產品市場扭曲對居民消費潛力的影響研究
——基于制造業數字化轉型視角

王 森，李金葉

（新疆大學 經濟與管理學院，烏魯木齊 830046）

一、引言

2022年3 月，中共中央、國務院發布《關于加快建設全國統一大市場的意見》；同年12 月，黨中央、國務院發布了《擴大內需戰略規劃綱要（2022—2035）》，強調了建設良好的國內市場競爭環境，對于釋放區域協調發展的巨大消費需求潛力的重要性。此時正值國內新冠疫情基本結束，經濟百廢待興，以及國外技術和貿易雙重封鎖的困難局面。打通制約消費潛力釋放的關鍵堵點、激活國內消費市場活力、增強消費對經濟發展的基礎性作用，已然成為經濟穩定增長的重要抓手。黨的二十大報告提出，要堅持以推動高質量發展為主題，把實施擴大內需戰略同深化供給側結構性改革有機結合起來，增強國內大循環內生動力和可靠性，并且要加快發展數字經濟，促進數字經濟和實體經濟深度融合。伴隨著大數據、人工智能、云計算等數字化技術向制造業滲透，市場對于生產、消費資源的配置得到了深層次的整合與優化，供需匹配度進一步提升，保障了消費需求釋放。但市場并非一直有效，地方保護主義、區域壁壘等政策都會引起區域壟斷市場勢力的產生，導致產品市場扭曲。那么產品市場扭曲如何影響居民消費潛力？當存在市場失靈，無法發揮市場有效競爭的長效機制時，產業數字化轉型對產品市場中企業競爭行為及資源配置效率的影響是否有助于改善產品市場扭曲，促進居民消費潛力的釋放呢？深入探究上述議題，對提振內需，實現中國經濟平穩復蘇有著重要的現實意義。

二、文獻回顧

產品市場扭曲的產生來源于省際企業間市場勢力的差異（尹恒和張子堯，2021），主要表現在于其扭曲了區域間產品價格信號，使得產品價格不能反映真實的社會收益和成本。差異化的市場勢力會扭曲產品市場上的價格信號從而導致區域間同質企業不同的產品定價能力和成本（李建成和程玲，2022），使得本地一些企業能夠對產品收取更高的價格，助長了企業的壟斷行為，降低了市場的資源配置效率（祝樹金等，2021）。現有文獻偏向于研究扭曲程度的測算及其引起的效率損失（鄧忠奇等，2022；許凱，2022），但鮮有學者實證研究其對消費福利的影響效應。

關于產品市場扭曲指標的測度研究，已有研究側重于從產品市場一體化或市場分割的角度測度并進行效應分析，主要使用一價法（桂琦寒等，2006）、貿易流量法（Poncet，2003）與生產專業化指數法（Young and Alwyn，2000）來衡量，其中貿易流量法和生產專業化指數法由于無法形成面板數據，在實證分析中存在研究缺陷。相比之下，一價法不僅可以形成面板數據，而且能夠反映供求兩端特征，因而備受推崇，成為衡量產品市場一體化或市場分割的主要方法。但是產品市場扭曲不僅體現了商品價格的市場分割，更是對企業間市場競爭環境的反映。具體而言，區域間差異的企業市場勢力將會導致原料市場分割和消費市場分割，從而引起各地制造業企業的生產成本和流通成本的不均衡不規則上升，外來產品流入成本的上升進而導致本地行業內企業數量的減少及企業進入門檻的提高，助長本地的制造業企業在產品市場中的壟斷行為，削弱了外地企業的產品定價能力及商品流通數量，這些因素最終反映在產品市場上表現為區域間產品的價格扭曲（De Loecker et al，2020）。一價法雖然可以有效衡量相鄰地區商品價格的波動，但忽視了對商品生產成本及企業定價能力的聯合考量，而企業的市場勢力差異或定價能力差異正是導致商品價格扭曲、加劇產品市場扭曲程度的主要原因（陳斌開，2017）。而且，企業對產品的定價能力在不同行業具有較大差異，目前一價法僅能構建省市層面的指標，難以在行業層面進行分析，對產品市場扭曲的測度包含了行業差異的噪音，影響研究結果的準確性，因此，在指標構建上仍需進一步探討。

居民消費潛力通常是指尚未被開發的居民消費能力，消費潛力的釋放不僅是對總體消費的提升，更是對居民最終消費比重的促進，釋放居民消費潛力是擴大內需、保障經濟穩定運行的重要手段（袁益等，2022）。現階段學術界尚未從市場勢力差異角度對產品市場扭曲與居民消費潛力兩者關系展開系統性探討，更多的研究側重于從產品市場一體化或市場分割角度考察對居民總體消費的影響，而且一直頗有爭議，主要涉及以下三類觀點：第一類認為市場一體化程度提升可以促進居民消費提升，張學良等（2021）研究發現市場一體化有助于企業出口轉內銷促進國內消費水平提升。楊振兵（2016）研究發現市場一體化有助于企業在消費端減少產能過剩，從而促進居民消費提升，于良春和付強（2008）研究發現地區行政壟斷會借助政府的力量引致市場分割抑制地區居民消費水平。第二類研究認為市場一體化對居民消費在省際內外具有差異影響，楊文毅等（2019）和張昊（2020）研究發現市場一體化程度提升可以減弱省級邊界帶來的屏障效應，從而促進本地居民跨省消費，不過他們同時發現這種效應會降低省內城市間的消費流量。第三類研究則認為市場一體化對居民消費為非線性影響，黃賾琳和秦淑悅（2021）分析發現市場一體化對當地消費總量及消費結構呈現先抑制后促進的正U 型特征，強調了產品市場一體化發展的階段性特征。以上文獻的研究視角不盡相同，產品市場扭曲對居民消費潛力的影響效應仍需進一步分析驗證。

