江蘇居民消費(fèi)升級(jí)的影響因素
——基于需求側(cè)的實(shí)證分析

俞思晴

（中共江蘇省委黨校 世界經(jīng)濟(jì)與政治教研部，江蘇 南京210009）

一、研究背景與目的

當(dāng)今世界正面臨著百年未有之大變局，新冠肺炎疫情的暴發(fā)和蔓延使中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)外部環(huán)境愈發(fā)惡劣，不穩(wěn)定性和不確定性明顯增強(qiáng)。 與此同時(shí)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段，國(guó)內(nèi)需求迸發(fā)出巨大的潛力。 中國(guó)是一個(gè)擁有14 億人口的大國(guó)，工業(yè)體系規(guī)模全球第一并最為完整，隨著城市化、信息化、現(xiàn)代化腳步的不斷加快，國(guó)內(nèi)的消費(fèi)需求十分旺盛。 在雙循環(huán)的新發(fā)展格局下，應(yīng)發(fā)揮中國(guó)超大規(guī)模的市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)，其中拉動(dòng)內(nèi)需是促進(jìn)內(nèi)循環(huán)的關(guān)鍵，擴(kuò)大居民消費(fèi)則能夠?yàn)閮?nèi)循環(huán)提供強(qiáng)大的動(dòng)力。 因此，居民消費(fèi)升級(jí)是拉動(dòng)內(nèi)需的重要途徑，也能滿足人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要。

江蘇省作為一個(gè)經(jīng)濟(jì)大省，也是消費(fèi)大省，居民收入不斷增加。一般說來(lái)，收入的增加會(huì)帶動(dòng)消費(fèi)水平的提升，但凱恩斯認(rèn)為，當(dāng)收入增加時(shí)，居民的邊際消費(fèi)傾向存在遞減的規(guī)律， 田一迪和盧方元也通過對(duì)中國(guó)中、 東、 西部的居民消費(fèi)差異進(jìn)行實(shí)證研究，從而證實(shí)了這一觀點(diǎn)①。事實(shí)上，近年來(lái)江蘇省居民過半收入用于消費(fèi)，但消費(fèi)結(jié)構(gòu)仍不合理，導(dǎo)致居民消費(fèi)升級(jí)步伐緩慢②。 要解決這一問題，就必須找出影響居民消費(fèi)升級(jí)的因素，再采取針對(duì)性的舉措。

首先與消費(fèi)最直接掛鉤的是收入，收入越多則消費(fèi)越多。 李鳳至認(rèn)為，相較于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、物價(jià)水平和人民富裕程度， 居民收入對(duì)消費(fèi)的影響更大③。 李方正認(rèn)為，增加居民可支配收入可以增加消費(fèi)，從而促進(jìn)消費(fèi)升級(jí)④。 其次影響居民消費(fèi)的因素是社會(huì)保障因素，石明明等認(rèn)為，提高社會(huì)保障支出可以有效降低收入的不確定性， 從而增加消費(fèi)⑤。政府社會(huì)保障支出能夠給居民提供生活保障，居民會(huì)減少退休后的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，從而增加消費(fèi)。 魏勇通過研究發(fā)現(xiàn)居民收入水平越低，政府社會(huì)保障支出對(duì)消費(fèi)升級(jí)的作用越不顯著，相反隨著居民收入的增加，社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)升級(jí)的影響逐漸從抑制轉(zhuǎn)為促進(jìn)⑥。 綜上可知，收入和社會(huì)保障是影響居民消費(fèi)升級(jí)的兩個(gè)最主要的因素。

