經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與居民消費升級
——基于“改革門檻”與“消費黏性”的視角
2021-05-11 07:18熊朗羽
暨南學(xué)報(哲學(xué)社會科學(xué)版) 2021年4期
彭 薇, 熊朗羽
一、引 言
消費率偏低尤其是居民消費率過低，是目前困擾中國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的一個重要問題。我國產(chǎn)品市場上“產(chǎn)能過?！焙拖M品市場上“消費抑制”并存為主要特征的結(jié)構(gòu)性問題日益凸顯，供需結(jié)構(gòu)不平衡極大地制約了人民群眾日益增長的物質(zhì)和文化生活的需要。能否通過供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革有效填補(bǔ)供給缺口，促進(jìn)消費升級是適應(yīng)和引領(lǐng)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)所面臨的重大挑戰(zhàn)。
現(xiàn)有文獻(xiàn)從多個視角對我國“消費抑制”的成因進(jìn)行研究。要素替代論認(rèn)為，技術(shù)密集型與資本密集型行業(yè)擴(kuò)張導(dǎo)致勞動在財富創(chuàng)造過程中越來越多地被資本和技術(shù)替代，由此產(chǎn)生有支付能力的消費需求不足。預(yù)防性儲蓄論認(rèn)為，金融市場發(fā)育不完全以及未來不確定性預(yù)期增加了居民的儲蓄動機(jī)，“未雨綢繆”抑制了消費。還有文獻(xiàn)論述了人口結(jié)構(gòu)、財政分權(quán)體制下地方政府競爭、傳統(tǒng)觀念等因素對居民消費的影響。上述文獻(xiàn)有的強(qiáng)調(diào)我國居民缺乏消費意愿(各種類型的儲蓄動機(jī))，有的強(qiáng)調(diào)我國居民缺乏增加消費的能力(收入增速不夠)，但大多忽略了兩個基本事實：一是，從我國消費需求變化趨勢來看，2005年至2018年最終消費對GDP的貢獻(xiàn)率從48%上升至55%，超過了資本形成、凈出口對國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)，消費已成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心驅(qū)動力之一。二是，2005年至2018年間我國居民進(jìn)口品消費占總消費比重超過百分之四十，并呈現(xiàn)逐年增長的趨勢，我國居民對進(jìn)口產(chǎn)品需求旺盛。然而，代表我國制造業(yè)水平的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品銷售額占工業(yè)產(chǎn)業(yè)銷售額的比重卻只有百分之二十，這又在一定程度上反映了內(nèi)需疲軟的現(xiàn)實?？梢?，國內(nèi)高端產(chǎn)品供應(yīng)不足，無法滿足人民群眾日益增長的物質(zhì)和文化生活需要是形成當(dāng)前供需錯配的主要原因之一。如何深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，補(bǔ)齊短板，增加市場有效供給，不斷滿足城鄉(xiāng)居民日益增長的消費需求，推動居民消費結(jié)構(gòu)升級，是我們當(dāng)前和今后一個時期面臨的主要任務(wù)。
學(xué)術(shù)研究方面，已有大量研究成果對供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革在經(jīng)濟(jì)社會中的重要作用予以確認(rèn)。然而，對于改革如何影響消費升級的研究還不多。供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革效果如何評價？如何確認(rèn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)調(diào)整影響消費升級的作用機(jī)制與影響渠道？能否提供基于中國事實的實證檢驗？這些科學(xué)問題尚未展開系統(tǒng)性研究。因此，本文試圖從以下幾個方面進(jìn)行擴(kuò)展：第一，構(gòu)建供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革績效評價體系及消費升級評價指標(biāo)，刻畫我國供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革及消費升級變化趨勢; 第二，考慮到供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對居民消費水平提升可能存在的非線性影響，本文嘗試采用面板門限模型實證檢驗供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對居民消費升級的門檻效應(yīng)；第三，居民消費行為與決策可能具有黏性特征，當(dāng)期消費會受到過往消費習(xí)慣與行為的影響。那么，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革是否有助于突破消費黏性，帶來消費結(jié)構(gòu)的改善與消費水平的提升？從這個視角出發(fā)，本文嘗試加入消費升級的滯后項，以動態(tài)效應(yīng)模型檢驗“消費黏性”的存在以及供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對突破“消費黏性”的作用。
