然面临着遗漏变量的 可能性。此外，居民消费与空气污染之间存在着 双向因果关系，这使得城乡居民消费差距也可能 反向影响空气污染，所以基准模型可能存在着内 生性问题。为此，利用工具变量法通过 2SLS 估计 来解决可能存在的内生性问题。
参照 陈 帅 和 张 丹 丹 ( 2020 ) ［35］ 与 FU 等 (2021) ［46］ 的研究，以一年当中逆温天数的比例作 为空气质量的工具变量。该变量的含义与处理方 式已在前文介绍，此处不再赘述。一方面，逆温 现象会抑制空气流动，从而阻碍污染物扩散，加 剧当地的空气污染。所以，一年当中逆温现象发 生的天数与空气质量相关，满足工具变量的相关 性要求。另一方面， 由于逆温现象是纯粹的气候 现象，与人们的日常经济活动相互独立，因此逆 温现象并不直接影响城乡居民消费，满足工具变 量的排他性约束要求。
表 3 显示了工具变量的 2SLS 回归结果，与基 准回归一样， 同时控制了地区和时间固定效应。 第一阶段回归的 Kleibergen-Paap rk Wald F 统计量 为 26. 264 ，大于弱工具变量的经验值 10 ，说明不 存在弱识别问题。另外，从第一阶段的回归结果 来看，逆温天数比例与当期的空气质量在 1% 的水 平上显著正相关。 因此，本文选择的工具变量是 有效的，2SLS 估计结果可靠。第二阶段的回归结 果显示，空气质量项的回归系数比基准 OLS 回归 系数稍大，并且在 10% 的水平上显著为负。可见， 在考虑了可能存在的内生性问题后，空气质量对 城乡居民消费差距的影响作用依然显著。 总之， 基于工具变量的 2SLS 估计结果同样表明，空气质 量改善会缩小城乡居民消费差距。
2. 稳健性检验
(1) 剔除部分样本。考虑到我国西藏和青海 两个高原省份受空气污染影响的程度较小，将这 两个省份剔除后回归，结果为表 4 第 ( 1 ) 列。 结果显示空气质量的系数虽然较基准回归有所下降，但依然在 5% 的水平上显著为正，同样说明基 准回归结果可靠。
(2) 替换被解释变量。基准回归使用了以泰 尔指数方式衡量的城乡居民消费差距，在此使用 城乡居民消费之比 ( CXXFB) 来代表城乡居民消 费差距进行回归，表 4 第 (2) 列显示了估计结 果。空气质量对城乡居民消费之比的影响系数在 5% 的水平上显著性为正，同样说明空气质量改善 会缩小城乡居民消费差距。
(3) 替换核心解释变量。 除了雾霾污染物之 外，二氧化硫 ( SO2 ) 与氮氧化物 ( NOx ) 是空 气污染的另外两种重要构成。首先分析 SO2 排放 量对城乡居民消费差距的影响。 以人均 SO2 排放 量的自然对数 (lnSO2 ) 作为核心解释变量进行估 计，表 4 第 ( 3) 列的估计结果显示，人均 SO2 排放量对城乡居民消费差距的影响系数在 5% 的水 平上显著性为正，这说明 SO2 排放量增加亦会扩 大城乡居民消费差距。
然后分析氮氧化物排放量对城乡居民消费差 距的影响。 以人均工业氮氧化物排放量的自然对 数 (lnNOx ) 作为核心解释变量进行估计，表 4 第 (4) 列显示了估计结果。可 以看 出，人均工 业氮氧化物排放量对城乡居民消费差距的影响系 数在 1% 的水平上显著性为正，这说明工业氮氧化 物排放量的增加同样会扩大城乡居民消费差距。 总的来看，使用不同空气污染的代理指标进行分 析得出的结论与基准回归一致。
