我國消費升級影響因素實證分析

吳梓林 唐華軍 趙維

內容摘要：文章以我國2003-2016年的相關數據為樣本，基于SYS-GMM方法從需求側和供給側兩個維度對消費規模和品質的影響因素進行了實證分析。結果表明，在消費規模層面，需求側的凈出口和供給側的技術進步、人力資本水平、環境規制、互聯網發展水平均可對消費規模產生顯著正向影響;在消費品質層面，需求側的凈出口和供給側的技術創新、人力資本水平、環境規制、互聯網發展水平可對文化消費和中國經濟質量產生顯著正向影響。對此，文章提出了相關建議。

關鍵詞：消費升級 ? 供給側改革 ? 新常態

引言

消費、投資和出口是拉動經濟增長的三駕馬車，我國雖然已成為全球第二大經濟體，但和發達國家相比，其國內消費不足的問題仍然突出。進入“新時代”以來，我國社會的主要矛盾已轉化為人民日益增長對美好生活的需要和不平衡、不充分的發展之間的矛盾。供需關系結構性失衡是我國經濟現階段面臨的主要問題，而供給側結構性改革是解決我國供需關系結構性失衡的重要途徑。新常態背景下，以消費升級為導向加快推進供給側結構性改革，通過消費升級推動我國經濟高質量增長對我國轉變經濟發展方式、優化產業結構具有重要意義。那么，供給側和需求側的哪些因素可推動消費升級？我國的供給側改革是否推動了消費升級？本文將對以上問題展開深入研究。

變量選擇與模型設定

本文基于需求側和供給側兩個維度，分別從消費規模和消費品質兩個方面分析能夠影響消費（consume）的各種因素。

需求側影響因素，其包括：第一，全社會固定資產投資（investment）。使用各地區全社會固定資產投資占GDP比重表示;第二，財政政策（fiscal），使用政府財政支出占GDP比重表示;第三，貨幣政策（M2），使用廣義貨幣供應量表示，該數據只有全國數據，并不區別地區;第四，凈出口（export），使用出口與進口之差占GDP比重表示。最終構建如下基于需求側的實證模型：

consumet=β0+β1investmentt+β2fiscalt+β3M2t+β4exportt+ut ? ? ? ? ? ? ? ?（1）

供給側影響因素，其包括：第一，技術進步（technology）。用R&D經費占GDP比重表示;第二，人力資本水平（human）。使用平均受教育年限表示人力資本水平，具體計算如下：人力資本=小學學歷人口比重×6+初中學歷人口比重×9+高中學歷人口比重×12+大專及以上人口比重×16;第三，環境規制（environment）。參考李珊珊（2016）的方法，從排污費用角度構建環境規制指標;第四，互聯網發展水平（internet）。本文借鑒劉湖和張家平（2016）的方法，使用互聯網普及率表示。最終構建如下基于供給側的實證模型：

consumet=α0+α1technologyt+α2humant+α3environmentt+α4internett+εt ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（2）

本文選取2003-2016年我國30個省份的數據作為本文樣本（不包括西藏），所有數據均來自中國統計年鑒、中國金融年鑒、中經網數據庫等。其中人均消費和貨幣供應量取自然對數處理，計量模型使用系統廣義矩方法（SYS-GMM）進行估計。

實證分析

（一）基于消費規模維度的實證分析

為全面分析不同經濟類型下消費規模的影響因素，本文分別以農村人均消費、城市人均消費和總人均消費的作為消費指標，從需求側和供給側兩方面進行實證分析。

需求側實證結果。將需求側相關數據代入需求側影響因素模型1，得到結果如表1所示。

城鎮地區模型中，全社會固定資產投資的系數為0.061，且在10%的統計水平下顯著，表明投資對城鎮居民消費的提升作用有限;財政政策的系數為0.136，且在5%的統計水平下顯著，表明財政政策對城鎮居民消費有著顯著的正向促進作用;貨幣政策的系數為0.034，但沒有通過顯著性檢驗，貨幣政策并不能提升城鎮居民消費水平;凈出口的系數為0.206，且在1%的統計水平下顯著，表明凈出口對城鎮居民消費有著顯著的正向促進作用。

農村地區模型中，全社會固定資產投資的系數為0.043，但沒有通過顯著性檢驗，投資并不能提升農村居民消費水平;財政政策的系數為0.203，且在10%的統計水平下顯著，表明財政政策對農村居民消費的提升作用有限;貨幣政策的系數為0.009，且在5%的統計水平下顯著，貨幣政策對農村居民消費水平有著顯著的正向促進作用;凈出口的系數為0.076，且在5%的統計水平下顯著，表明凈出口對農村居民消費有著顯著的正向促進作用。

