中国城乡分项消费波动的异质性福利损失研究

2018年5月第2.卷第3期
当代经济科学
Modern Economic Science
May, 2018
Vol.40 No.3
中国城乡分项消费波动的异质性福利损失研究
陈太明
(东北财经大学经济学院，辽宁大连116025)
摘要：本文在对消费波动的福利损失基准模型进行扩展的基础上，从理论和经验分析两个维度对中国城乡 居民分项消费波动的福利损失差异进行系统性研究，为改善民生提供了来自稳定分项消费视角的决策参考。

研 究发现:农民分项消费波动的福利损失往往比城镇居民的更大，但医疗保健和居住除外；就城镇居民而言，居住和 医疗保健消费波动的福利损失依次为最大和次大，为此稳定房价和医疗体制改革成为提升城镇居民福祉的关键；农民家庭设备消费波动的福利损失在城乡居民所有分项消费中最大，但剔除耐用品后明显降低，表明“家电下乡”之类的政策适合阶段性开展;农民文教娱乐消费波动的福利损失为农民分项消费中次大，凸显了大学生就业问题 的严峻性。

本文的研究结果为深人理解居民消费波动的福利效应提供了依据，并为如何完善差异化的稳定性政 策和提升公众福利提供了政策启示。

关键词：城乡居民；分项消费；消费波动；福利损失；异质性
文献标识码：A文章编号：1002 -2848 -2018(03)-0025 - 10
一、引言与文献综述
短期消费波动会使居民蒙受福利损失，长期消 费增速放缓也会降低居民福利水平。

就中国的经验 证据而言，大量研究表明短期波动会降低中国长期 增速13]，这就意味着消费波动会通过直接和间接两 个渠道损害居民福祉。

为此，虽然政府掌握的资源 是稀缺的，但其资源在波动与增长之间的优化配置 却并非相互替代，而是相得益彰，具体表现为稳定性 政策不仅有助于降低短期波动幅度，并且还有利于 促进长期增速，进而能够更大程度地提升居民的福 利水平。

简言之，政府的短期稳定性政策还额外具 动长期增长的 。

，国城乡居民
的波动性存在异质性，不同分项消费的波动性也有 所不同，进而导致城乡居民在不同项目消费波动中 承受的福利损失也必然千差万别，这表明政府用于稳定性政策的资源在城乡间以及不同分项消费间的 优化配置存在权衡取舍。

为了改善民生，稳定性政 策究竟应更加关注城镇居民和农民各自的哪一些分 项消费，这取决于城乡居民分项消费波动的福利损 失孰大孰小。

因此，基于波动负面影响增长的理论 拓展模型，系统探讨中国城乡居民分项消费波动的 福利损失差异，对于政府稳定性政策有的放矢地找 准改善民生进而切实提升城乡居民福祉的抓手至关 重要。

针对消费波动的福利损失研究可追溯至L j cas[4]。

他最早建立了消费波动和消费增速下滑的 福利损失理论模型（简称基准模型)并运用美国数据 进行定量研究，结果显示消费增速下滑的福利损失 远大于消费波动的福利损失。

很多学者对这一结论 提出质疑，并通过修正Lucas基准模型或搜集其他 国家的样本探究消费波动福利损失是否确实非常
收稿日期：2017 - 09 - 22
基金项目：国家自然科学基金青年科学基金项目（71403044);国家社会科学基金重大项目（12f Z D067);国家社会科学基金重大项目(15ZDA011);国家自然科学基金面上项目（71273043);东北财经大学研究生教学改革研究项目（_Zx201721)。

作者筒0:陈太明（1979 —），辽宁省铁岭市人，东北财经大学经济学院副教授，经济学博士，硕士生导师，研究方向：宏观经济学％
本刊网址：！t t p:!$kx.x$(.ed(.cn 25
小。

大量国外后续理论与经验研究中，部分学者得 到的福利损失依然较小[1=]，更多学者则得到较大的 福利损失〜12]。

在国内，少数经济学者对中国消费 波动的福利损失进行了有益的探讨，发现中国消费 波动福利损失大于Lucas2初始估算结果[13<。

显 然，这些得到较大福利损失的国内外研究对于L u­cas2结论构成了 一定的挑战。

消费波动可能因为阻碍消费增长而导致了高昂 的福利代价。

部分已有研究在探讨消费波动的福利 损失时之所以得到了较小的估算结果，其重要原因 之一就是这些文献都假定消费波动与消费增长是相 互独立的，但这一前提假定却与大量国内外文献的 研究结果严重不符。