隨著數字技術的不斷推廣和深入應用，統一大市場得到進一步完善，推動了各地區居民的消費水平不斷提升。數字經濟發展帶來的競爭規則的改進有助于消費市場融合發展，有助于激活新型消費市場活力，而產業通過數字化轉型促進了市場競爭，提高資源配置效率，引致產品創新（趙濤等，20220），從供給端更大程度地滿足消費者需求，促進居民消費潛力釋放。現有研究對這些結論進行了充分驗證，但鮮有研究探討數字化轉型對產品市場扭曲影響居民消費潛力的糾偏作用。

鑒于此，本文的邊際貢獻主要體現在以下三個方面：第一，在研究視角上，現有學者更多關注市場一體化、市場分割對居民消費潛力的影響，但從產品市場扭曲的視角探討相關問題的文獻實屬不多，特別是由于行業內企業市場勢力差異形成的產品市場扭曲，又會對居民消費潛力產生什么樣的復雜影響？這一關鍵問題仍不能解答，因此需要更深入的研究予以補充。第二，在研究方法上，受限于一價法，大多數文獻主要從省級面板出發探討相關問題，而本文結合中國工業企業數據與中國地區投入產出表，使用生產函數測度省際-行業層面相對的企業加成率分布，衡量產品市場扭曲程度，進一步拓展了數據邊界；并運用投入產出分析法，分維度構建了省級行業層面的數字化轉型指標，優化了指標測度方法。第三，在研究內容上，從信息化，產業互聯網及數字化交易三個維度剖析數字化轉型產生的要素糾偏效應和市場競爭改進效應，以及其如何緩解產品市場扭曲對居民消費潛力的抑制作用，并為擴大內需促進經濟平穩復蘇提供科學性、具體性、針對性的政策建議。

三、理論分析及研究假設

（一）產品市場扭曲對居民消費潛力釋放的直接影響

產品市場中企業之間蓬勃的競爭是經濟運行良好的核心原則。現有競爭對手和新進入者的壓力導致企業制定與成本相匹配的產品價格，這對于消費者是有利的。在缺乏競爭的情況下，外來企業及其產品難以進入現有市場，本地企業獲得市場勢力并提高產品定價，進而扭曲地區產品價格，將在區域貿易中形成“以鄰為壑”的產品價格扭曲，這對資源分配及社會福利都會有不同程度的負向影響（尹恒和張子堯，2021）。根據價格歧視理論，市場分割會使得一些本地企業能夠利用市場勢力左右產品定價及產量，因而對同種商品不同區域進行差別定價使得區域間商品價格扭曲，而且本地企業市場勢力的提升可能會助長地方保護行為，進一步引致產品價格的扭曲及市場范圍的縮小，不僅降低了勞動力需求，抑制了資本投資，還會阻礙省際及城鄉間商品及要素流通，使得消費者所能購買的商品種類及數量受到限制。這種由區域間企業市場勢力不均引起的產品市場扭曲，最終降低了消費者福利，阻礙了居民消費潛力的釋放。因此打破區域間企業市場勢力差異引致的產品市場扭曲是促進居民消費潛力釋放的重要途徑。

據此，本文提出假設1：

產品市場扭曲程度的加劇對居民消費潛力釋放存在抑制作用（H1）。

（二）產品市場扭曲對居民消費潛力釋放的影響路徑

Hummels 和Klenow（2005）、時大紅和蔣伏心（2022）及宋明順等（2019）研究發現居民消費需求主要存在價格、質量、規模和收入四大效應，因而促進居民消費潛力釋放的落腳點在于：一是降低價格波動；二是優化產品質量；三是豐富產品供給；四是提升工資收入。本文主要從這四條路徑來分析產品市場扭曲對居民消費潛力影響的傳導機制，傳導路徑設計如圖1 所示。

圖1 產品市場扭曲對居民消費潛力的影響路徑

首先，在影響產品價格波動方面。根據需求價格彈性理論，消費者對產品價格具有一定敏感性，產品的價格變化在一定程度上影響了消費需求及消費預期。一方面，當產品市場扭曲程度較高時，此時將伴隨著較強的貿易壁壘，消費者大多以本地市場產品進行消費，需求受產品生產地約束，本地市場企業對產品具有較強的定價能力，其產品價格主要跟企業的盈利行為相關，價格波動較大，消費者需求變動將隨之增大。而在產品市場扭曲程度低的地區具有較低的貿易壁壘，使得區外流入的產品能以較為低廉的價格在本地市場上銷售。根據壟斷競爭市場理論，當區外流入的新進企業產品更具有價格優勢時，就會對本地產品產生市場競爭，使本地企業根據市場和自身經營情況適當降低價格并穩定自己的定價，從而消費者不僅獲得了更多種類的產品又享受了更優惠的價格，提升了消費者福利。另一方面，新進企業為快速獲取市場份額，可能會過度使用價格補貼、降價等促銷行為進行市場份額競爭，使得本地市場商品價格發生劇烈波動，具體表現在前期采取降價措施搶占市場份額使其產品快速替代本地產品，當后期產品占據市場優勢時，再利用市場勢力提高價格獲取壟斷利潤，雖然短期內消費者獲得了優惠的同類商品的價格，提升了消費福利，但不利于消費潛力的長期釋放。