全國模型中，全社會固定資產投資的系數為0.137，但沒有通過顯著性檢驗，投資不能提升我國整體消費水平;財政政策的系數為0.105，且在10%的統計水平下顯著，表明財政政策對于提升我國居民消費水平的作用有限;貨幣政策的系數為0.034，但沒有通過顯著性檢驗，表明貨幣政策并不能提升我國整體消費水平;凈出口的系數為0.158，且在1%的統計水平下顯著，表明凈出口對我國整體消費水平有著顯著的正向促進作用。

綜上所述，在需求側依靠投資和貨幣政策難以提升消費水平，財政政策對于提升居民消費水平的作用有限，出口雖能提升居民消費水平，但自我國經濟進入新常態以來，全球經濟增長乏力，貿易保護主義開始抬頭，加之中美貿易摩擦的出現使我國對外貿易面臨較大的挑戰。對此，我國只有加大開放力度，深入推進“一帶一路”倡議，才能在復雜的國際形勢下實現消費升級，實現我國經濟高質量增長。

供給側實證結果。將供給側因素相關數據代入模型2，結果如表2所示。

城鎮地區模型中，技術進步的系數為0.182，且在1%的統計水平下顯著，表明技術進步可對城鎮居民消費水平產生顯著的提升作用;人力資本水平的系數為0.140，且在1%的統計水平下顯著，人力資本水平可對城鎮居民消費水平產生顯著的提升作用;環境規制的系數為0.086，且在5%的統計水平下顯著，環境規制可對城鎮居民消費水平產生顯著的提升作用;互聯網發展水平的系數為0.147，且在1%的統計水平下顯著，表明互聯網的普及可對城鎮居民消費水平產生顯著的提升作用。

農村地區模型中，技術進步的系數為0.103，且在5%的統計水平下顯著，表明技術進步可對農村居民消費水平產生顯著的提升作用;人力資本水平的系數為0.027，且在5%的統計水平下顯著，人力資本水平可對農村居民消費水平產生顯著的提升作用;環境規制的系數為0.016，但沒有通過顯著性檢驗，環境規制并沒有提升農村居民消費水平;互聯網發展水平的系數為0.115，且在5%的統計水平下顯著，表明互聯網的普及可對農村居民消費水平產生顯著的提升作用。

全國模型中，技術進步的系數為0.204，且在1%的統計水平下顯著，表明技術進步對我國整體消費水平有著顯著的正向促進作用;人力資本水平的系數為0.125，且在1%的統計水平下顯著，人力資本水平對我國整體消費水平有著顯著的正向促進作用;環境規制的系數為0.093，且在5%的統計水平下顯著，表明環境規制能對我國整體消費水平產生顯著的提升作用;互聯網發展水平的系數為0.133，且在1%的統計水平下顯著，表明互聯網的普及對我國整體消費水平有著顯著的正向促進作用。

綜上所述，在供給側方面，技術進步、人力資本水平和環境規制的提升可增加居民消費水平。互聯網的普及提高了居民消費水平，隨著阿里巴巴、京東等電商企業的發展壯大，以及個人電腦和智能手機等網絡設備的普及，消費者可以不受地域和時間限制，隨時隨進行線上消費。另外，在線消費的互動性致使商家更加注重商品的品質，這也促進了產品質量的優化升級。這種互動性不僅是一種商業模式，更代表著未來經濟發展的方向。商家基于大數據技術還可以更加深入了解消費者需求，并有選擇的進行商品的生產、推送，以此提高成交概率。

（二）基于消費品質維度的實證分析

上述研究從數量規模的角度分析了供給側改革對消費升級的影響，但僅從數量上的分析難以全面闡述消費升級的實質，故本文將消費品維度分為文化消費和經濟質量兩個方面，以此進一步進行實證分析。

文化消費是人們在滿足了基本的生存需求后，為滿足自身的精神需求而進行的高層次消費。馬克思在《資本論》中指出，文化消費是居民收入達到一定水平后出現的高層次的消費形式，文化消費代表了消費升級的方向。本文借鑒秦琳貴和王青（2016）的方法，使用城鎮居民文化消費作為文化消費指標。

經濟高質量發展是消費升級的結果，消費升級是經濟高質量發展的重要途徑和表現形式，因此本文進一步基于我國經濟質量展開討論，并使用DEA方法計算我國經濟的全要素生產率，以此作為經濟質量指標進行分析。DEA方法需要確定投入及產出指標，以勞動力、資本、污染物排放和能源消費作為投入指標，以人均可支配收入作為產出指標，使用Deap軟件計算得到我國2003-2016年各個省份經濟的全要素生產率作為經濟質量替代指標。本文選擇2003-2016年我國30個省份（不包括西藏）的數據為樣本，分別以城鎮居民文化消費（culture）和中國經濟質量（TFP）作為被解釋變量，代入模型1和模型2并基于SYS-GMM進行估計，得到結果如表3、表4所示。