大量的理论研究[1=18]和经验 研究[13，>2°]结果都一致表明，短期波动对长期增长 存在显著的负面影响。

事实上，根据Lucas基准模型 得到的估算结果实际上只是消费波动（相对于消费平 稳）的直接福利损失，该领域一个非常有意义的研究 方向恰是要充分考虑到消费波动通过对消费增长产 生不利影响进而还额外给居民带来了间接的福利损 失，少量国外文献都仅是曾经涉及这一点[11’>，遗憾 的是，均未通过理论建模展开进一步的针对性研究。

城乡居民分项消费的波动性及其福利损失存在 明显差异。

城乡居民分项消费具有两个维度的差 异，一是城乡维度的差异，二是分项维度的差异，进 而表现出完全不同的波动性，导致城乡居民从不同 项目的消费波动中承受的福利损失也是差异化的，对于这一点必须给予深人的考察。

但该领域的国内 研究[1316，122]均没有考虑不同项目消费之间的异质 性，而主要采用全国层面实际人均消费数据估算消 费波动性及其福利损失，导致存在如下局限性：全国 层面消费实际上是中国城乡各分项消费数据的平均 值，基于平均值分析得到的研究结果仅是一个保守 估算，掩盖了来自城乡和分项两个维度的差异化特 征，也掩饰了那些福利损失较大的消费项目真正给 城镇或农村居民福利带来的巨大影响，不利于洞悉 城乡居民承受的福利损失异质性。

因此，系统量化 不同分项消费给城乡居民带来的差异化福利损失，有助于更好地理解经济运行中各项消费波动的福利 损失排序，进而政府部门可针对波动性及其福利损 失较大的消费项目做出一定的政策倾斜，以更好地 改善民生，切实提升全体居民福祉。

综上，尽管已有很多文献测度了中国居民消费26波动的福利损失，但绝大多数研究都将消费波动和 消费增长之间的关联割裂开并仅采用全国层面的消 费数据进行探讨，测度结果自然也经不起更严谨的 推敲。

本文的主要贡献是将消费波动的直接和间接 福利损失纳人到一个完整的模型框架中进行理论分 析，基于扩展后的模型框架，使用更加细化的城乡居 民分项消费数据，首先从定量意义上测度了中国城 乡居民 项 动的 ，然 理 经验两个维度进一步细致分析城镇居民和农民各自分 项 动的 。

二、理论模型
消费波动的福利损失包括两方面，一是相对于 消费平稳的直接福利损失，二是通过影响消费增速 而导致的间接福利损失，量化消费波动的福利损失 必须考虑消费波动对消费增长的影响。

本文用于测 度城乡 项 动 的是将 动对消费增长的影响嵌人Lucas[4]消费波动福利损失 基准模型拓展而成。

在基准模型框架下，整体经济 由具有无限生命的同质消费者构成，典型消费者目 标是最大化自己终身期望总效用：
e{$$u('")(1) t-o
其中$为主观贴现因子，w(()为对应"期实际 消费的个体效用。

为推导消费波动福利损失的显示 解，其他假定与Lucas2基准模型一致，但效用函数 w(()假定为对数形式：
W(() —In# (2)
Lucas2假设消费流相互独立，也即任何随机冲 击均不会对消费产生持久性影响，该假设非常苛刻。

理性预期的持久收人假说认为，消费遵循的是随机 游走过程[23]，任何冲击均会带来持久性影响。

中国 城乡居民的消费路径不是趋势平稳过程，而是随机 游走过程[2,必须考虑波动对增长的影响，将消费 流描述为：
(t— ($1(e*$2+ £t)(3)
其中*为消费增长率，是对数消费随机游走过 程的漂移项，n&#，+2)。

式#)说明在确定的 情况下，对任何时间t均有& =e++2，进而消费以* 增长，也即（t=/)"并假设初始消费为（〇=A。

为此，随机冲击下的消费流变为：
(t —A e#—)&&2…&⑷
针对具有相同平均消费水平的确定性消费流和 随机性消费流，消费者更偏好前者。

基于补偿性等 价变化的思想，对随机性消费流进行补偿(补偿参数 是A)使消费者对于确定性消费流与补偿后的随机 性消费流无差异，能分离出消费波动对居民福利的 影响，表本为：
E{$$tU.l+A)ct/=(Ect)(5) "―0"―0
补偿参数A度量了消除消费波动性所得到的福 利收益，也即消费波动的福利损失。