其次，在影響產品質量方面。根據可競爭市場理論，產品市場扭曲會助長政府的干預行為、減弱市場競爭，使得產品質量相對較低且依賴地方保護的低生產率企業存活于市場，從而阻礙了本地區產品質量的提升；同時，產品市場扭曲不利于高質量產品的流通，難以為高質量產品提供了廣闊的需求市場，還阻礙了企業高端技術的應用和擴散能力，減少優質產品流入消費市場，進而抑制了產品的質量升級效應。而且分割的市場需求規模難以有效降低技術創新的風險，不利于企業將創新研發成本分攤至更多單位的產品上（Desmet and Parente，2010）。因此，產品市場扭曲弱化了企業應用高端技術進行創新、生產出更多高質量產品的激勵效應，難以促進企業間“價格競爭”逐漸轉為“質量競爭”。此外，根據質量提升內生增長理論，產品質量能夠調控需求和價格，消費者效用需求水平取決于產品的數量和質量，性價比決定消費者選擇。在功能趨同、價格相同的產品中，質量是影響消費者做出購買決策的重要因素，產品質量的下降會對消費行為產生負向影響。因此，產品市場扭曲阻礙了供給結構內部的質量變革，難以帶來新產品和中高端產品供給的增加及產品質量的提升，不利于消費潛力的不斷釋放。

再次，在影響產品供給方面。勞動分工理論認為，市場規模限制了專業化分工，而產品價格扭曲下縮小的市場規模弱化區域間經濟聯系和空間互動，難以優化既有的分工格局，從而減少了本地市場的產品種類。難以通過商品流通銜接生產與消費，國內貿易的“本地市場效應”難以顯現，潛在市場規模進一步縮小。而市場規模縮小帶來消費品生產部門的規模不經濟，企業生產效率減弱，從而增加了生產與進入外地市場的成本，從而劣化了區域市場競爭環境，不利于給本地市場提供更多樣化的產品，難以滿足居民異質性消費需求，進而阻礙了居民消費潛力的釋放。

最后，在影響工資收入方面。根據要素邊際報酬遞減理論，由于企業市場勢力的不均衡扭曲了最終產品價格，要素報酬也會受到扭曲影響，阻礙了要素流動，進而抑制了國內要素配置優化，勞動力的邊際產出難以提升，進而影響勞動者工資報酬（王宋濤等，2017）。本地企業市場規模和要素投入受消費市場分割的阻礙而難以提升，降低了企業的用工需求，進而勞動者收入水平降低，并且政府的地方保護行為助長了企業市場勢力上升，高加成率企業為避免過度價格競爭，會采取壓低勞動工資的方式獲取超額利潤，推動本地勞動力市場降低工資報酬，進而導致整個區域的勞動力收入份額的下降。而且受到市場分割的制約，本地企業往往生產經營處于價值鏈低端的產品，研發路徑依賴將使其深陷低端技術鎖定的困境（張杰等，2010），企業一直處于低附加值產品的生產將會進一步限制勞動工資報酬的增長（徐保昌和謝建國，2016）。此外，差異過大的企業市場勢力削弱了市場優勝劣汰的選擇機制，大量存活的低效率企業同樣抑制了勞動工資報酬的提高（王磊和張肇中，2019）。勞動力工資水平的下降，不僅會減少居民可支配收入，也會更大程度上擠壓了居民消費需求支出，造成居民對高質量產品包括需求層次與需求規模在內的市場有效需求不足。

綜上，本文提出假設2：

產品市場扭曲會通過加劇產品價格波動、降低產品質量、縮減供給規模及減少勞動收入來抑制居民消費潛力的釋放（H2）。

（三）數字化轉型對產品市場扭曲影響居民消費潛力釋放效應的調節作用

數字化轉型是增強經濟發展新動能、暢通經濟大循環的關鍵環節，數字化轉型可以激發新的消費潛能，釋放內需潛力，增加居民有效需求，加快培育內需體系。根據信號傳遞理論，數字化轉型的調節作用主要分為信息技術發展、產業互聯網發展及數字化交易發展三個維度。

首先，在信息技術方面，數字化轉型能夠加快生產階段的數字化和智能化，引導傳統企業逐步走向數字化，形成信息產品供給和其他產業對其需求的良性循環（汪斌和余冬筠，2004），進而引致消費側的數字化和智能化，能夠有效調節市場供求矛盾，提高產需匹配度，更好地滿足居民消費需求。而且數字化轉型也使得科技信息、基礎設備、物流倉儲等行業日益成熟，能夠為滿足人民日益增長的美好生活需要提供后備支持。此外，數字化信息技術的應用可以通過影響市場規模、知識溢出和要素組合等培育更多的創業機會，也會從加快信息交互和思想傳播等途徑豐富創業資源，促進新企業的創立（趙濤等，2020），從而使得企業間的競爭程度增加，并推動企業的價格加成下降，減少壟斷行為的發生。信息化發展不僅能擴大就業規模、提高就業質量，而且還能擴大消費市場規模、減少產品市場扭曲，促進消費潛力釋放。

其次，在產業互聯網發展方面，數字化轉型能夠通過產業互聯網實現交互與協作的數字化，產業互聯網能夠令用戶快速準確地獲得所需信息，一定程度上連接了供給端與需求端，降低了消費者的搜尋成本和交易成本，同時能夠及時了解和滿足消費者的異質性需求，有力地促進了消費市場的發展。此外，產業互聯網發展也可以降低由省際市場分割帶來的無形消費壁壘對消費的負向影響，這些負向影響會引致實際地理距離相對增加，商品流通成本增加，從而遏制異地消費（楊文毅等，2019），導致消費行為在空間上呈現離散特征，對地區間消費市場也產生區隔作用，既不利于市場競爭，也不利于消費市場的擴大。隨著統一大市場的改革推進與產業互聯網基礎設施建設的快速發展，行政力量下的省際市場分割逐漸被打破。能夠有效緩解抑制產品市場扭曲帶來的商品與生產要素自由流動的制度障礙，促進地區間和城鄉間消費需求增長（雷娜和郎麗華，2020）。

