反腐倡廉對消費影響的實證檢驗

左月華，王芝靜，許 飚

（華中科技大學a.金融系；b.經濟系，武漢 430073）

0 引言

在現階段，我國處于需要消費需求拉動經濟增長的背景下，準確了解消費的變化趨勢對于經濟增長意義重大。由于消費分為公務消費和居民普通消費，但是公務消費與居民普通消費往往交織發生，難以進行有效分離。因此，對于反腐新政降低了奢侈的、不當的公務消費，是否會影響相應的居民消費的問題急需尋找答案，全面評估反腐新政對于消費的影響十分必要。

本文擬采用控制宏觀變量的DID方法，突破以往研究反腐新政僅評估即期實施效果和宏、微觀層面分開實證的局限，結合雙重差分法DID和動態面板GMM方法創新設計了控制宏觀變量的DID方法（Macro-variables controlled DID）。一般DID方法是從微觀角度判斷政策的效果以及因果關系，而將宏觀影響因素放入殘差擾動項中。應用前提是：短期內宏觀影響因素不會發生大的變化，對微觀變量在事件沖擊前后影響不大。反腐新政已經實施了五年多，對于政策評估而言，政策在長期執行過程中肯定會受到的宏觀因素如GDP增長、經濟環境等顯著影響。這時使用一般DID會使結論出現偏誤。但是DID又有明顯的優點：由于控制了時間效應和個體效應，使得被解釋變量與解釋變量的因果關系十分明確，評估政策沖擊的短期效果準確有效。

本文突破這一限制，按照主營業務種類對具有明顯不同消費特征的酒類行業進行分組：以公務消費為主的高檔白酒組和以居民消費為主的中低檔酒類組，控制了被解釋變量產品種類的個體特征，用虛擬變量控制反腐新政的實施時間效應，將宏觀變量引入動態面板模型中，采用GMM估計方法和同一模型，在綜合考慮宏觀因素的影響基礎上，對比不同組實施反腐新政的持續性效果，并且動態面板GMM估計方法能夠通過差分或使用工具變量來有效控制未觀察到的時間和個體效應，并使用滯后一期的解釋變量或被解釋變量作為工具變量以克服內生性問題。相對于普通DID方法的應用，僅控制時間效應和個體效應的微觀層面的研究有著明顯的突破。

1 研究背景及假設提出

反腐敗的問題一直是學術界的關注熱點，在研究過程中，衡量和甄別腐敗行為成為一個難點。其中，以正常的人際往來、禮物交換為外衣，掩蓋非法權錢交易是一種比較典型的腐敗行為，其次，就是尋找辦事送禮的關系潤滑劑，通過高檔宴請和送奢侈品，獲取關系資本。已有研究腐敗的文獻關注高檔消費品銷售變化的背后機理，如：Fang（2014）研究了用住房銷售折扣當作禮物送給官員的效用；Lan等（2013）分析了中國政府官員換屆對高檔手表海關申報數的影響；Qian和Wen（2015）則對比了反腐新政前后珠寶和奢侈品進口量的差異。但是在這些消費品中，只有高檔白酒被稱為“賄賂硬通貨”，是我國社交消費的代表性商品。

我國有濃厚的酒文化傳統，高檔白酒不僅是公務消費和商務消費的寵兒，而且在居民的社交消費中也非常受歡迎。Lokshin和Beegle（2006）；Heineck和Schwarze（2003）；尹志超、甘犁（2010）的研究均表明飲酒對收入增長具有顯著的正向影響。商務群體的交際性消費可以維持或強化社交網絡，可能帶來收入的提高即收入效應，而且在一定程度上，高檔白酒的價格反而激發人們的攀比心理，刺激普通社交消費。從圖1可以看到，2009年以來，我國人均GDP一直保持增長態勢，而高檔白酒制造企業的毛利率也一直處于高位。