L ucas[2]假定消 费波动与消费增长无关，未考虑波动对增长的影响，仅估算了消费波动相对于消费平稳的直接福利损 失，忽略了消费波动通过影响消费增长而带来的间 接福利损失，存在严重的低估问题。

为此，本文放松 波动与增长无关的假定，在借鉴稳健的国内外理论 和经验研究结论基础之上，合理假设波动对增长有 显著负向影响。

考虑如下的思想试验，完全消除消 费波动能将消费增长率从"变化为"（l+d，其中r 为完全消除消费波动会给消费增长率带来的变化 率，是完全消除消费波动导致消费增长率的变化 量(简称为消费增长率的变化量），这一假设下的平 ：
EC#)―.)陶"(6)
将（2)式和（6)式代人（5)式并展开得到：
E{$$Mn(l+A)}+E{=
"—0"=0
$$tln A eu(l+")t(7) "―0
在随机游走消费路径的假定下，将（2)式代人 (7)式可得到：
ln i(l+A)+E{]$ $Mn(.e〇$V)W25St)} =
$$tln A eu(l+")t(8) "―0
将（8)式两侧展开、化简并整理得到消费波动的 福利损失估算公式：
乂 = 1$$(2+江") (9)
式（9)表明消费波动的福利损失取决于消费波动率、主观贴现因子、消费增长率的变化量。

该理论 框架测度了消费波动负面影响消费增长情况下消费 波动的福利损失，但换个视角看，其实质就是稳定性 政策通过消除消费波动会通过直接和间接两个渠道 提升居民福利。

该理论模型定义的消费波动福利损 失是一个没有量纲的相对指标，因此可以针对城镇 居民和农民不同分项消费波动的福利损失直接进行 横向比较，进而得到直观的经济涵义。

三、消费波动率的估计与分析
(一） 计量模型与估计方法
对理论拓展模型（3)式两侧取对数得到：
ln# ―ln#—i +"—+lnef(0)
将（10)式做差分变形得到：
ln#—ln#—i ― " —-V +ln(11)
其中，a=" ——r2为常数项，l n(St)〜N(0,2)为随机误差项，对（11)式进行O L S估计。

O L S估 计性质表明，回归方程扰动项的方差r2的O L S估 计是无偏估计，其数值=〇L S回归的残差平方和/ (样本个数一2)，为此消费波动率实质上也是回归估 计的标 。

(二） 变量和数据
本文所使用数据的覆盖范围是1992—2012年。

选择1994年作为起始年份的原因有三个：第一，中国始于1992年的改革措施有很多，例如分税制改 革、以银行体制为中心的全面金融改革、“八七扶贫 攻坚计划”以及包括住房、教育、养老保险等在内的 各项市场化改革，这一系列的改革措施对居民消费 行为可能会有不容忽视的影响，出于本研究现实意 义考虑，采用改革后样本数据进行实证分析对当前 改进民生的政策启示作用更大;第二，城乡居民消费 价格分类指数指标的具体划分标准在1992年前后 差别很大®，对分项居民消费进行平减时各分类价 格指数指标的不一致可能引人“杂质”，因此选择
①城乡“居民消费价格分类指数”指标（该指标在1992年及之前被称为城乡“居民生活费用价格指数"在1992年前总体划分为消费品和服务项目两大类，进一步，服务项目细分为8项：房租CPI、水电费CPI、交通费CPI、邮电费CPI、医疗保健费CPI、学杂保育费CPI、文娱费CPI、修理及其他服务费CPI。

而城乡“居民消费价格分类指数”指标在1992年（包括该年）后划分为如下8项:食品CPI、衣着CPI、家庭设备及
用品CPI、医疗保健CPI、交通和通讯工具CPI、娱乐教育文化用品CPI、居住、服务项目CPI。

此外，这8项在2001年前后也出现了细微的差异，但并无实质性影响，故可不做考虑。

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1994年之后这一阶段更接近当前的数据来尽量避 免这一潜在问题;第三，城乡居民分项消费指标的详 细划分标准在1993年前后发生了非常明显的变化！，为了规避分项消费指标的前后不可比性，并结 合第二个原因，采用1994年之后的分项消费数据将 是更好的选择。