(4) 考虑消费习惯的作用。考虑到居民消费 行为还可能受到消费习惯特征的影响，导致城乡居民消费差距可能存在惯性特征，为此在基准回 归模型中加入城乡居民消费差距的一阶滞后项进 行估计。 由于加入被解释变量的滞后项后模型变 为了动态面板模型，OLS 估计将不一致，因此使 用系统 GMM 方法进行估计。在估计时，选择城 乡居民消费差距的二阶与三阶滞后项作为其自身 的工具变量，并将核心解释变量空气质量也视为 内生变量，使用空气质量的一阶与二阶滞后项作 为工具变量，表 4 第 (5) 列显示了动态面板估计结果。从模型诊断结果来看，残差自回归检验 结果显示存在一阶自相关，不存在二阶自相关， 所以选择被解释变量只滞后一期较为合理; 同时 Sargan 检验的 P 值均大于 0. 1 ，无法在 10% 的显著 性水平上拒绝工具变量有效的原假设，说明系统 GMM 估计结果是可靠的。估计结果显示空气质量 的回归系数与基准回归较为接近，并且在 10% 的水 平上显著为正，进一步说明空气质量改善会缩小城 乡居民消费差距这一基本结论是稳健的。
(三) 影响渠道分析
前文的理论分析表明，空气质量既通过影响 城乡居民收入差距间接影响城乡居民消费差距， 也通过影响城乡居民消费倾向直接影响城乡居民 消费差距，本文对这两种渠道进行检验。
首先检验城乡居民收入差距渠道。将以泰尔 指数方式计算得到的城乡居民收入差距 ( TI) 对 空气质量进行回归， 回归结果在表 5 第 ( 1) 列 中显示。可以看出空气质量对城乡居民收入差距 的影响系数为 0. 028 ，且在 10% 的水平上显著， 这表明空气质量改善会缩小城乡居民收入差距。 然后检验城乡居民收入差距对城乡居民消费差距 的影响，表 5 第 (2) 列的估计结果显示，城乡 居民收入差距的系数在 1% 的水平上显著为正，说 明城乡居民收入差距扩大会加剧城乡居民消费差 距。上述分析表明，空气质量改善会通过缩小城 乡居民收入差距间接缩小城乡居民消费差距，可见，城乡居民收入差距的间接渠道成立。
其次检验城乡居民消费倾向差距的直接渠道。 表 5 第 (3) 列中显示了以城乡居民消费倾向差 距作为被解释变量的估计结果，可以看出，在控 制了城乡居民收入差距的影响之后，空气质量的 系数在 1% 的水平上显著为正，表明空气质量改善 会显著缩小城乡居民消费倾向差距。表 5 第 (4) 列的估计结果显示，城乡居民消费倾向差距的缩 小有助于减小城乡居民消费差距。 以上结果表明， 空气质量通过影响城乡居民消费倾向差距直接影 响城乡居民消费差距的直接渠道也成立。 另外， 在表 5 第 (5) 列中同时控制了城乡居民收入差 距与城乡居民消费倾向差距之后，空气质量的影 响系数接近于零，并且变得不再显著，这说明上 述两条渠道较好地解释了空气质量对城乡居民消 费差距的影响作用。
( 四) 异质性分析
进一步从异质性视角考察空气质量对城乡居 民消费差距的影响及其作用机制。
1. 消费类别异质性与机制探讨
首先按照国家统计局官方分类将居民消费类 别分为八类，然后根据泰尔指数方式分别计算各 类消费的城乡居民消费差距，再分别对空气质量 进行回归，表 6 显示了估计结果。总的来看空气质量对各类消费差距的影响系数都为正，但对不 同种类消费的影响作用大小存在着明显 的差异。 结合回归系数的大小和显著性水平来看，空气质 量改善对城乡居民消费差距的缩小作用主要是通 过城乡居民的交通通信、生活用品及服务、居住 和食品这几类消费形成的。空气质量对城乡居民 衣着、教育文化娱乐、 医疗保健和其他消费的差 异化影响作用并不明显。