圖1 2009—2016我國高檔白酒業銷售毛利率與人均GDP長期趨勢圖

中低檔酒與高檔白酒不同，作為老百姓的日常自我消費產品，其與居民收入水平、消費習慣相關。隨著社會發展，經濟水平的日益提高，中國市場已完全消除了日用品和食物短缺的現象。居民消費結構亦發生很大變化。居民不再僅僅滿足基本溫飽，而開始追求更時尚、更考究、更精致的日用消費以及花樣繁多的休閑消費。據西方發達國家經驗，在人均GDP突破5000美元時，消費結構和消費模式都會向文化、娛樂、體育、健康等新興消費領域轉變。消費業企業將進入一個大發展、大繁榮的時代。2009年以來，我國人均GDP持續保持增長趨勢，而文化娛樂業企業的營業收入也經歷了兩次大發展。分別是在2011年、2015年我國人均GDP突破5000、8000美元大關，人們生活水平步入一個嶄新臺階，中國的消費升級已經開始。

受2012年12月出臺的反腐新政的影響，眾多高檔消費（高檔白酒、奢侈品、高端餐飲）、高檔娛樂行業都受到沖擊。這種影響在2013年得到集中體現。從圖1可以看到，2012年反腐新政的實施確實是一個轉折點，高檔酒毛利率開始下降。《2013中國高端消費品研究報告》顯示對于整個消費品，特別是一些高端消費品行業而言，2013年備受挫折。貝恩統計數據顯示，中國奢侈品市場從2012年開始，市場景氣度就開始下滑，2012年、2013年銷售額大幅下滑，增速分別僅為7%、2%。而一直以來，中國都是奢侈品市場的生力軍，年均增速均超30%。從短期看，社會消費似乎遭遇巨大挫折，社會經濟發展受阻。然而從長遠看，反腐新政對受反腐新政沖擊領域內的各行業的影響都將是正向的。隨著公款吃喝、商務宴請，餐桌浪費以及攀比之風現象減少，更符合市場發展規律的個人消費逐漸成為市場消費主流（陸文軍等，2013）。2013年開始，文化娛樂業又迎來一波發展浪潮。過去中國市場需求的快速發展，存在依靠公款拉動的畸形消費市場。反腐新政的實施有利于公款消費導致的畸形消費泡沫減少，促進服務業依據市場正常需求轉型發展，調節產品供給，有利于形成合理消費習慣，促進理性需求的回歸，對市場有效運行有正向促進作用。

綜上所述：本文提出如下假設：

H1：反腐新政實施后，會使得高檔白酒銷售顯著下降，促進了市場競爭的正向化發展；

H2：反腐新政的實施并不會對居民消費產生負面影響，有利于合理消費的形成，促進理性需求的回歸。

2 研究設計

2.1 樣本選取

本文的核心變量人均GDP增長率來自于中國統計年鑒。基于本文的研究設計，將2012年12月4日一系列反腐新政的頒布出臺看作一個時間節點，之前賦值為0，之后為1。中央紀委網站的數據顯示，自2012年12月4日八項規定頒布起，截至2015年10月31日，全國已累計查處違反八項規定問題的案件104934起，處理人數138867人，較10年前增長近3倍。在控制其他變量的情況下，對比反腐新政出臺前后，高檔白酒業以及居民日常消費品制造企業的業績變化，能夠清楚測度反腐新政的實施效果。因此本文選取了在滬深兩市進行交易的A股上市公司為初始樣本，之后按照下列標準對樣本進行篩選：（1）剔除財務數據無法獲取的公司；（2）剔除ST*、ST的公司。本文的財務數據均來自上市公司的財務報表以及wind數據庫。為保持2012年前后時間長度的對稱性，本文選取的樣本時間范圍為2009—2015年。