影響消費(fèi)升級(jí)的因素還有很多， 李世美等認(rèn)為，消費(fèi)升級(jí)的影響因素除了居民收入以外，消費(fèi)制度也扮演著十分重要的角色⑦。 同時(shí)， 他們還認(rèn)為，從供給側(cè)來(lái)看，技術(shù)創(chuàng)新是一個(gè)不可忽視的重要因素，5G 網(wǎng)絡(luò)、云數(shù)據(jù)、無(wú)人駕駛和智能機(jī)器人等推動(dòng)著時(shí)代向信息化發(fā)展，實(shí)現(xiàn)物質(zhì)消費(fèi)到服務(wù)消費(fèi)的升級(jí)。 侯洋提出居民消費(fèi)率的影響因素有GDP增長(zhǎng)率、利率、收入分配制度、城市化率和物價(jià)水平⑧。魯萌認(rèn)為，受教育水平也影響居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)⑨。 受教育水平影響著消費(fèi)者的消費(fèi)理念和消費(fèi)觀點(diǎn)，一般說來(lái)， 教育水平高的居民更傾向于享受型消費(fèi)。徐兆豐認(rèn)為，在雙循環(huán)新格局的背景下，數(shù)字金融覆蓋居民生活的范圍越廣，對(duì)消費(fèi)升級(jí)的積極作用越明顯， 如果將數(shù)字金融和技術(shù)創(chuàng)新結(jié)合起來(lái)，效果則更為顯著⑩。 此外，產(chǎn)業(yè)水平也間接影響消費(fèi)升級(jí)，合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)能夠支持高質(zhì)量的廠商生產(chǎn)更多的產(chǎn)品，從而滿足居民對(duì)高質(zhì)量產(chǎn)品日益增長(zhǎng)的需求，刺激居民消費(fèi)，提升居民的消費(fèi)質(zhì)量，最終可以優(yōu)化居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

綜合以上觀點(diǎn)，本文認(rèn)為從需求側(cè)的角度來(lái)看，居民人均可支配收入和政府社會(huì)保障支出是影響居民消費(fèi)升級(jí)的主要因素。 拉動(dòng)內(nèi)需是重中之重，分析江蘇省居民消費(fèi)升級(jí)的影響因素，找到制約消費(fèi)升級(jí)的原因，補(bǔ)齊短板，促進(jìn)居民消費(fèi)升級(jí)，從而更有效地踐行江蘇“爭(zhēng)當(dāng)表率，爭(zhēng)做示范，走在前列”新使命。

二、實(shí)證分析

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文從需求側(cè)角度探究影響江蘇省居民消費(fèi)升級(jí)的因素，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和前瞻數(shù)據(jù)庫(kù)，其中第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比率由筆者計(jì)算得出。 為了方便計(jì)算，本文將人均地區(qū)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入取對(duì)數(shù)處理， 可以使數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)，從而有助于消除異方差。

（二）變量和模型說明

本文選取2000 年至2019 年為樣本區(qū)間，建立一套面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建的模型為：

其中被解釋變量E 是恩格爾系數(shù)，由食品占人均生活消費(fèi)支出的比例來(lái)表示，收入增加時(shí)用于食品的支出會(huì)減少，恩格爾系數(shù)相應(yīng)減小。 恩格爾系數(shù)越低，居民的消費(fèi)水平就越高。

I 代表城鎮(zhèn)居民人均可支配收入， 由于農(nóng)村居民收入比城鎮(zhèn)居民收入低，所以相對(duì)應(yīng)的可支配收入也較少。 在2013 年之前，統(tǒng)計(jì)報(bào)告中記錄的只有農(nóng)村居民純收入，所以本文選取城鎮(zhèn)居民的可支配收入作為解釋變量之一。GOV 代表政府社會(huì)保障支出，在《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》的數(shù)據(jù)中，這一科目在1996年之后才出現(xiàn)， 之前并沒有這一科目， 是撫恤、福利、救濟(jì)、事業(yè)單位養(yǎng)老等內(nèi)容的合計(jì)。 孫璐將社會(huì)保障支出定義為狹義和廣義兩類，狹義社會(huì)保障支出指2000 年至2006 年統(tǒng)計(jì)年鑒中的撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)費(fèi)、行政事業(yè)單位離退休經(jīng)費(fèi)和社會(huì)保障補(bǔ)助支出的總和；2007 年至2019 年則為社會(huì)保障和就業(yè)支出。 廣義社會(huì)保障支出指在狹義的基礎(chǔ)上，再加上教育和醫(yī)療衛(wèi)生支出?。 本文選取廣義社會(huì)保障支出作為解釋變量之一，1980 年至1997 年的社會(huì)保障支出由科教文衛(wèi)事業(yè)費(fèi)代表。