最后，在數字化交易方面，數字化轉型不僅為消費渠道的改變提供了有利條件，而且借助信息技術改變了傳統的交換關系。一方面，數字化交易打破了傳統的時空概念。產品供給方和需求方可以跨越時間和空間上的約束，在線上眾多的數字化交易平臺上完成商品交易，促進了跨地域消費，可以在一定程度上減弱由地方保護行為帶來的市場分割程度。另一方面，數字化交易還豐富了交易品類，擴展了市場邊界，加快了交易速度，而且商品供應商的增加，也減少了企業的壟斷定價行為。隨著數字化交易的發展，傳統的電子商務交易方式逐步取代傳統的網絡交易方式，虛擬的交換空間縮短了雙方的空間距離，減少了人員流動，降低了資源的消耗，從而建立起一種更為高效、快捷的交易關系（劉軍，2020）。這種數字化交易形成的市場交易關系對居民的生活、消費產生了深遠的影響，打破了市場分割帶來的城鄉間和省際間商品流通及生產要素流通的限制，弱化了產品市場扭曲程度，能夠有效釋放居民消費需求。

基于此，本文提出如下假設：

數字化轉型能夠弱化產品市場扭曲對居民消費潛力的抑制作用（H3a）；

數字化轉型能夠負向調節影響路徑來緩解產品市場扭曲對居民消費潛力的抑制作用（H3b）。

根據上述理論分析，本文研究框架如圖2 所示。

圖2 研究框架

四、模型構建與數據描述

（一）模型構建

基于理論機制和研究假設1，本文使用雙向固定效應模型設定如式（1）所示的基準模型，考察產品市場扭曲對居民消費潛力的直接影響。

其中：β1為產品市場扭曲對居民消費潛力的直接效應；下角標i為省份；j為行業；t為年份；αij為常數；CPijt為由行業的產品居民消費率表征的居民消費潛力；PMDijt為產品市場扭曲程度；Xijt為系列控制變量；φij為個體固定效應；φt為時間固定效應；μijt為隨機擾動項。為了盡可能避免相關變量的聯立性偏誤及遺漏變量，將核心解釋變量和控制變量都作滯后一期處理，并加入數字化轉型（DT）作為控制變量。鑒于相同省份-行業可能出現截面相關的問題，本文將標準誤聚類在省級-行業，即個體層面。

為檢驗假設2，本文實證探究了產品市場扭曲程度對居民消費潛力的潛在影響路徑。在模型選擇方面，部分學者認為使用溫忠麟等（溫忠麟，2004）提出的中介效應模型在經濟學中進行機制檢驗會存在機制識別不清楚及內生性誤差等問題，導致驗證結果并不可靠（江艇，2022）。因此，本文借鑒Liu 和Mao（2019）的機制檢驗方法，通過構建式（2）考察核心解釋變量對中介變量的直接影響進行影響路徑檢驗。

其中：Mijt為中介變量，分別表示商品價格波動效應、產品質量效應、產品供給規模效應及制造業收入效應。

進一步為檢驗假設3，實證探究數字化轉型對直接效應和影響路徑的調節作用，本文將數字化轉型與產品市場扭曲的交互項納入式（1）和式（2），得到式（3）和式（4）的調節效應模型，形式如下：

其中：β3為數字化轉型的調節效應；DTijt為數字化轉型或二級維度下的信息化、產業互聯網及數字交易指標；DTijt×PMDijt為數字化轉型與產品市場扭曲的交互項。

（二）變量的測度和選取

1.居民消費潛力（CP）

居民消費潛力是本文的核心被解釋變量，為考察各省份居民對各行業產品的消費潛力，本文從本地居民消費該行業的最終使用產品的比例的角度，使用各行業產品居民最終消費占該行業生產的最終使用產品的比重來表征居民消費潛力，即行業的產品居民消費率的提升意味居民消費潛力的釋放。相對于直接使用行業居民消費，使用產品居民消費率可以體現供給端的產需匹配程度，行業產品中非意愿存貨的減少及出口轉內銷等情況引起的本地消費的上升都可以由產品居民消費率體現出來，進而反映居民的消費潛力釋放程度。同時，本文使用行業居民消費的自然對數作為穩健性檢驗中居民消費潛力的替代變量（TC）。

2.產品市場扭曲（PMD）

產品市場扭曲是核心解釋變量，為從省際行業市場勢力差異角度衡量產品市場扭曲程度，本文借鑒De Loecker 和Warzynski（2012）、尹恒和張子堯（2021）的思路，使用省際間制造業各部門企業加成率分布對產品市場扭曲程度進行測度。

首先，使用De Loecker 和Warzynski（2012）的方法，先按各省份投入產出表中制造業15 個分行業分類計算出企業q的可變投入產出彈性θijqt，再用可變投入產出彈性θijqt除以支出份額αijqt，得到按省行分類的企業q的加成率：

其次，借鑒祝樹金等（2021）的方法，用省級-行業的企業加成率的泰爾指數衡量企業加成率分布。

其中：Dijt為t年i省份j行業的企業加成率分布；μijt為t年i省份j行業的企業加成率平均值。

最后，將企業加成率分布按行業-年份進行極大值標準化，得到省際-行業的相對企業加成率分布，并借鑒尹恒和張子堯（2021）的思路，使用相對企業加成率分布來衡量產品市場扭曲程度。

其中：PMDijt為t年i省份j行業的產品市場扭曲程度。

3.數字化轉型（DT）

數字化轉型指標為調節變量，借鑒張晴和于津平（2020）所構建的完全依賴系數方法，依照最新的《數字經濟及其產業分類（2021）》，根據前文理論分析中對數字化轉型的信息化、產業互聯網及數字交易三個特征的闡釋，對照《國民經濟行業分類標準（2002）》選取數字經濟行業，從三個維度構建省級-行業層面各行業對數字經濟部門的完全依賴系數，并按行業進行極大值標準化，形成省級-行業層面的二級維度的數字化轉型指標，最后將這三個維度構建的指標加總形成數字化轉型指標。

