

摘要:本文基于因子分析法構建了消費升級綜合評價指標體系模型,找出影響消費升級的關鍵因素,并運用相關數據測算出2000年~2017年我國31個省份消費升級的綜合得分并分析其所處的消費階段,進而為各省市地方政府運用該模型客觀分析消費升級中的主要問題,進一步提高消費升級的能力制定經濟政策提供科學的依據。
關鍵詞:消費升級;因子分析;評價模型
中圖分類號:F714 ?文獻識別碼:A ?文章編號:2096-3157(2020)21-0022-03
一、引言
消費作為經濟增長“三駕馬車”之一,是拉動未來我國經濟高質量發展的重要引擎,在我國經濟發展中具有舉足輕重的地位。黨的十九大報告明確提出要完善促進消費的體制機制,增強消費對經濟發展的基礎性作用,國務院也先后頒發若干政策文件,這充分說明當前我國建立健全的消費體制機制,促進消費升級的重要意義。但當前我國居民消費水平的判斷,是消費升級還是消費降級?由于受現實社會中一些負面因素的影響,引發了廣泛的討論,也越來越受到專家學者的關注。筆者認為,當前之所以人們對到底是消費升級還是降級存在不同認識,主要是因為對居民消費結構及形態的動態演變缺乏較全面更深刻的理解。只有形成較科學完整的消費升級評價體系,才能準確判斷當前居民消費層次和水平,進而發現當前影響我國消費升級的關鍵因素,在更深層次上采取更有效措施來提升消費水平,真正實現消費升級。
二、研究回顧
現有研究中,對消費升級指標的定量測度,目前還尚未形成統一的度量標準。較常見的是從消費內容方面對消費升級進行度量,認為消費升級最明顯的特征是消費內容的優化。如將消費內容劃分為生存型、發展型、享受型三大類,以發展型和享受型消費占總消費支出比例作為消費升級的測度指標;也有從“生存-發展-享受”或“物質-服務”的演變路徑角度對消費內容的優化進行分析的研究,為度量消費升級奠定基礎。還有部分學者從消費結構升級的角度對消費升級進行度量,如魏勇(2017)、黃雋(2018)等通過構建ELES或AIDS模型,對八大類商品消費支出的變動情況進行度量,或依據收入彈性,以高層次商品和服務型消費支出占比的變動情況作為居民消費結構的度量指標,實現對消費升級的定量分析。
此外也有學者從不同角度出發實現對消費升級的度量,如俞劍等(2015)采用城鄉居民家庭消費工業品與農業品、服務品與工業品的相對支出比例來對消費升級進行度量。石明明等(2019)認為消費升級不只是表現在各類支出在微觀結構和層次上的提升,還從宏觀層面表現為消費的可持續增長,并從微宏觀方面對居民消費水平的動態變化進行了度量。
三、確定消費升級綜合評價指標體系
1.評價指標選取
本文從消費水平、消費結構、消費環境以及消費力四個層面確定了影響消費升級的指標因素,在此基礎上對消費升級進行綜合分析。
消費水平。消費水平是反映人們物質文化社會生活需要的重要指標。本文選取社會消費品零售總額X1和居民消費水平X2兩個指標作為我國居民消費水平的影響因子。社會消費品零售總額的擴大與居民消費水平的提高,消費升級水平會相應提升,因此二者皆為正指標。
消費結構。消費結構是消費升級最主要的表現形式。本文選取恩格爾系數X3三個指標因子對消費結構進行度量。本文以居民消費支出中的文教娛樂支出作為文化消費支出、醫療保健、交通通訊以及其他服務支出之和作為服務消費支出。恩格爾系數越小、文化消費和服務消費比重越大,消費升級水平越高,因此恩格爾系數為逆指標,文化消費和服務消費支出為正指標。
消費環境。良好的消費環境是消費升級的重要保障。本文選用鐵路密度、公路密度、互聯網普及率、每萬人郵政營業網點數、每萬人醫療機構床位數、人均基本醫療保險支出、人均基本養老保險支出、人均失業保險支出等9個指標作為消費環境的影響因子。上述各項皆為正指標。
消費力。消費力不僅包括消費者購買力,還應包含消費者的知識才能。消費者的知識才能,一方面,通過影響消費者對相關消費資料進行消費的能力;另一方面,也會推動消費者形成健康、文明的消費理念。本文選取大學生粗入學率、平均受教育年限作為消費力升級的影響因子,對消費力的升級進行度量。二者皆為正指標。
2. 采集原始數據
在本文所采用數據來源于國家統計局公布的歷年《中國統計年鑒》、《中經網統計數據庫》、《新中國六十五周年刊》以及《中國住戶調查年鑒》、《中國人口和就業統計年鑒》等,其中互聯網普及率數據來源于歷年《中國互聯網絡發展狀況統計報告》。
四、構建消費升級指標綜合評價模型
1. 數據處理
其中,(1)為正指標的指數化運算公式,(2)式為逆指標的指數化運算公式。i表示各項指標,j表示省份,t表示年份,χijt表示指數化前的i指標的數值,χimin為指標i的最小值,χimax為指標i的最大值,Xijt為指數化后的數值。
2. KMO檢驗和Bartlett球形檢驗
本文利用SPSS.25統計分析軟件,對消費升級綜合評價指標進行測度。指標化后數據的適度檢驗結果(KMO=0.868,P<0,05),表明樣本數據能較好對指標進行測度,可知因子分析法適用于本文指標體系的評價。