上述结果与前文的理论逻辑一致，并且进一 步支持了前文的理论分析。首先，从交通通信来 看，空气污染引起的规避行为更容易降低农村居 民的交通出行支出，而增加城镇居民的通信支出。 因为农村地区通信基础设施条件落后，空气污染 对农村地区通信支出影响较小 ; 但规避行为会使 城镇居民线上活动增加，从而增加通信支出，也 使得城镇居民面临上下班等必需的出行时更多地 选择乘坐交通工具，减少暴露在空气污染物中的 时间，因此空气污染会加剧城乡居民的交通通信 消费差距。其次，从生活用品及服务来看，空气 污染引起的防御性支出意愿会增加城镇居民口罩、 空气净化器等生活用品的消费，但农村居民防御 性支出意愿较低，因此空气污染亦会加剧城乡居民的生活用品及服务消费差距。再次，从居住来 看，城镇居民居住成本普遍高于农村居民居住成 本，空气污染也更容易加剧城镇居民居住成本， 造成城乡居民居住消费差距扩大。最后，从食品 来看，当前我国城乡居民已满足基本的食品保障 需求，居民普遍追求更加丰富美味的食品， 以满 足其更高的需求。高端食品消费往往位于城镇地 区，而空气污染引起的规避行为使得农村地区居 民进城意愿 降低，从而拉大城乡居民食品消费 差距。
2. 区域异质性
中国幅员辽阔，南北地区不仅空气污染程度 存在差异，其居民生活习俗与消费需求也存在差 异，从而导致空气质量对不同地区的城乡居民消费差距有不同的影响作用。 中国北方地区在进入 秋冬以后，天气将变得干燥寒冷，不利于空气污 染物扩散 ; 同时由于城乡居民的采暖需求，空气 污染物的排放将进一步加剧。表 7 第 ( 1) 和第 (2) 列分别显示了北方和南方地区城乡居民消费 差距对空气质量的回归结果。结果表明空气质量 对南北地区城乡居民消费差距都存在显著的正向 作用，但对北方地区城乡居民消费差距的影响作 用更大。这也意味北方地区改善传统高耗能高污 染供暖方式，减少空气污染，更有助于缩小城乡 居民消费差距。
3. 经济发展水平异质性
随着经济发展水平的提高，农村居民对生活 质量的需求逐渐提升，对空气污染危害的认识也 逐渐提高，从而使得农村居民对人力资本的投资 以及防御性支出也不断增加，这会减弱空气污染 对农村居民消费的抑制作用。为此， 以人均 GDP 的中位数为分组依据将样本分为高低经济发展水 平两组，进行检验，表 7 第 (3) 和第 (4) 列分 别显示了高经济发展水平组和低经济发展水平组的 估计结果。 比较两组结果发现，在高经济发展水平 组，空气质量对城乡居民消费差距的影响系数较 小，并且不显著; 而在低经济发展水平组，空气质 量对城乡居民消费差距的影响系数较大，且在 10% 的水平上显著。这说明，经济发展水平越低，空 气污染对城乡居民消费差距的扩大作用就越大。
五、扩展性分析 : 空气质量对城乡居民消费 差距的空间溢出效应
前文的分析并未考虑空间相关性，如果忽略 个体在空间层面存在的相关性，那么估计结果可 能会有偏误［47－48］ 。 中国城乡居民消费差距具有强烈的空间相关性和依赖性，一省的居民消费水平 受到邻近省份消费水平的影响［42，49］ 。 同时， 以雾 霾污染为代表的空气污染物，因受到气候流动和产 业空间布局的影响，也具有空间相关特征［43，50］。 因此，有必要在考虑空间相关性的情况下进一步 检验空气质量对城乡居民消费差距的影响作用， 并同时考察空气质量对城乡居民消费差距是否存 在空间溢出效应。为此，本部分建立空间面板计 量模型来分析空气质量对城乡居民消费差距的 影响。
(一) 空间计量模型设定
首先，利用经纬度数据计算各省市地理中心 位置间的欧式距离 dij ，构造反距离地理距离权重 矩阵 W:
随后利用该矩阵分别逐年计算城乡居民消费 差距与空气质量的全局 Moran’s I 指数，以检验空 间自相关。表 8 中的检验结果显示，从 2005— 2020 年，城乡居民消费差距的全局 Moran’s I 指 数都在 1% 的水平上显著为正 ; 空气质量的全局 Moran’s I 指数也都至少在 5% 的水平上显著为正。 这表明城乡居民消费差距与空气质量在邻近省市 之间存在显著的正向自相关，所以使用空间计量 模型分析空气质量对城乡居民消费差距的影响作 用具有合理性。
空 间杜 宾模 型 ( SDM ) 、空间自回归模型 (SAR) 和空间误差模型 (SEM) 为常用的空间计 量模型。 由于 LM 检验在 1% 的显著性水平上同时 拒绝了空间滞后项和空间误差项不存在自相关的 原假设，LR 检验和 Wald 检验也同时拒绝了 SDM 模型可以退化为 SAR 模型或 SEM 模型的原假设。 所以，SDM 模型优于其他两种模型。但为了结果 的稳健性，本文通过构建如下空间面板计量模型， 同时利用这三种模型进行分析 :
式 (4) 中，被解释变量 TCit 为城乡居民消费差 距，Xit 为包括核心解释变量 AIRit在内的所有解释 变量，ui 和 γt 分别为个体和时间固定效应，εit 为误 差项 ; WTCit 为空间自回归项，也称为空 间滞后 项，ρ 为空间自回归系数 ; WXit 为解释变量的空间 滞后项，δ 为其系数; Wεit 为误差项空间滞后项，λ 为其系数。当 λ = 0 时，为空间杜宾模型 ; 当 λ = δ = 0 时，为空间自回归模型 ; 当 ρ = δ = 0 时，为 空间误差模型。
(二) 空间计量模型回归结果与分析
表 9 显示了空间计量模型的回归结果，其中 第 (1) 、 (2) 、 (3) 列分别为 SAR、SEM、 SDM 模型的回归结果 ，其中 SDM 模型包含了所有解释 变量的空间滞后项 ，而第 ( 4 ) 列 的 SDM 模型 未包含空气质量的空间滞后项 。 与基准 回归一 样 ，所有模型均控制了地区和时间双向固定效 应 ， 以缓解遗漏变量问题 。 可 以看 出 ，在这三 种空间计量模型下 ，核心解释变量空气质量的 系数值基本一致 ，并且都在 1% 的水平上 显 著 为正 ，空间计量模型得到的系数值与基准回归 结果也非常接近 。 这些结果说 明 ，在考虑 了空 间相关性 之 后 ，基准回归得到的结论依旧稳 健 ， 即空气 质 量改善能够缩小城乡居民消费 差距。
综合上述分析可得，空气污染不仅对本地区 城乡居民消费差距具有正向的直接效应，亦对邻 近地区的城乡居民消费差距具有正向的间接效应。 这说明，在考虑了空间相关性之后，基准回归的 结论依然稳健，并且空气污染对城乡居民消费差 距具有正向的空间溢出作用，不过这一空间溢出 作用是通过城乡居民消费差距的空间自相关间接 产生的，空气污染不直接影响邻近地区的城乡居 民消费差距。这意味着空气污染不仅会加剧本地 区的城乡居民消费差距，还会加剧邻近地区的城 乡居民消费差距。
六、结论
作为绿色发展的关键目的，空气质量的改善 能否产生消费公平效应，进而助力实现共同富裕， 对于持续推进绿色发展具有重要现实意义。考虑 到城乡居民消费差距过大依然是当前我国居民消 费不平等的最突出特征，所以本文以空气质量对 城乡居民消费差距的影响作用为研究切入点，通 过理论与实证分析具体探讨了推动绿色发展能否 与实现共同富裕目标协同推进。本文的主要研究 结论如下 :
第一，空气质量改善能够显著缩小城乡居民 消费差距，这一基准结论通过以逆温天数作为工 具变量进行内生性处理， 以及更换空气污染物指 标等方式进行稳健性检验后依然成立。这一结果 意味着，伴随着近些年来我国经济发展模式向绿 色发展方式逐渐转变，我国空气质量的不断改善， 显著缩小了城乡居民消费差距，进而从消费公平 维度促进了共同富裕。