其中信息傳輸、軟件和信息技術服務（29）屬于信息化維度（XXH），通信設備、計算機及其他電子設備制造業（19）屬于產業互聯網維度（CH），科學研究事業（36）及綜合技術服務業（37）屬于數字交易維度（SJ）。

該指標的具體計算公式為

其中：completeidj為t年i省制造業j部門對數字經濟部門d的完全消耗系數；completeikj為t年i省制造業j部門對任一部門k的完全消耗系數；Digij為t年i省制造業j部門對數字經濟部門的完全依賴系數；Dig·jtmax為t年所有省制造業j部門中對數字經濟部門的最大完全依賴系數；DTijt為t年i省制造業j部門的數字化轉型程度。

相比于張晴和于津平（2021）及謝靖和王少紅（2022）構建的全國層面分行業的完全依賴程度指標，本文改進的構建方法不僅避免了因分省份產生的對比誤差，而且對數字化轉型細分維度，并在數字經濟行業選取上根據最新的分類標準，從而指標構建更具有合理性和科學性。

圖3 顯示了2001—2015年全國層面的三個核心變量的年份趨勢圖。可以發現居民最終消費與產品市場扭曲的趨勢存在一定的負相關；數字化程度與產品市場扭曲的趨勢基本相反，與居民最終消費存在一定正相關。

圖3 核心變量趨勢圖

4.控制變量

為更好地緩解遺漏變量偏差，本文在省級-行業控制變量的基礎上添加了省級的地區控制變量。首先，省級-行業控制變量包括：行業貿易結構（TS），使用投入產出表中的該省份-行業的凈出口額與其增加值的比重來衡量；行業產品結構（PS），本文使用投入產出表中的各省份各行業的最終使用結構系數來衡量行業產品份額；行業資本積累水平（KA），本文在孫早和許薛璐（2018）的基礎上，使用行業固定資產凈值與行業從業人員數量之比衡量省級-行業層面的資本積累水平。

其次，地區控制變量包括：城鎮化水平（CR），用各省份年末城鎮人口比重表示；人力資本水平（HP），用各省高中文化程度及以上的人口數取自然對數表示；政府教育支出規模（ES）和政府醫療支出規模（MS），分別用各省份一般預算支出中教育支出和醫療支出實際值取自然對數表示；少年人口撫養比（YR）和老年人口撫養比（OR），由《中國統計年鑒》直接給出。

（三）數據來源

本文測度產品市場扭曲程度所使用的數據來源于2001—2015年中國工業企業數據庫；借鑒聶輝華等（2012）的思路清理中國工業企業數據庫，首先利用2001—2015年的中國工業企業數據庫，參照Brandt 等（2009）的做法，將行業標準統一為2002年，用產出價格指數平減名義產出水平來衡量企業的實際產出水平，用員工就業人數衡量企業的勞動力投入數目，用投入品價格指數平減名義中間投入要素衡量實際中間投入要素的數量，采用企業的固定資產凈值衡量實際資本存量，以及余淼杰等（2018）的做法，對空缺值進行公式處理：中間品投入=產出值×銷售成本/銷售收入-工資支付-折舊值，并刪去嚴重缺失數據的2010年數據及異常值數據。

本文居民消費潛力、數字化轉型程度和控制變量測算所需數據來源于2002—2016年中國地區投入產出表（簡稱投入產出表）；借鑒孫早和許薛璐（2018）的方法①孫早和許薛璐（2018）采用該方法對2002—2012年投入產出表的空缺年份數據進行插補來構造核心被解釋變量消費結構指標。本文在穩健性檢驗中使用未插補的數據，發現基準回歸結果穩健。，使用勻速增長法對2002—2017年的五期投入產出表數據②中國地區投入產出表在2002年、2007年、2012年、2015年以及2017年發布。進行插補填充，并按2002年投入產出表的行業劃分為標準將2012年和2017年投入產出表的行業代碼為16 和17 的行業數據合并，保留行業代碼為6～21 的制造業行業數據，并借鑒張昊（2014）的方法按照《國民經濟行業分類標準（2002）》對八大類商品進行省級行業層面的生產端與消費端統計口徑的匹配，匹配情況詳見表1。

表1 生產端產品分類與消費端分類的匹配

本文使用的價格指數數據及其他變量數據來源于國家統計局和中國統計年鑒。核心解釋變量和控制變量為緩解內生性問題均使用滯后一期數據，形成2002—2016年的省級-行業面板數據，包括30 個省份的15個制造行業的數據（因數據缺失，未包含西藏地區及港澳臺地區），主要變量的描述性統計見表2。

表2 描述性統計

五、實證分析

（一）基準回歸

表3 報告了產品市場扭曲對居民消費潛力釋放效應的基準估計結果。從（1）～（3）列逐步加入控制變量，結果顯示PMD的影響估計系數為負且在10%的水平下通過了顯著性檢驗。這意味著產品市場扭曲與居民消費潛力的負向線性關系刻畫了中國產品價格扭曲與居民消費的現實情況。負向影響意味市場勢力差異導致的產品市場扭曲對居民消費潛力產生抑制作用，證實了假設1。同時發現，數字化轉型對居民消費潛力的影響一直顯著為正，為后文討論數字化轉型的調節作用埋下伏筆。而老年人撫養比的系數不顯著，可能的原因是老年產品的消費市場一直不完善，供需匹配程度較低，人口老齡化的加劇并沒有顯著促進產品消費率的提升。

表3 產品市場扭曲與居民消費潛力的關系分析：基準回歸

（二）穩健性檢驗

1.替換核心變量

為保證實證結果的穩健性，首先使用相對離差法代替泰爾指數法重新測度企業加成率分布并構建產品市場扭曲程度，穩健性回歸結果見表4 的（1）列，其次使用行業消費總量代替產品居民消費率，穩健性回歸結果見（2）列，實證結果表明，產品市場扭曲的系數顯著為負，與基準回歸結果一致。