需求側的文化消費模型中，全社會固定資產投資的系數為0.092，且在10%的統計水平下顯著，表明投資對文化消費的提升作用有限;財政政策的系數為0.068，且在1%的統計水平下顯著，表明財政政策對文化消費有著顯著的正向促進作用;貨幣政策的系數為0.004，且在10%的統計水平下顯著，表明貨幣政策對文化消費的提升作用有限;凈出口的系數為0.381，且在1%的統計水平下顯著，表明凈出口對文化消費有著顯著的正向促進作用。

需求側的經濟質量模型中，全社會固定資產投資的系數為0.105，且在10%的統計水平下顯著，這表明投資對我國經濟質量的提升作用有限;財政政策的系數為0.151，且在10%的統計水平下顯著，表明財政政策對經濟質量的提升作用有限;貨幣政策的系數為0.125，但沒有通過顯著性檢驗，表明貨幣政策不能對我國經濟質量產生顯著影響;凈出口的系數為0.189，且在1%的統計水平下顯著，表明凈出口對經濟質量有著顯著的正向促進作用。

綜上所述，投資、財政政策和貨幣政策對文化消費和我國經濟質量的影響程度有限，凈出口雖然能夠提升文化消費和經濟質量，但如前文所述，受國外經濟環境的影響我國面臨的出口形勢仍較為嚴峻。

供給側的文化消費模型中，技術進步的系數為0.163，且在1%的統計水平下顯著，表明技術進步可對文化消費產生顯著的提升作用;人力資本水平的系數為0.171，且在1%的統計水平下顯著，人力資本水平可對文化消費產生顯著的提升作用;環境規制的系數為0.099，且在1%的統計水平下顯著，表明環境規制可對文化消費產生顯著的提升作用;互聯網發展水平的系數為0.124，且在1%的統計水平下顯著，表明互聯網的普及可對文化消費產生顯著的提升作用。

供給側的經濟質量模型中，技術進步的系數為0.118，且在1%的統計水平下顯著，表明技術進步可對經濟質量產生顯著的提升作用;人力資本水平的系數為0.297，且在5%的統計水平下顯著，人力資本水平可對經濟質量產生顯著的提升作用;環境規制的系數為0.136，且在1%的統計水平下顯著，環境規制可對經濟質量產生顯著的提升作用;互聯網發展水平的系數為0.064，且在1%的統計水平下顯著，表明互聯網的普及可對經濟質量產生顯著的提升作用。

綜上所述，加速技術創新、提高人力資本水平、適當收緊環境規制、普及互聯網發展可推動我國消費升級，實現我國經濟高質量發展。新常態背景下，應深入推進供給側結構性改革，提高供給質量，堅持綠色發展，使我國供給能力更好滿足人民群眾日益增長、不斷升級和個性化的美好生活需要。

結論及建議

本文以我國2003-2016年的相關數據為樣本，基于需求側和供給側二維視角對影響消費升級的因素進行了實證研究，結果表明：第一，投資和貨幣政策不能對消費規模產生顯著推動作用，財政政策對于提升居民消費規模的作用有限，凈出口能對消費規模產生顯著正向影響;第二，技術進步、人力資本水平、環境規制和互聯網發展水平可對消費規模產生顯著正向影響;第三，投資、財政政策和貨幣政策對文化消費和中國經濟質量的影響程度有限，凈出口可對文化消費和中國經濟質量產生顯著正向影響;第四，技術創新、人力資本水平、環境規制和互聯網發展水平可對文化消費和中國經濟質量產生顯著正向影響。

根據上述結論，供給側結構性改革是實現消費升級和中國經濟高質量發展的重要途徑，對此提出以下建議：第一，政府要發揮政策引領作用。通過政策帶動，發揮服務消費、信息消費、綠色消費、時尚消費、品質消費、農村消費等領域的引領作用，使新的消費增長點成為發展“服務型經濟”的突破口，為經濟提質增效提供更持久、更強勁的動力;第二， 深入實施“互聯網+”行動計劃。逐步提升互聯網普及率，推動電商發展與貿易流通、工業生產等環節相互嵌入、彼此促進，大力發展網絡化制造、新零售、共享經濟等新業態，通過實體店與電商的有機結合，搭配完善的征信體系，實現“互聯網+實體經濟”的疊加效應;第三，加大人力資本水平和科技創新投入。企業應通過提高人力資本投入和科技創新投入來提高經營效率，進而提升產品品質，通過重視產品設計來打造獨特的產品形象，樹立起自身品牌，最終生產出符合消費者切實需要的產品，以此解決我國消費市場中供需錯位的問題;第四，持續擴大對外開放水平。在錯綜復雜的全球經濟新形勢下，我國唯有深化供給側改革、堅持對外開放，才能實現經濟的高質量發展。地方政府應建立更加開放、公平的市場環境，吸引更多海外資本、海外企業到我國投資建廠，從而使國內企業在高水平競爭中進一步完善成熟，以此增強我國內生發展動力和核心競爭力。

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