二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)
(一)新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)增長和消費升級的供給側(cè)實現(xiàn)
現(xiàn)有文獻(xiàn)探討供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對消費升級直接效應(yīng)的還不多，相關(guān)研究成果多從需求的供給側(cè)實現(xiàn)來探討供給對需求的影響，或者從供給側(cè)的某一方面對消費的影響進(jìn)行刻畫。傳統(tǒng)的供給主義倡導(dǎo)的供給自動創(chuàng)造需求會因為“供給過?！薄ⅰ肮┙o老化”和“供給抑制”等原因而中斷。因此，新供給主義在解釋經(jīng)濟(jì)增長的原因時提出，新供給將會創(chuàng)造新需求。只有通過“更新供給結(jié)構(gòu)、引導(dǎo)新供給創(chuàng)造新需求”才能恢復(fù)“供給自動創(chuàng)造需求”的運行機(jī)制。當(dāng)前，我國的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，其重點是解放和發(fā)展社會生產(chǎn)力，減少無效和低端供給，擴(kuò)大有效和中高端供給，增強(qiáng)供給結(jié)構(gòu)對需求變化的適應(yīng)性和靈活性。
從我國供給端的現(xiàn)實來看，我國仍然存在“產(chǎn)能過?！钡膯栴}。國內(nèi)生產(chǎn)企業(yè)創(chuàng)新能力不足，低質(zhì)量產(chǎn)品產(chǎn)能過剩，甚至有些產(chǎn)品被貼上“粗制濫造”的標(biāo)簽，降低了居民的消費信心。由此也導(dǎo)致了在消費者日益關(guān)注商品品質(zhì)的環(huán)境下，被激發(fā)出來的消費需求沒有形成對本國產(chǎn)品的購買，高質(zhì)量進(jìn)口消費品對內(nèi)需形成擠壓，從而導(dǎo)致當(dāng)前國內(nèi)消費抑制、消費資本外流的現(xiàn)實。究其根源，我國的“消費抑制”并非一般意義上的生產(chǎn)能力不足所致, 而是供給側(cè)結(jié)構(gòu)失衡所導(dǎo)致的一種短缺。供給端“失靈”影響了需求端消費升級，致使經(jīng)濟(jì)增長模式在從“追趕型”向“高質(zhì)量發(fā)展型”轉(zhuǎn)變時面臨挑戰(zhàn)。因此，應(yīng)強(qiáng)調(diào)從供給端入手解決經(jīng)濟(jì)運行中所面臨的重大結(jié)構(gòu)性問題，以此滿足人們?nèi)找嬖鲩L的對美好生活的需要。通過技術(shù)引進(jìn)、自主創(chuàng)新及協(xié)同創(chuàng)新提升產(chǎn)品技術(shù)含量，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)價值鏈由低端向高端轉(zhuǎn)移，以技術(shù)進(jìn)步契合消費市場方位和市場空間，為消費增長增添“新燃料”，成為消費升級的“助推器”?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O(shè)H1。
H1: 供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革作為“供給管理”的核心，總體上對居民消費升級具有顯著的“激勵效應(yīng)”。
(二)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的門檻效應(yīng)
新供給主義認(rèn)為, 技術(shù)和產(chǎn)業(yè)演進(jìn)、供給和需求結(jié)構(gòu)變化以及供給與需求循環(huán)往復(fù)的交互作用是形成經(jīng)濟(jì)周期波動的主要力量。這種波動具體表現(xiàn)為：在新供給形成階段，供給隨著技術(shù)進(jìn)步孕育產(chǎn)生，而社會舊有的供給和需求結(jié)構(gòu)仍在延續(xù)。這一階段供給的調(diào)整對需求、消費調(diào)整的影響并不明顯；第二階段是供給擴(kuò)張階段，當(dāng)新供給內(nèi)容被社會普遍接受，新需求被新供給創(chuàng)造出來時，兩者形成良性促進(jìn)；第三階段是供給成熟階段，需求逐步趨穩(wěn), 供給自動創(chuàng)造新消費的能力降低；最后當(dāng)供給逐漸老化，過剩供給難以消化，也無法創(chuàng)造新的需求, 造成總需求持續(xù)下降。由此可見，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對消費升級的促進(jìn)并不是一蹴而就的，而是存在非線性的門檻效應(yīng)。新常態(tài)下，只有在先進(jìn)生產(chǎn)力形成了對落后生產(chǎn)力的替代，產(chǎn)業(yè)發(fā)展由粗放型向集約型轉(zhuǎn)變，生產(chǎn)工藝不斷改善，供給品品質(zhì)不斷提升，才能形成對消費者真實需求的滿足?？梢?，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革需要跨越一定的門檻才能促進(jìn)消費躍升?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O(shè)H2。