本文实证分析中的变量为总额消费和分项消 费。

具体而言，两个总额消费变量为城乡居民实际 人均总额消费，而分项消费变量为食品、衣着、家庭 设备用品及服务、医疗保健、交通通信、教育文化娱 乐服务、居住7个项目的实际人均分项消费。

1994 年为基期。

实际消费变量为消费的名义指标通过对 应的价格指数平减得到。

具体平减步骤如下：首先 将居民消费价格指数（上年=1〇〇)转变为居民消费 价格指数#994年=100)，然后将居民名义消费除 以对应的居民消费价格指数#994年=100)即得对 的实际居民 。

选择7个分项消费变量的原因如下'994年以来，城乡居民分项消费各自包括8个，即食品、衣着、家庭设备 及服务、医疗保健、通通信、育
化娱乐服务、居住、杂项商品与服务；城乡居民分类 消费价格指数也各自包含8个，即食品C P I、烟酒及 用品C P I、衣着C P I、家庭设备用品及服务C P I、医疗 保健和个人用品C P I、交通和通信C P I、娱乐教育文 化用品及服务C P I、居住C P I;杂项商品与服务无法 通过烟酒及用品C P I进行恰当的平减，而其他7项消 费都可以通过与其对应的价格指数进行合理的平减。

样本数据为：城镇居民家庭平均每人全年消费 性支出、农村居民家庭平均每人生活消费支出、城市 居民（农民）消费价格指数(上年=100$城镇(农村）居民家庭平均每人全年食品、衣着、家庭设备用品及 服务、医疗保健、交通通信、教育文化娱乐服务、居住 消费性支出，城市（农村）居民食品、衣着、家庭设备 用品及服务、医疗保健、交通通信、教育文化娱乐服 务、居住消费价格指数(上年=100)。

以上数据均来 源于《中国统计年鉴》相关各期。

表1城乡总额和分项居民消费的描述性统计
城镇居民消费（对数）农民消费（对数)
均值标最大值最小值均值标最大值最小值总额消费8.73320.50 49.54337.95557.4050.45458.4 87 6.9244食品7.79040.3 238.43537.2 02 6.87770.30817.4 40 6.3944衣着6. 56500.4 977.4127 5.9 71 4.88920.4528 5.8201 4.2531家庭设备 6.13250.3930 6.9050 5.52714.000.4 75 5.7171 4.0157医疗保健 5.88710.7810 6.8113 4.4175 4.72910.75 2 6.0154 3.4 79通通信 6.43370.89327.771 4.8879 4.94420.9435 6.2886 3.1789文教娱乐<.<<070.1437.51 9 5.5245 5.32330.4730 5.9 54 4.3190居住 6.33450.2757.197 5.2 35 5.80710.5558 6.7690 4.9582
表1报告了所有变量的基本统计特征。

不难发 现，无论是总额消费，还是各分项消费，城镇居民对 数消费的均值、最大值和最小值均明显大于农民对 数消费的对应值。

这是中国城乡二元经济结构在居 民消费方面的显著体现之一。

但是居民对数消费的 标准差却没有表现出稳健的城乡差异化特征。

具体 而言，农民的家庭设备用品及服务和交通通信两个分项消费的标准差均大于城镇居民对应值，总额消 费和其余分项消费都表现出完全相反的特征。

这初 步说明了深人了解居民消费行为需要系统地探究和 居民的 项 %
(三)估计结果与分析
基于（11)式的计量模型，我们估计了城乡居民 的总额消费波动率和各分项消费波动率，估计结果
①“城镇居民家庭平均每人全年消费性支出”指标，在1991年（包括该年）前分为食品、衣着、日用品、文化娱乐服务、书报杂志、药及医疗用品、房屋及建筑材料、燃料、其他商品、非商品支出10项；在1992年（包括该年）至今的具体分项消费指标为食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通通信、教育文化娱乐服务、居住、杂项商品与服务8项。

“农民家庭平均每人生活消费支出”指标，在1992年(包括该年）前分为“生活消费品支出”和“非商品支出”两项，进一步，“生活消费品支出”还具体分为食品、衣着、住房、燃料、用品及其他这5项；在1993年（包括该年）至今的具体分项消费指标为食品、衣着、家庭设备及服务、医疗保健、交通和通讯、文教娱乐用品及服务、居住、其他商品与服务8项。