表4 產品市場扭曲與居民消費潛力的關系分析：穩健性檢驗

2.更換未插補數據

為保證插補數據的實證結果有效性，本文使用2002—2015年的4 期⑧包括2002年、2007年、2012年以及2015年4 期數據。投入產出表與中國工業企業數據庫的匹配數據進行穩健性檢驗，回歸結果見表4 的（3）列，結果表明，未插補數據僅在回歸系數和擬合程度上與插補數據相比有所差異，系數正負向和顯著性并無差異，說明插補數據的實證結果是可信和有效的。

3.內生性考量

考慮到居民消費可能通過多種機制促進商品跨地區流動，從而成為驅動國內市場優化整合的強大內因（張昊，2020）。為了克服這種反向因果關系，在解釋變量和控制變量滯后一期的基礎上，同時使用工具變量考察內生性問題，選取市場化程度最高的省（直轄市）作為基準點，度量各省會與其的地理距離。根據樊綱市場化程度指數，上海市的市場化程度指數在2002—2016年15年間有8 次排名第1 位，因此使用上海與其他省會的平均地理距離與其他省同類行業產品市場扭曲程度均值進行交互項處理作為產品市場扭曲的工具變量（IV），采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行驗證。

工具變量的選擇依據在于：各省省會與上海市的平均地理距離可以有效反映當地產品市場的市場化程度及流通便捷性，考慮由于地理因素會導致產品市場扭曲的天然壁壘，地理距離的加大將對區域間的貿易產生更多的運輸成本，更容易形成市場分割，引起產品市場扭曲，而對于當期的消費產生的影響較小，并且使用地理距離變量與其他省同類行業產品市場扭曲程度均值進行交互項處理進一步降低了當期本地消費的影響，而且其他地區的產品市場扭曲程度與本地政府行為密切相關，但不會直接影響本地消費，因此這個工具變量滿足相關性與排他性約束這兩個前提條件。

具體結果見表4 的（4）、（5）列。其中，第一階段回歸F值均大于10，說明具有相關性。第二階段IV 不可識別檢驗中的Anderson LM 統計量均在1% 的水平上拒絕了“IV 識別不足”的原假設。弱IV 檢驗中，Cragg-Donald WaldF統計量均大于Stock-Yogo 弱識別檢驗臨界值在10%的水平臨界值16.38，說明不存在弱工具變量。在緩解變量內生性問題之后，產品市場扭曲的估計系數仍然與基準回歸結果一致，且對居民消費潛力的抑制效果有所上升，說明本文潛在的內生性問題可能會低估產品市場扭曲對居民消費潛力的抑制效果，即基準回歸結果往往是實際政策應用參考的下限值，因此基準回歸結果的一致性程度較高，關鍵結論可靠。

（三）影響路徑檢驗

本文進一步探究了產品市場扭曲程度對居民消費潛力的潛在影響機制。通過考察核心解釋變量對中介變量的直接影響進行機制檢驗。通過前文的理論分析，從4 個方面構造中介變量。

（1）商品價格波動（Price）。首先借鑒陸銘和陳釗（2009）的方法計算2002—2016年八類商品⑨食品煙酒類、衣著類、家庭設備用品及服務類、醫療保健和個人用品類、交通和通信類、娛樂教育文化用品及服務類、居住類以及其他用品和服務類。居民消費價格指數的區域間相對價格波動qkijt。其次，不同于陸銘和陳釗（2009）的方法，本文測算各省同一類商品的相對價格波動qkijt的均值來衡量本地該商品與其他省之間的相對價格波動的幅度，并按照《國民經濟行業分類標準（2002）》對八大類商品進行省級行業層面的生產端與消費端統計口徑的匹配，匹配情況詳見表1。

（2）產品質量（Quality）。使用2005—2015年國家質檢總局和國家統計局聯合公布的《全國制造業質量競爭力指數公報》衡量各省各行業的制造業產品質量，由于該公報只有分省份或分行業的指數，故本文使用各省份各行業的增加值占比與省級制造業質量競爭力指數的乘積來構建省份-行業層面的產品質量競爭力指數來衡量省份-行業層面的產品質量指數。

（3）省外產品供給（Kind）。使用2012—2016年的《中國地區投入產出表》中的各省份各行業的國內省外進口額的自然對數來衡量⑩地區投入產出表從2012年開始將進口區分為國內省外進口與國外進口。。

（4）行業工資收入（Income）。使用各省份各行業內的各企業人均收入水平的均值來衡量行業工資收入水平。

依據式（2），表5 報告了影響路徑的估計結果。在表5 中的（1）～（4）列發現PMD對中介變量的影響與前文理論分析結果一致，證實了產品市場扭曲程度對居民消費潛力的四種負向傳導機制效應。實證結果佐證了假設2。

表5 產品市場扭曲對居民消費潛力的影響路徑檢驗

（四）數字化轉型的調節效應檢驗

前文圍繞產品市場扭曲如何影響居民消費潛力釋放這個問題進行論證，上述實證結果證實產品市場扭曲能夠通過多種途徑阻礙居民消費潛力的有效釋放。然而，在經濟社會數字化轉型的背景下，有必要考慮數字化轉型帶來的市場配置效應。那么數字化轉型能否弱化產品市場扭曲帶來的抑制效應，成為釋放消費潛力的“關鍵鑰匙”。為此，本文從制造業行業生產對數字經濟行業產品投入的依賴程度出發，實證分析數字化轉型對產品市場扭曲抑制居民消費潛力釋放效應的調節作用。