表1 變量的定義

2.2 研究模型

首先，本文檢驗反腐新政的實施是否對高檔白酒的銷售生產造成負面沖擊。高檔白酒是商務宴請、辦事送禮的首選。本文以白酒企業的銷售毛利率變化來衡量其產品銷售結構的變化。由于上市酒業公司不披露其銷售產品的數量、種類信息，我們無法獲取白酒銷售結構變化的直接數據。但中國所有的酒業公司都生產從低檔到高檔的全系列白酒產品，而白酒業的毛利率高，生產成本所占比例不高，中低檔酒與高檔酒的成本總量差異不大，同企業的高低檔產品之間價格差別卻非常大。以貴州茅臺集團（600519）為例，據其2016年年報披露，高檔白酒飛天茅臺系列毛利率為93.5%，銷售收入367.14億元，成本總量僅為23.86億元，茅臺集團其他中低檔系列酒的毛利率為53.55%，銷售收入21.27億元，成本總量為9.88億元。于是本文使用銷售毛利率的變化來代理其產品銷售結構的變化,以期分析其是否收到反腐新政的負面沖擊。白酒消費可以分為居民普通消費和公務消費。反腐新政實施的目的是抑制奢靡的公務消費，不影響居民普通消費。在銷售收入保持增長的背景下，如果白酒業毛利率升高或者不變，說明其高檔酒的銷售量增長或不變。如果白酒業毛利率下降，則說明高檔白酒的銷售量下降，銷售收入的增長主要來自于居民普通消費的中低檔白酒，反腐新政的實施產生負面效應。對此本文構建模型（1）：

其中，被解釋變量Uit表示白酒行業企業的銷售毛利率，指代白酒的銷售結構（高檔白酒毛利高，低檔白酒毛利低；因此高檔白酒銷售占比下降，對應著整體毛利下降）。預期ω2顯著為負，說明實施反腐新政以后，白酒業整體毛利下降，高檔白酒銷售減少。

反腐新政對高檔白酒銷售產生負面影響后，為進一步確認反腐新政是否會影響普通消費品制造企業的業績，以中低檔酒類為對照組，構建控制宏觀變量的DID模型進行研究。

其中：被解釋變量Yit表示高檔白酒的銷售收入增長率；表示紅酒、啤酒、黃酒等中低檔酒類的銷售收入增長率，指代社會對中低檔酒類的消費增長。預期不會顯著為負，即反腐新政的制定和實施，不會對中低檔酒類企業的業績產生顯著的負面影響。

為進一步確認實證結果的可靠性，本文將文娛業包括在內。

其中：被解釋變量Rut表示文化、體育、娛樂業的銷售收入增長率，指代社會對文娛業的消費增長。從表2預期α2不會顯著為負，即反腐新政的制定和實施，不會對社會文化娛樂業的業績產生顯著的負面影響。

2.3 高檔白酒企業的變量的描述性統計

本文選取了13家生產高檔白酒的企業作為研究樣本，變量的描述性統計結果如表2所示。從表2可以看到高檔白酒企業的銷售毛利率Uit的均值為61.46%，最大值為92.9%，最小值為14.2%。這說明白酒企業的毛利率相差巨大。媒體對此也多有報道，指出大部分白酒企業高檔酒營業收入占比提升，部分企業呈現放棄低端酒市場態勢，主要是因為被高檔酒高毛利率所驅使①數據來源：財經網http://www.caijing.com.cn/2011_09_02/110839340.html。。如洋河股份中高檔白酒毛利率63.47%,普通白酒6.57%。古井貢酒高檔酒毛利率80.60%，中檔酒69.79%，低檔酒毛利率47.19%。瀘州老窖高檔酒毛利率83.12%，中低檔酒毛利率33.96%。

表2 白酒企業的描述性統計

2.4 反腐新政對高檔白酒生產企業的影響

表3結果表明反腐虛擬變量Dt的回歸系數ω2為-0.0286，P值為0.0000，與白酒業的毛利率Uit顯著負相關，這說明，以“八項規定”精神為代表的反腐新政，直接減少酒桌談情，飯桌合同的產生，降低了高檔白酒的消費，從而減少白酒企業毛利率。白酒毛利率Uit與人均GDP并不顯著相關，回歸系數ω3為0.1159。這說明人均GDP的增長對高檔白酒銷售的刺激作用并不顯著。“八項規定”直接限制了高檔白酒的公務消費和大部分商務消費，導致其實施后，社會層面整體高檔白酒消費的下降，而4企業營銷力度與白酒企業毛利率顯著正相關，體現了實體消費商品的營銷特點，即企業通過廣告投放，拓展市場等手段能夠有效提高企業知名度，樹立品牌形象，促進高檔酒的消費，從而增加企業毛利。