H2: 供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對我國居民消費升級具有門檻效應(yīng)。
(三)消費黏性
有學(xué)者認(rèn)為“消費黏性”即為消費在時間上的關(guān)聯(lián)性，“消費黏性”的產(chǎn)生往往源于消費習(xí)慣的形成及消費者對外部沖擊的非敏感性。從居民的消費習(xí)慣來看，在信息黏性、偏好外部性等基本假設(shè)前提下，人們的消費活動會受到“社會資本”“世代疊交”的影響，習(xí)慣效應(yīng)的存在使得消費者在持久收入面臨沖擊時對于消費的調(diào)整更加緩慢,消費者此時更傾向于增加儲蓄。在“消費黏性”的影響下，居民前期消費下降將導(dǎo)致當(dāng)期同等消費效用水平下降，從而使消費者不僅需要平滑消費水平還要平滑消費增長。尤其是在信息存在遲滯性和失真性的情況下, 人們對未來的預(yù)期也會產(chǎn)生偏差，從而影響人們當(dāng)期消費。也有學(xué)者認(rèn)為，這種錯誤預(yù)期并不會持久，理性經(jīng)濟(jì)人通過自我修正和向別人學(xué)習(xí)后修正將使他們的預(yù)期圍繞正確預(yù)期波動。而供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革總是致力于把科學(xué)技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、共享發(fā)展等要素納入經(jīng)濟(jì)發(fā)展的軌道, 憑借新的科學(xué)技術(shù)成果及其應(yīng)用去創(chuàng)造、開發(fā)一種新的社會消費需求或新的消費方式，以打破“消費黏性”。在這種“良貨”驅(qū)逐“劣貨”的進(jìn)程中，人們的消費模式開始從溫飽型消費向發(fā)展型和享受型消費過渡?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)H3。
H3:消費升級受到前期消費水平的影響，存在“消費黏性”。供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革有助于打破“黏性”，助力消費升級。
三、研究設(shè)計
(一)計量模型的設(shè)定
1. 基準(zhǔn)模型的設(shè)定
本文利用2006—2017年省際面板數(shù)據(jù)檢驗我國省域供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革績效對消費升級的影響?；鶞?zhǔn)計量模型設(shè)定如下：
(1)
2. 面板門檻回歸模型
基準(zhǔn)線性回歸方程只能驗證供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對居民消費升級影響“效應(yīng)”的存在。然而隨著時間、空間等維度的變化，這種效應(yīng)機(jī)制是否存在非線性影響仍需進(jìn)一步探討。學(xué)術(shù)界對此類問題的常用處理方法包括：(1)加入關(guān)鍵解釋變量的二次項，該方法的局限在于變量與自身平方項存在高度共線性問題。(2)引入一個分類的二元虛擬變量與解釋變量的交互項，該方法難點在于，如果分組界點錯誤, 就會導(dǎo)致估計偏誤。(3)門檻模型在探索非線性問題方面發(fā)揮了重要作用，它能夠挖掘變量之間跳躍性或者突變性的變化規(guī)律，捕捉到變量的結(jié)構(gòu)突變信息。因此，本文借鑒Hansen的面板門檻模型，進(jìn)一步探討供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對消費升級的影響。單一門檻回歸模型設(shè)定如下：
(2)
該模型相當(dāng)于一個分段函數(shù)。其中，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革績效SSR
既為解釋變量，亦為門檻變量，φ為門檻值，I
(SSR
≤φ)和I
(SSR
>φ)為示性函數(shù)。單一門檻回歸的基本思想是，如果門檻變量供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革績效(SSR
)存在一個門檻水平, 在門檻值大于φ與小于φ時，解釋變量供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對被解釋變量消費升級的影響存在著明顯的結(jié)構(gòu)性突變。只有當(dāng)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革由形成階段向擴(kuò)張、成熟階段推進(jìn)時，改革本身才能實現(xiàn)對消費升級的跨越式提升。模型中，表現(xiàn)為回歸系數(shù)α
與α
的顯著差異。式(2)可以拓展到雙重門檻或多重門檻的情況。3. 消費升級的動態(tài)效應(yīng)檢驗
有學(xué)者依據(jù)生命周期—持久收入假說, 利用從個體即期效用函數(shù)導(dǎo)出的最優(yōu)消費解, 建立了包含習(xí)慣偏好的消費模型。還有學(xué)者在此基礎(chǔ)上加入了相對風(fēng)險，并對滯后消費項與當(dāng)期消費關(guān)系做出了正相關(guān)和負(fù)相關(guān)兩種假設(shè)。國內(nèi)的研究中也有將消費的滯后項加入模型中以檢驗前期消費對當(dāng)期消費的影響。由于“消費黏性”的存在，消費模式從溫飽型消費向發(fā)展型和享受型消費過渡過程中可能存在時間慣性，當(dāng)期消費升級程度受到上一期水平的影響，表現(xiàn)為消費升級的動態(tài)性。因此，本文將消費升級的滯后項作為解釋變量加入模型中，以動態(tài)面板模型檢驗假設(shè)H3的存在。一方面，既可以通過γ