依據式（3），表6 中的Panel A 報告了數字化轉型及其二級維度指標對產品市場扭曲抑制居民消費潛力的直接效應進行調節的實證結果。可以發現，（1）列的PMD的系數顯著為負，且交互項的系數顯著為-0.0738。總體證實了數字化轉型能夠弱化產品市場扭曲對居民消費潛力的抑制效應。

表6 數字化轉型調節作用的估計結果

（2）～（4）列的分維度指標回歸顯示，僅有產業互聯網與產品市場扭曲的交互項（CH×PMD）系數顯著為負，表明數字化程度對抑制效應的調節作用主要是產業互聯網維度的數字化轉型產生的影響，而信息化和數字交易對抑制效應的調節作用不明顯。可能的原因是，隨著數字化轉型程度的深入，相比于其他維度，產業互聯網發展能夠更好的促進供需兩端的匹配度，有效緩解產品市場中價格信號的扭曲程度，對居民消費潛力的激發作用更加明顯，從而能夠顯著弱化產品市場扭曲的抑制效應。實證結果佐證了假設3a。

依據式（4）及Panel A 的數字化轉型分維度指標的調節作用分析，表6 的Panel B 報告了產業互聯網維度的數字化轉型對影響路徑的調節作用的實證結果。回歸顯示，產業互聯網能夠弱化產品市場扭曲對價格波動、產品質量及省外產品供給這三個影響路徑的負向作用，進而有力證實了數字化轉型能夠弱化產品市場扭曲對居民消費潛力的直接效應和間接效應的抑制作用。實證結果佐證了假設3b。

（五）數字化轉型調節效應的異質性分析

數字化轉型弱化產品市場扭曲抑制居民消費潛力釋放效應的調節作用可能因產品、行業或地區不同而呈現異質性，因此按產品層面、行業類型，以及地區層面進行分組回歸討論異質性影響。

1.產品層面的異質性檢驗

（1）產品消費結構異質性。借鑒張昊（2014）的方法，在其基礎上將制造業15 個行業的產品與八大消費品進行生產端和消費端的匹配，并根據基礎型消費和發展享受型消費的分類得到兩組消費結構異質性數據進行分別回歸分析，具體分類見上文表1。

表7 的Panel A 中（1）、（2）列的回歸結果顯示，基礎型產品分類下，PMD主效應顯著為負，且DT×PMD的系數也顯著為負，說明相比于發展享受型產品，數字化轉型能夠有效弱化產品市場扭曲對于基礎型產品消費潛力的抑制作用，可能的解釋是基礎型產品通常為居民生活的必需品，例如面粉、食鹽、服飾衣物等大部分基礎型產品同質性較強，替代品較多，而數字化轉型促進了同質產品的價格信號傳遞，提升供需匹配效率，有效緩解了扭曲帶來的需求抑制。

表7 產品市場扭曲與居民消費潛力的異質性分析

（2）產品消費品質異質性。借鑒投入產出表中影響力系數的構建，依照《中國高技術產業業統計年鑒》的高技術行業分類，選取通信設備、計算機及其他電子設備制造業和儀器儀表及文化辦公用機械制造業，使用各省各制造業行業對這兩部門的完全需要系數與全國該行業完全需要系數的比值來從最終使用角度判斷產品品質。各部門對高技術部門產品的完全需要量與全國層面該行業對高技術部門產品的完全需要量之比，若大于等于1，則該行業生產的為高品質產品，低于1 則為普通品質產品。由此將產品居民消費率數據分為高品質產品和普通品質產品這兩類數據進行回歸分析。

表7 的Panel A 中的（3）、（4）列的回歸結果顯示，普通品質產品分類下，PMD主效應顯著為負，且DT×PMD的系數也顯著為負，說明相比于高品質產品，數字化轉型能夠有效緩解產品市場扭曲對于普通品質產品消費潛力的抑制作用。可能的原因是普通品質產品技術含量較低，易受價格信號扭曲影響，使其性價比進一步降低，而數字化投入的增加能夠提升其產品質量，通過質量信號和價格信號雙向穩定產品價格波動，弱化產品市場扭曲帶來的抑制影響。

2.行業類型的異質性檢驗

（1）行業要素密集特征異質性。參考許和連等（2017）研究，將各要素密集型行業設置為：勞動密集型行業包括①食品制造及煙草加工業、②紡織業、③紡織服裝鞋帽皮革羽絨及其制品業、④木材加工及家具制造業；資本密集型行業包括①造紙印刷及文教體育用品制造業、②石油加工、煉焦及核燃料加工、③化學工業、④非金屬礦物制品、⑤金屬制品業；技術密集型行業包括①通用、專用設備制造業、②交通運輸設備制造業、③電氣機械及器材制造業、④通信設備、計算機及其他電子設備制造業、⑤儀器儀表及文化辦公用機械制造業、⑥工藝品及其他制造業。

表7 的Panel B 中的（1）、（3）列的回歸結果顯示，在資本密集型行業分類下，PMD主效應顯著為負，且DT×PMD的系數也顯著為負，說明相比于其他行業，數字化轉型能夠有效緩解產品市場扭曲對于資本密集型行業產品消費潛力的抑制作用。可能的解釋是，資本密集型行業產品單位成本中固定成本占比較高，抵御價格波動帶來的風險較差，易受價格扭曲引致需求波動。而數字化轉型程度的提升能夠優化供需產品網絡，穩定產品價格，保障有效需求釋放。

（2）行業競爭程度異質性。按各省行業集中度由低到高的前33%為高競爭程度行業，后33% 為低競爭程度行業，中間部分為中競爭程度行業。

表7 的Panel B 中的（1）～（5）列的回歸結果顯示，在低競爭程度行業分類下，PMD主效應顯著為負，且DT×PMD的系數也顯著為負，說明相比于其他行業，數字化轉型能夠有效緩解產品市場扭曲對于低競爭程度行業產品消費潛力的抑制作用。可能的解釋是由市場勢力引起的產品市場扭曲會加大市場壟斷程度，使產品價格進一步扭曲，數字化轉型的提升，有助于豐富產品供給種類，提升產品市場競爭程度，緩解壟斷引致的有效需求不足。