表3 反腐敗對白酒消費的影響

2.5 普通消費品生產企業的描述性統計

本文選取20家中低檔酒類及31家文娛產品生產企業作為研究對象，主要變量的描述性統計結果分別如表4、表5所示。我們可以看到中低檔酒類的銷售收入增長率均值為17.31%，而文娛產品企業的銷售收入增長率Rit的平均值為52.04%。這說明隨著我國近幾年經濟發展，人均可支配收入的增多，消費水平的日益提高，居民消費結構升級，更注重精神文化層面的消費。

表4 中低檔酒類企業主要變量企業描述性統計

表5 文娛類企業主要變量企業描述性統計

2.6 反腐新政對普通消費品制造企業業績影響的實證結果

為了驗證反腐新政的制定和實施對高檔白酒、普通酒類、文娛類精神消費類企業業績的影響，對式（2）、（3）、（4）分別進行回歸分析，其檢驗結果見表6。首先，本文運用控制宏觀變量的DID方法，將高檔白酒看作實驗組，而中低檔酒類為對照組。對比研究反腐新政的實施對酒類企業的業績影響，其檢驗結果列示在第一列至第二列。反腐虛擬變量Dt的回歸系數分別為-0.4842和-0.0941，P值分別為0.0006和0.2443；人均GDP增長率的回歸系數分別為0.0853和3.7989，P值分別為0.0247和0.0039。這表明，反腐新政的實施對高檔白酒的企業業績產生顯著的負面沖擊，但是對中低檔酒類并無顯著影響。中低檔酒類的銷售增長主要取決于居民收入水平的提高。居民個人消費隨著宏觀經濟的增長而增長，這個結論有力驗證了我們提出的主要假設：反腐并沒有阻礙經濟的發展，減少居民的消費水平，影響普通消費品生產企業的業績；人均GDP增長越快，居民消費能力越強，中國消費市場正向發展趨勢良好。

表6 反腐新政對普通消費類企業的影響

在此基礎上，本文進一步分析文化娛樂業企業業績反腐前后的變化。第三列展示了文娛類精神消費的總體回歸結果。Dt的系數為0.1051，P值為0.0000。這表明，反腐新政的實施對文化娛樂業企業的業績有強烈的正向刺激作用。GDPt的系數分別為0.0201，P值為0.0275，在5%的水平上通過了顯著性檢驗。這說明，隨著人均GDP的增加，居民的消費能力提升，追求更多的物質消費以及更豐富的精神文明，對于文化娛樂消費也相應增加。上述結果驗證了本文提出的主要假設：反腐新政的制定和實施不會影響普通消費品制造企業的業績，其業績變化與居民消費能力（即人均GDP）保持同向變動的關系。

2.7 穩健性檢驗

為保證實證結果的可靠性，更好的驗證本文的觀點，參考以往的研究，本文以反腐立案數（黨力等，2015）替代前文的時間虛擬變量作為衡量反腐力度的指標，重新衡量反腐新政的實施對消費品制造業企業業績的影響。實證結果仍與前文保持一致。這說明本文的回歸結果穩健可靠，并不是單純的數據之間的聯系，而是能夠真正反映變量之間的邏輯關系。

3 結論

本文利用反腐敗作為準自然的外生沖擊，系統性地研究了反腐新政對社會消費品制造業企業的業績的持續性影響，研究發現：第一，高檔白酒作為社會送禮的首選，受反腐新政沖擊較大，銷售結構發生調整，業績遭受不利影響。第二，在實施反腐新政的過程中，居民的個人消費與GDP增長保持同向路徑，并未受反腐新政的影響。本文驗證了反腐新政的顯著成效，說明反腐新政確實抓住了中國腐敗問題的要害特征和重要方面。