系數(shù)確認(rèn)“消費黏性”是否存在；另一方面，又可以通過系數(shù)α
確認(rèn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革是否有助于打破“消費黏性”，促進(jìn)消費升級。
(3)
(二)變量定義與說明
1. 被解釋變量
消費升級往往意味著消費范圍拓寬延伸，消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，具體表現(xiàn)為居民生活需要從重數(shù)量向重質(zhì)量轉(zhuǎn)變, 由“有沒有”向“好不好”轉(zhuǎn)變, 穩(wěn)步提高發(fā)展型、享受型消費比重。按照《中國統(tǒng)計年鑒》的分類標(biāo)準(zhǔn)，一般將家庭消費性支出分為八類：食品、衣著、居住、家庭設(shè)備及用品、交通通訊、文教娛樂、醫(yī)療保健、其他用品及服務(wù)。本文借鑒秦海林和高軼瑋的方法，將食品、衣著和居住歸為生存型消費，將其余的消費支出歸為發(fā)展型與享受型消費。為確?；貧w結(jié)果的穩(wěn)健性，這里采用兩類消費升級指標(biāo)。第一類消費升級指標(biāo)(UPG
Ⅰ)：以食品消費之外的其他消費總額占總消費支出的比重衡量；第二類消費升級指標(biāo)(UPG
Ⅱ)：以食品、衣著以及居住消費之外的其他消費總額占總消費支出的比重衡量。圖1描繪了2006—2017年間我國兩類消費升級的時變趨勢。由圖可見，第一類消費升級保持了緩慢小幅上升態(tài)勢，2014年之后基本保持平穩(wěn)狀態(tài)。第二類消費升級在2008年較之前有小幅下降，這種下降可能來自于金融危機(jī)的影響，也可能來自于國內(nèi)房產(chǎn)價格持續(xù)上升對其他消費的擠占。這一數(shù)值在2014年有明顯下降，近年又呈現(xiàn)回升趨勢。
圖1 2006—2017年兩類消費升級的時變趨勢
2. 解釋變量：供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革
(1)指標(biāo)體系構(gòu)建說明。供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革遵循“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”的發(fā)展理念，強(qiáng)調(diào)在轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、現(xiàn)實城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展、改善生態(tài)環(huán)境、提高發(fā)展質(zhì)量中實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長。目前，學(xué)術(shù)界對于供給側(cè)改革績效評價的研究還不多，現(xiàn)有研究構(gòu)建的指標(biāo)體系也因研究背景與研究目的不同而多有差異。本文認(rèn)為，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革指標(biāo)體系的構(gòu)建，應(yīng)充分結(jié)合改革內(nèi)涵，是一個系統(tǒng)完整、科學(xué)可比、方向明確、操作性強(qiáng)的一攬子方案。本文借鑒周小亮和吳洋宏、張躍強(qiáng)等的研究，以效益型指標(biāo)體現(xiàn)改革方向，以成本型指標(biāo)反映問題診斷，從創(chuàng)新驅(qū)動、結(jié)構(gòu)調(diào)整、制度保障、開放共享、環(huán)境友好五個層面構(gòu)建供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革評價指標(biāo)體系。具體見表1。
表1 供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革績效評價指標(biāo)體系
在評價指標(biāo)體系權(quán)重建立的過程中，借鑒曹賢忠和曾剛以及彭薇的研究，采用熵權(quán)-TOPSIS法計算權(quán)重。具體過程包括：對初始矩陣進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理——確定熵值與權(quán)重——確定供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革最優(yōu)、最劣理想解——計算歐式距離——得到最優(yōu)方案的貼近度C
值(具體過程受篇幅限制不贅述)。其中，在標(biāo)準(zhǔn)化處理過程中，對效益型指標(biāo)及成本型指標(biāo)的處理公式如下：
C
值越大，說明供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革績效越好。(2)我國供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革績效評價的時變趨勢。
圖2 2006—2017年供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革績效貼近度C值的時變趨勢