第二，从直接影响渠道来看，空气质量改善 显著缩小了城乡居民消费倾向差距。这一作用主 要来自于两个方面。一方面， 由于城镇居民相比 农村居民具有更好的医疗环境和更强的健康风险 防范意识，因此其医疗和防御性支出对空气质量 更加敏感，故而空气质量改善对城镇居民医疗和 防御性支出的降低作用更明显。另一方面， 由于 农村居民距离消费市场的地理距离相对较远，并 且缺乏线上替代渠道，因此其消费潜力更容易被 规避行为所抑制，故而空气质量的改善对农村居 民消费潜力的释放作用更强。
第三，从间接影响渠道来看，空气质量改善 显著缩小了城乡居民收入差距。这是因为，农村 居民相比城镇居民因更多的户外空气暴露以及更 低的健康人力资本投资，导致其劳动生产率对空 气质量更加敏感，故而空气质量改善更能提升农 村居民的劳动生产率。
第四，从消费结构异质性来看，空气质量改 善主要缩小了城乡居民的交通通信、生活用品及 服务、居住和食品这几类对空气质量较为敏感的消费类别的消费差距。从地区异质性来看，空气 质量改善对城乡居民消费差距的缩小作用在北方 地区和经济发展水平低的地区更为显著。
第五，空气质量对城乡居民消费差距还存在 显著的空间溢出效应，本地空气质量的改善亦有 助于缩小邻近地区的城乡居民消费差距，这说明 绿色发展方式转型所带来的空气质量改善效应在 空间层面产生了正外部性。
本文的研究具有以下政策含义 :
第一，总的来看，本文的研究结果表明，相 比于城镇居民，农村居民承担的空气污染成本更 高，故而绿色发展方式转变所带来的空气质量改 善效应，也在更大程度上提升了农村居民的福利 水平，进而促进了城乡居民的共同富裕。此外， 空气质量的改善还直接体现出了居民生态富裕水 平的提升。 因此，在当前居民不断追求高质量生 活水平的背景下，绿色发展和共同富裕之间并不 存在权衡取舍，而是相辅相成的。
第二，就如何继续推动绿色发展改善空气质 量而言，可以从三个方面进行着力。首先，继续 加强环境规制，通过增加企业的污染成本来倒逼 企业控制污染物排放。其次，通过财政金融支持 政策推动产业结构绿色转型升级，尤其是对于经 济发展水平较低的地区， 比如， 以税收优惠等方 式，驱动生产要素从传统低效率高能耗高排放的 部门向高效率低能耗低排放的部门转移。最后， 以 “碳达峰” 和 “碳中和” 目标为契机，推动能 源清洁低碳高效利用， 以及加快建设新型能源体 系，实现能源结构转型升级，特别是对于需要进 行冬季供暖的北方地区而言。
第三，除了直接改善空气质量之外，还可以 通过推动农村网络基础设施建设以及增强农村居 民健康意识来减弱空气污染对农村居民的福利损 害，进而推动城乡居民收入与消费平等。 首先， 农村网络基础设施建设可以提升农村居民的线上 消费，弥补因规避行为被抑制的消费需求。其次， 增强农村居民的健康意识可以助推农村居民增加 防御性支出来保障身心健康，进而通过提升农村 居民劳动生产率来增加其收入。
［注 释］
① 网站 : http : / / www. cnemc. cn / 。
② 网 站: https : / / disc. gsfc. nasa. gov / datasets / M2I6NPANA _ 5. 12. 4/summary ， 该网站提供了由 MERRA－2 卫星绘制的 50 千米× 60 千米的空间栅格数据，共包括海平面以上 110 米至 3 600 米的42 个垂直层，每 6 小时报告一次气温数据。
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