3.地區層面的異質性檢驗

（1）城鄉消費異質性。將產品居民消費率分為城鎮和鄉村兩組數據進行分別回歸分析。

表7 的Panel C 中的（1）、（2）列的回歸顯示，在城鎮地區分類下，DT×PMD的系數顯著為負，PMD主效應可能由于共線性原因導致系數為負但不顯著，不過并不影響調節效應的分析。實證結果說明相比于農村地區，數字化轉型能夠有效緩解產品市場扭曲對于城鎮地區消費潛力的抑制作用。可能的解釋是數字化轉型的推動要與交通及數字基礎設施的建設相輔相成才能發揮更大的作用，城鎮地區基礎設施建設較于農村地區更加完善，數字化轉型弱化城鎮地區產品市場扭曲抑制效應的調節作用更明顯。

（2）區域消費異質性。本文根據行業所在省份，按照國家統計局的東中西部地區省份分類，形成三組數據進行回歸分析。

表7 的PanelC 中的（3）、（5）列的回歸顯示，在西部地區分類下，DT×PMD的系數顯著為負，PMD主效應為負但不顯著。實證結果說明相比于農村地區，數字化轉型能夠有效緩解產品市場扭曲對于西部地區消費潛力的抑制作用。PMD主效應不顯著的原因除了共線性的問題，也可能是西部地區相比于東中部地區不僅存在制度性市場壁壘，也存在較大影響的自然性市場壁壘影響消費潛力的釋放。而交互項系數為負的可能解釋為數字化轉型的提升擴大了產品供需網絡的覆蓋范圍，有效促進產品在西部地區的流通，弱化了產品市場扭曲帶來的抑制影響。

六、結論與政策建議

推動數字化轉型優化市場勢力差異引致的產品市場扭曲是推進國內市場整合擴大內需的重要抓手。本文首先闡釋了產品市場扭曲影響居民消費潛力的內在機理及數字化轉型對其影響的機理分析；其次，基于中國工業企業數據庫和中國地區投入產出表，測算了2001—2015年的省級-行業層面的產品市場扭曲指標和2002—2016年的省級-行業層面居民消費潛力指標，并運用投入產出分析法，構建數字化投入部門維度，測算了數字化轉型指標，通過雙向固定效應模型和調節效應模型，實證探究了產品市場扭曲對居民消費潛力的直接效應、影響路徑及數字化轉型對直接效應和影響路徑的調節作用和異質性分析。

研究發現：第一，產品市場扭曲對居民消費潛力的影響存在抑制影響，在使用2SLS 模型及工具變量進行內生性檢驗，以及替換核心變量和更換原始未插補數據的穩健性檢驗后，仍能得到一致結論。同時，在影響路徑檢驗中發現，產品市場扭曲會通過加劇價格波動、降低產品質量、縮減供給規模、降低收入這四條路徑間接抑制居民消費潛力釋放。

第二，以信息化、產業互聯網及數字交易為特征的數字化轉型能夠弱化產品市場扭曲影響居民消費潛力的抑制作用，調節效應檢驗發現，主要為產業互聯網維度的數字化轉型對加劇價格波動、降低產品質量和縮減供給規模這三條影響路徑產生負向調節效應。

第三，數字化轉型調節作用的異質性分析表明，現階段數字化轉型在產品層面，主要弱化了產品市場扭曲對基礎型產品和普通品質產品的居民消費潛力的抑制效應；在行業層面，主要緩解了產品市場扭曲對資本密集型行業和低競爭程度行業產品的居民消費潛力的抑制作用；在地區層面，主要對城鎮地區和西部地區的居民消費潛力受到的抑制影響產生負向調節作用。

根據以上研究結論，本文提出四點政策建議。

第一，發揮各地區數字行業的引領作用，推進制造業數字化轉型升級，改善產品市場扭曲，根據不同地區的數字基礎設施、要素稟賦特征，制定針對性數字化轉型策略，促進優勢行業及產品的生產效率提升，優化產品銷售空間布局，更好地滿足不同地區居民對于高品質商品的消費需求，從而縮小消費差距，為消費者提供更多的產品選擇空間。

第二，加強產業數字化要素投入，強化數字技術賦能供給結構升級與技術創新效應。通過發揮行業信息化優勢，促進不同地區間的技術交流，提高產品差異化特征與產品質量升級幅度，促進國內價值鏈升級，突破產品“低端鎖定”與高品質消費需求無法滿足的矛盾局面，吸引大量中高端消費回流。同時推動制造業數字化轉型與生產性服務業的跨區域融合，開發新消費業態及創造新消費需求。

第三，完善市場監管機制，激發消費市場活力。一方面，推動建設行業市場信息服務平臺，減少區域間企業產品加成定價面臨的信息不對稱困擾，強化企業約束和市場激勵機制，促進企業科學制定產品價格；另一方面，加強市場監管力度，提高企業產品供給質量，嚴格監管企業壟斷行為，深入推進競爭性環節市場化，切實打破行政性壟斷，防止市場壟斷，營造良好消費市場競爭環境。

第四，推動構建數字商貿流通體系，暢通區域商品物流網絡。要完善現代流通體系，應加強對農村及西部地區流通產業與交通體系建設，充分發揮智能物流優勢，使價廉物美的商品能夠在欠發達區域間自由流通。充分利用數字零售和電商技術向農村及西部地區的“下沉”趨勢，挖掘市場潛力，保證產品進入更大范圍的消費市場展開充分競爭，提高有效供給與消費需求匹配效率，充分釋放農村及西部地區居民的消費潛力。