Z1、Z2和Z3是控制變量，分別代表產(chǎn)業(yè)水平（第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比率）、物價(jià)水平（消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)）、城鎮(zhèn)化水平（城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎兀＿@三個(gè)變量也影響居民消費(fèi)升級(jí)，但由于本文僅討論需求側(cè)的因素對(duì)消費(fèi)升級(jí)的影響程度，因此將這些變量設(shè)置為控制變量，以排除其對(duì)結(jié)果的影響。

（三）實(shí)證分析

用stateMP-64 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)， 結(jié)果如表1 所示， 每一個(gè)變量的最小值和最大值都相差很大， 而且都是2000 年的數(shù)值最小，2019 年的數(shù)值最大。 可以看出近二十年來(lái)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，居民的消費(fèi)需求增長(zhǎng)，消費(fèi)結(jié)構(gòu)得到了優(yōu)化。 標(biāo)準(zhǔn)差代表了數(shù)據(jù)集合的波動(dòng)性大小，標(biāo)準(zhǔn)差越大，數(shù)據(jù)就越分散，波動(dòng)性較大，反之亦是如此。 從表1 可以看出恩格爾系數(shù)E、 第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比率Z1、物價(jià)水平Z2和城鎮(zhèn)化水平Z3的標(biāo)準(zhǔn)差都比較小，而城鎮(zhèn)居民人均可支配收入I 和政府社會(huì)保障支出GOV的標(biāo)準(zhǔn)差都比較大。說明這些年來(lái)江蘇省城鎮(zhèn)居民可支配收入和政府社會(huì)保障支出的增加幅度十分大，但因這兩個(gè)變量數(shù)據(jù)的計(jì)算單位是元，而另外四個(gè)變量的數(shù)據(jù)均是兩個(gè)數(shù)的比值，所以波動(dòng)不大。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

在進(jìn)行回歸分析以前， 本文先對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行了相關(guān)性分析，以此來(lái)檢驗(yàn)各個(gè)變量之間是否有顯著的相關(guān)性問題。按照相關(guān)性強(qiáng)度，可以分為高度相關(guān)、中度相關(guān)和低度相關(guān)。 其中中度相關(guān)的r 值為0.4 至0.7 之間， 并以這兩個(gè)數(shù)值為分界點(diǎn)確定高度相關(guān)和低度相關(guān)，r 值超過0.7 的為高度相關(guān)， 低于0.4 的為低度相關(guān)，若是低度相關(guān)則可以初步判斷變量之間不存在共線性。 按照相關(guān)關(guān)系的方向可以分為正相關(guān)、負(fù)相關(guān)和零相關(guān)，分別由r＞0、r＜0 和r=0 來(lái)表示。 表2 為各個(gè)自變量和因變量的相關(guān)系數(shù)矩陣表。

表2 相關(guān)系數(shù)矩陣

從相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，除了Z2以外各個(gè)解釋變量與因變量的相關(guān)系數(shù)都超過0.7， 則證明所選擇變量與被解釋變量E 高度線性相關(guān)，用E 與這些解釋變量做多元回歸分析是合理的。而Z2和E 的相關(guān)性較低，接近0.4，P 值小于0.05，表明該相關(guān)結(jié)果顯著，但和其他自變量之間既有顯著的低度相關(guān)關(guān)系又有不顯著的，因此Z2在整個(gè)模型中的作用需要通過回歸分析來(lái)完成進(jìn)一步的檢驗(yàn)。 同時(shí)可以看出，各個(gè)自變量之間的相關(guān)系數(shù)大多也超過0.7，所以模型極有可能會(huì)存在多重共線性的情況，為了檢驗(yàn)這種情況是否存在，本文在多元回歸分析之后需要進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，回歸分析的結(jié)果如如表3。