3.提取公因子
在樣本數據進行標準化處理之后,本節運用主成分分析的方法提取公因子。運用SPSS工具首先得出樣本數據間的相關系數矩陣,然后對其特征值大于1 的因子進行提取,得出相應的特征值和因子貢獻率,進一步做方差極大正交旋轉決定因子載荷量。所得結果見表1。
根據總方差解釋表,本文篩選出特征值大于1的4個因子,其因子累計方差貢獻率為84.08%>80%,即所提取的4個公因子能較好地對原來的指標進行解釋。運用旋轉平方載入后,4個因子的累計方差貢獻率仍為84.08%,且第一個公因子的解釋能力仍然最強。因此,本文最終選取以上4個公因子對消費升級進行測算,實現了評價指標的降維。
4.因子旋轉
為更準確對所提取變量進行解釋,本文因子的載荷矩陣進行正交旋轉。表2左邊部分成分矩陣表示樣本數據的初始因子載荷矩陣,右邊部分即為方差最大正交旋轉因子載荷。
根據因子分析的一般規則,若某一指標在一個主因子上的載荷值是它在其他因子上載荷值得兩倍以上或者大于0.4,則將該指標歸入該主因子。由右側旋轉成分矩陣可知,因子1在X1、X2、X12、X13、X14上具有較高的載荷,其系數分別為0.91、0.90、0.874、0.832、0.594,即意味著這5個變量可由因子1進行解釋。同理,變量X3、X5、X8、X9、X10、X11可由因子2對其進行解釋;X6、X7、X15、X16由因子3進行解釋;X4則由因子4進行解釋。
5.指標構建
運用回歸系數法,將所提取的4個公因子轉化為原始指標的線性表達式,計算它們各自的得分。根據回歸結果,成分得分系數矩陣如表3。
根據表3所示的矩陣可得到如下各個因子關于原始變量指標的線性表達式:
C1=0.35×X1+0.056×X2+0.001×X3+0.055×X4-0.1×X5-0.102×X6-0.001×X7-0.007×X8+0.035×X9-0.07×X10-0.108×X11+0.276×X12+0.287×X13+0.276×X14-0.133×X15-0.057×X16
C4=0.166×X1-0.14×X2+0.253×X3+0.602×X4+0.315×X5-0.008×X6-0.09×X7-0.183×X8-0.351×X9-0.098×X10-0.07×X11+0.04×X12+0.019×X13+0.037×X14-0.01×X15+0.218×X16
其中,X1、X2…X16這16個指標是原始數據標準化處理后所得數據。本文將每個公因子對應的方差貢獻率除以累計方差貢獻率作為權重,對4個公因子進行加權平均,計算評價2000年~2017年我國31個省份消費升級綜合評價體系。具體表達公式如下:
C=27.878×C1+24.532×C2+21.191×C3+10.479×C427.878+24.532+21.191+10.479
五、消費升級綜合評價體系模型的應用及評價
根據上文所得消費升級綜合評價體系公式,經測算得到2000年~2017年我國各省份的消費升級指數。鑒于篇幅原因,本文列出其中3年消費升級水平得分及其排名的情況。
由表4可知,2002年消費升級綜合得分的最大值與最小值分別為上海的56.79和西藏的39.06,2017年得分最大值為上海的89.51,最小值為西藏的52.8。消費升級綜合得分的區間寬度由2002年的17.73增加到2017年的36.71,表明消費升級區域之間的差異在不斷擴大。2000年~2017年間,東部省份消費升級較快,中部省份次之,西部各地區消費升級速度相對較慢。
就2017年而言,消費升級綜合得分80分以上的共有6個省份,根據得分排序分別為上海、北京、廣東、江蘇、山東、浙江,這些省份經濟發展程度高,消費水平提升較快,消費結構較為合理,消費環境較為完善,消費力指數也相對較高,因此消費升級水平相對較高。
六、結論和啟示
本文借助因子分析法,構建了消費升級指標體系綜合評價模型。得出如下結論:第一,消費水平以及消費環境是影響消費升級的最主要因素,它們對消費升級的貢獻率是最大的,其次是消費結構與消費力。第二,總體上各省份消費升級水平呈持續增長趨勢,但各區域之間消費升級水平存在較大差距,且東西部之間增長區間寬度不斷擴大。
本文所得啟示如下:第一,各省份可以依據不同的指標因子對消費升級的影響權重,求得自己內部因子發展的得分,為促使消費升級四個層面均衡發展提供依據。第二,要進一步完善西部等不發達地區的互聯網絡等基礎設施建設,推動消費環境改善,提升消費水平,縮小區域之間的消費差距。第三,要引導消費者形成健康、文明的消費理念,養成良好的消費習慣,為促進消費升級營造良好的社會環境。
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作者簡介:
李金蓮,浙江工商大學經濟學院碩士研究生;研究方向:國際貿易理論與政策。