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见表2®，还计算了农民消费波动率为城镇居民的倍 数。

我们发现如下三点特征：首先，城乡居民总额消 费的波动性几乎完全相等，为0.0235和0.0234,但 任何一个分项消费的波动性都凸显了城乡差异性，并且城乡居民各自分项消费波动性的排序也有所不 同。

其次，城镇居民各分项消费波动性具有突出的 差别。

城镇居民的分项消费中，衣着的波动性最小，仅为0.0411，然后依次是食品、交通通信、文教娱 乐、家庭设备、医疗保健，居住的波动性最大，高达0.0848。

再次，农民各分项消费波动性存在明显差 异。

农民分项消费的波动性按照如下顺序依次递增，医疗保健#. 0666)、衣着（0.0693)、食品（0.0706)、居 住（0.0758)、交通通信（0.0801)、文教娱乐（0.0835)、家庭设备（0.0862)。

表2城乡总额和分项消费的波动率估计结果
城乡分类
城镇居民
消费波动率U)
农民消费
波动率(3〇y l C
总额消费0•0435.4340.9989
食品0•0631(6)0•0706(5) 1.1183
衣着0•0411(7)0•0693(6)1.6865
家庭设备0•0795(3)0•0862(1) 1 0845
医疗保健0•0833(2)0•0666(7)0.7991
交通通信0.0645(5)0•0801(3)1.24 7
文教娱乐0•0688(4)0•0835(2) 1.2143
居住0•0848(1)0•0758(4)0.8936
注：表中第2、列数值后面括号内数字为城乡居民各自分项消费波动率由大至小的排序号。

对于表2的估计结果与排序，有如下的结论与解释：
第一，除医疗保健和居住之外，城乡居民其他5项消费大致表现出的共性特征是城镇居民消费波动 性较小，农民消费波动性较大。

这归因于人均收人、人力资本、流动性约朿、社会保障制度的城乡差异。

与城镇居民相比，人均收人更低的农民在遭遇外部 冲击时自我保护的能力更差，进而消费的波动性更 大[7]。

人力资本更低的农民在城镇化过程中从事非 农工作时，失业率更高，收人处于低工资水平的高波 动状态，约朿了其自我保护的能力，从而消费波动性 更大[5]。

流动性约朿导致居民消费存在过度敏感 性[26]，中国居民消费行为受流动性约朿影响较大，受流动性约朿的消费者所占比重很高，且随着中国 市场改革的不断深人，这一比重还呈现不断上升的 趋势[7]，农民面临的流动性约朿要更大[28]，进而消 费过度敏感性更大，最终造成消费波动性更大。

社 会保障是经济运行的稳定器，能一定程度上起到降 低风险进而平滑消费的作用，然而在中国市场化改 革前后，城镇居民享受的社会保障始终都明显优越 于农民，因此农民消费的波动性必然更大。

第二，医疗保健和居住两项消费的波动性都表 现出城镇的大于农村的。

这归因于改革冲击的非对 称性。

计划经济时代，与城镇居民能够在医疗和住 房方面享受相对优厚的福利和保障不同，农民没有 共享任何类似待遇[9]。

计划经济向市场经济转轨 过程中，医疗和住房体制改革进程加速，带来了不确 定性，受改革影响而倍感不稳定的恰是城镇居民，相 反农民历来没有享受过什么福利和保障制度的好 处，改革对他们的冲击微乎其微3]。

医疗和住房体 制改革对城乡居民消费的冲击是不对称的，这种非 对称性造成城镇的医疗和住房两项消费是高水平的 高波动，农村则是低水平的低波动。

此外，城镇的住 房、医疗条件以及其他项目消费水平都远高于农村，但其他分项消费却不是高水平的高波动。

可能的原 因是:其他消费项目或者是没有受到改革的明显冲 击（如衣着、食品、交通通信、家庭设备），或者是受到 的改革冲击不存在显著的城乡不对称性，而为城乡 居民要共同面临的改革冲击（如文教娱乐），这种情 况下，其他分项消费波动性由于农民生活需求的满 足程度相对低于城镇居民，进而表现出更大的波 动。

四、福利损失的估算与分析
(一）其余参数设定
根据（9)式，估算稳定消费视角扩大内需的政策 空间之前，除通过计量方法估计消费波动率之外，还 须通过取值法对模型中其余参数加以设定，对其余 参数的设定借鉴了国内外同类研究结果，并结合中 国实际情况做了合理调整。