表3 多元線性回歸分析結(jié)果

從表3 可以看出，回歸方程的R2和調(diào)整后的R2均十分接近1，表明該模型的擬合優(yōu)度很高，回歸效果十分顯著。但是由變量的P 值可以看出，Z2的P 值大于0.05，所以拒絕Z2對(duì)被解釋變量E 有顯著影響這一原假設(shè)。 產(chǎn)生這種結(jié)果的可能原因如上文所述，為自變量之間的多重共線性， 為此需要進(jìn)行相關(guān)的檢驗(yàn)。 本文通過方差膨脹系數(shù)VIF 來(lái)判斷該多元回歸模型是否有嚴(yán)重的多重共線性現(xiàn)象，結(jié)果如表4。

表4 為方差膨脹系數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果，一般說來(lái)，當(dāng)VIF 值小于10 時(shí)，變量之間就沒有共線性問題存在。 而本文所使用的兩個(gè)主要解釋變量的VIF 值都特別大， 甚至超過了100，說明存在嚴(yán)重的多重共線性問題。 要解決這個(gè)問題， 可以使用的方法有很多，主要有主成分回歸、逐步回歸和嶺回歸，本文選用逐步回歸來(lái)解決多重共線性。

表4 方差膨脹系數(shù)表

表5 為使用逐步回歸法后得到的結(jié)果，結(jié)果是將Z2從方程中剔除了， 表明Z2 對(duì)被解釋變量沒有顯著的影響。 剔除以后每一個(gè)自變量的P 值都小于0.05，R2也十分接近于1， 此時(shí)的回歸方程不存在多重共線性的問題，最終的方程式為：

表5 消除多重共線性的回歸分析表

由系數(shù)的符號(hào)可以看出，江蘇省居民人均可支配收入與恩格爾系數(shù)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，恩格爾系數(shù)越小，在享受型消費(fèi)的支出就越多，消費(fèi)結(jié)構(gòu)越合理。 政府社會(huì)保障支出與恩格爾系數(shù)也是負(fù)向相關(guān)，表明政府社會(huì)保障支出越多，居民消費(fèi)越高。居民人均可支配收入和政府社會(huì)保障支出對(duì)恩格爾系數(shù)的影響程度都比較小， 分別為0.0011 和0.0087， 相對(duì)而言產(chǎn)業(yè)水平和城鎮(zhèn)化水平影響更為顯著。 原因可能是江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度較快，收入分配和社會(huì)保障較為完善，所以對(duì)居民的消費(fèi)影響程度不及產(chǎn)業(yè)水平和城鎮(zhèn)化水平。

三、結(jié)論和政策建議

居民消費(fèi)升級(jí)是拉動(dòng)內(nèi)需的主要?jiǎng)恿Γ疚闹荚谡页鲇绊懡K省居民消費(fèi)升級(jí)的因素。 為此選取了1980 年至2019 年江蘇省的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，從需求側(cè)一端進(jìn)行實(shí)證分析，初步推斷影響江蘇省居民消費(fèi)升級(jí)的因素是居民人均可支配收入和政府社會(huì)保障支出。通過state 軟件進(jìn)行多元回歸分析證明這兩個(gè)因素確實(shí)影響居民的消費(fèi)升級(jí)，且都起到促進(jìn)作用，但作用效果不及供給側(cè)的因素。 本文在此研究結(jié)論的基礎(chǔ)上提出以下建議：

第一，完善收入分配制度，縮小收入分配差距。消費(fèi)水平最直接的影響因素是可支配收入的高低，要提高就業(yè)率，加強(qiáng)職業(yè)技能培訓(xùn)，實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量就業(yè)。完善工資制度，不斷擴(kuò)大中等收入群體。雖然中國(guó)的脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)已經(jīng)取得了全面勝利，但仍要努力踐行扶貧政策，提高更多居民的可支配收入，讓居民能消費(fèi)。

第二，健全社會(huì)保障機(jī)制，提升居民安全感。 政府應(yīng)強(qiáng)化自身責(zé)任，調(diào)整財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，合理安排社會(huì)保障支出的比重， 擴(kuò)大社會(huì)保障的覆蓋范圍，特別是養(yǎng)老金制度和醫(yī)療保險(xiǎn)制度需要合理統(tǒng)籌。應(yīng)加大“第三支柱”商業(yè)保險(xiǎn)在養(yǎng)老金中所占的比例，通過增加醫(yī)療資源使得農(nóng)村居民能夠享受城鎮(zhèn)居民一樣的醫(yī)療保障。 同時(shí)，減輕居民的繳費(fèi)負(fù)擔(dān)，根據(jù)不同收入水平來(lái)制定不同的繳費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)，從而真正完善社會(huì)保障制度，讓居民敢消費(fèi)，能消費(fèi)。

第三，加快供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。對(duì)于江蘇省居民來(lái)說，產(chǎn)業(yè)水平對(duì)消費(fèi)升級(jí)的影響更為顯著，應(yīng)該積極推動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，給予高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和綠色產(chǎn)業(yè)一定的支持，通過供給側(cè)的改革升級(jí)帶動(dòng)需求側(cè)的發(fā)展。 當(dāng)今時(shí)代人們對(duì)高質(zhì)量的商品和生活品質(zhì)有著更強(qiáng)烈的需求，只有供給側(cè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)足夠優(yōu)化， 才能提高供給質(zhì)量，從而滿足人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要，讓居民愿意消費(fèi)，最終實(shí)現(xiàn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和消費(fèi)水平的提升。

注釋：

①田一迪,盧方元.中國(guó)東、中、西部居民消費(fèi)差異研究——以江蘇、河南、貴州為例[J].河南科技大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2020,38(03):58-65.

②周琪.江蘇城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)變化研究[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì),2020(12):66-69.

③李鳳至.四川省農(nóng)村居民消費(fèi)影響因素的實(shí)證研究[J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè),2019,40(28):12-13.

④李方正.消費(fèi)升級(jí)視野的需求結(jié)構(gòu)再平衡[J].重慶社會(huì)科學(xué),2015(9):47-57.

⑤石明明,江舟,周小焱.消費(fèi)升級(jí)還是消費(fèi)降級(jí)[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì),2019(7):42-60.

⑥魏勇.社會(huì)保障、收入門檻與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)升級(jí)[J].社會(huì)保障評(píng)論,2017,1(04):21-35+126.

⑦李世美,譚宓,狄振鵬.雙循環(huán)新格局下中國(guó)居民消費(fèi)升級(jí)的制度經(jīng)濟(jì)學(xué)分析[J].重慶社會(huì)科學(xué),2020(12):75-87.

⑧侯洋.中國(guó)居民消費(fèi)率影響因素的實(shí)證調(diào)查[J].區(qū)域治理,2019(46):30-32.

⑨魯萌.居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素的實(shí)證分析[J].科技經(jīng)濟(jì)市場(chǎng),2020(06):68-69.

⑩徐兆豐.新發(fā)展格局背景下中國(guó)消費(fèi)升級(jí)的數(shù)字金融驅(qū)動(dòng)效應(yīng)[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究,2021(03):168-171.

?孫璐.江蘇省財(cái)政社會(huì)保障支出分析[J].南京人口管理干部學(xué)院學(xué)報(bào),2013,29(04):63-67.