对于主观贴现因子，国内学者的估算基本保持 在0. 97[31]和0. 98[32]之间，鉴于中国居民勤俭且更 有耐心，这一数值应该更接近于1，因此本文选取
①受篇幅所限，只报告城乡居民消费波动率数值，略去基于（11)式的具体估计结果，可向作者索要。

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0.98 %针对消费增长率的变化量，根据（6)式，如果 将消费波动率从a降至零，消费增长率则从原来的 "上升至心消费增长率与消费波动率的总体函数表达式为：
*=a(ba(gX(%(14)
其中，*为消费增长率&为常数项&为消费波动率，X表示控制变量向量，％为随机扰动项，％" N(0，a-)%b为消费波动率对消费增长率的影响系 数，其经济含义是：消费波动率降低1Q将导致平均 消费增长率上升一b Q%若完全消除消费波动，即消 费波动率由初始状态的a水平变为零，平均消费增 长率将会净增加一 ba，进而得到：
*-=—ba(15)
根据（15)式，为得到*-，需率先设定波动对增 长的影响系数。

关于波动对增长的影响，既有国内 研究表明前者对后者存在显著负面影响，但影响系 数略有不同。

李永友[1]采用1954—2003年全国时 序数据的估计结果为一0.20;卢二坡、曾五一[2]利用 1979—2004年省级面板数据的实证结果中位数为一0.035;董冠鹏等3采用1978—2007年省级面板 数据的研究结果为一0.023,而基于固定效应模型的 分阶段估计显示1994一2007年对应结果为一0.02% 董冠鹏等[3]与卢二坡、曾五一2的结果非常接近，但 其绝对值明显小于李永友1的结果，这是因为后者 包括1979年之前的数据，1979年之前短期波动性 更大且长期增速更小。

本文样本区间为1994一 2014年，与另外两篇文献相比，董冠鹏等3的样本 区间与本文最接近。

鉴于1994年前后居民消费行 为可能会发生变化，因此将影响系数b设定为董冠 鹏等[3]基于1978—2007年数据的估计结果一0.023 可能存在偏差，而基于1994一2007年数据的估计结 果一0.02相对更合理，为此将影响系数b设定为 一0.02%
(二)估算结果与分析
基于居民消费波动率的估计结果及其他参数的 设定结果（见表2和表3)，根据（9)式即可量化城乡 居民总额和分项消费波动的福利损失，估算结果见表3%
表3城乡总额和分项消费波动的福利损失估算结果（共用参数：b=—0. 02，=0. 98)城乡
城镇农村
总额消费0. 04350•0009.888.4340•0009.887食品0. 0631.130.1594(6)0.0706.140.1912(5)衣着0• 04110•00080•0816(7).693.140.1854(6)家庭设备.795.160.2328(3).862.170.2666(1)医疗保健.833.170.2517(2).666.130.1738(7)交通通信.645.130.1653(5)0.0801.160.2356(3)文教娱乐.688.140.1833(4).835.170.2528(2)居住.848.170.2594(1).758.150.2151(4)注：表中第4、列数值后面括号内数字为城乡居民分项消费波动的福利损失由大至小的排序号。

根据（9)式和#5)式可知，消费波动的福利损失 取决于主观贴现因子、波动对增长的影响系数、消费 波动率三个参数，对于各分项消费而言，前两个参数 的设定都一致，只有消费波动率不同，所以消费波动 率的差异决定了城乡分项消费波动的福利损失差 异。

表3揭示了消费波动福利损失的一些分项差异 化特征。

这些特征中，除了稳定医疗和居住两项消 费波动的福利损失表现为城镇大于农村之外，其余 都是相反的情形。

如前文所述，两个特征依次归因 于改革冲击的非对称性，人均收人、人力资本、流动性约朿、社会保障制度的城乡差异。

此外，为了发掘 更具潜力的提升居民福利的稳定性政策，有必要进 一步重点分析城镇(农村）居民分项消费福利损失最 大和次大的前两项：
(1)就总额消费来讲，城乡居民消费波动的福利 损失大致相等。

城乡居民总额消费波动的福利损失 均为0 .0 8 9，表明彻底消除城乡居民总额消费波动 性所改善的每一个居民的福利水平相当于使城乡居 民的人均消费永久提高近9个百分点，这是很明显 的福利改善，也从定量意义上说明了致力于降低城
3。