圖2匯報了我國2006—2017年間供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革績效貼近度C
值的時變趨勢。我國供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革呈現(xiàn)三個階段：第一個階段從2006年至2010年，這一階段貼近度C
值先平緩上升后保持穩(wěn)定；第二階段從2010年至2014年，這一階段貼近度C
值明顯上升；第三階段從2014年至2017年，這一階段C
值無論是數(shù)值還是上升速度均明顯高于前兩個階段。這一時期正是中國經(jīng)濟(jì)步入“新常態(tài)”的關(guān)鍵時期。供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革戰(zhàn)略的實施是對 “新常態(tài)”下增長速度轉(zhuǎn)變、方式轉(zhuǎn)型及動力轉(zhuǎn)換的有意識的回應(yīng)，并取得了一定成效。3. 控制變量
(1)人均收入水平(PIN
)。以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入的加權(quán)平均值取自然對數(shù)表示。收入水平是影響社會消費水平的重要因素，人均收入水平越高，消費者對未來的期望和消費信心越高，社會消費額越大。(2)城鎮(zhèn)化水平(UR
)。用各省份年末城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎?。城?zhèn)化水平越高，居民越容易享受到多樣化商品。(3)房價水平(HOUS
)。用各省商品房平均銷售價格取自然對數(shù)表示。一般地，房價可能通過“消費擠占效應(yīng)”減少居民消費，也可能通過“財富效應(yīng)”增加消費。(4)社會保障水平(SECU
)。用各省基本養(yǎng)老保險基金收入額取自然對數(shù)表示。一般地，社會保障水平越高，越能緩解人們對未來不確定的預(yù)期，從而增加消費。(5)交通通達(dá)度(TRA
)。以公路通行里程數(shù)的自然對數(shù)值作為交通通達(dá)性的代理變量。交通通達(dá)度越高，一個區(qū)域越有能力提升流通效率、降低生產(chǎn)成本、促進(jìn)信息文化交流，為提升消費品供應(yīng)能力和刺激消費需求提供載體。同時，隨著大數(shù)據(jù)、互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，新的消費業(yè)態(tài)、消費模式也可能減弱居民對傳統(tǒng)交通渠道的依賴。(6)人口撫養(yǎng)比(RAI
)。以0～14歲及65歲以上人口占勞動人口的比重計算得到。一般而言，家庭需要撫養(yǎng)及贍養(yǎng)的人口數(shù)越多，家庭生存型負(fù)擔(dān)越重，越容易延緩消費升級。(7)受教育水平(EDU
)。以受高中及大專以上教育的人口自然對數(shù)值表征受教育水平。教育水平的提高，往往伴隨著人們對新生事物、新業(yè)態(tài)接受程度的提高，有助于消費升級。以上主要變量的描述性統(tǒng)計見表2。
表2 主要變量描述性統(tǒng)計
四、實證檢驗與結(jié)果分析
(一)基準(zhǔn)模型檢驗
表3報告了基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果。其中，第(1)列及第(2)列為第一類消費升級的隨機(jī)效應(yīng)與個體時點雙固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，第(3)列及第(4)列為第二類消費升級的隨機(jī)效應(yīng)與個體時點雙固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。第一類消費升級與第二類消費升級的Hausman檢驗結(jié)果均在1%的顯著水平下拒絕“個體效應(yīng)與解釋變量不相關(guān)”的原假設(shè)，即固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型，且采用固定效應(yīng)后模型擬合度提高，因此本文選擇固定效應(yīng)模型。
從第(2)列和第(4)列的固定效應(yīng)回歸系數(shù)(SSR
)來看，在控制了其他影響因素后，SSR
在1%的水平上顯著，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對兩類消費升級均存在正向影響。從影響程度來看，在觀測期內(nèi)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的提升對第二類消費升級的作用效果明顯高于對第一類消費升級的作用。第一類消費升級中，僅剔除了居民的食品消費，回歸系數(shù)為0.405 1；而第二類消費升級，剔除了居民在食品、衣著以及居住上的消費，體現(xiàn)了發(fā)展型及享受型消費水平，其回歸系數(shù)為0.588 2。這也進(jìn)一步證明了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革依托技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，生產(chǎn)出新產(chǎn)品的同時也帶來了產(chǎn)品品質(zhì)的提升，從而能更顯著滿足消費者對于發(fā)展型和享受型消費的體驗，促進(jìn)了我國居民消費從傳統(tǒng)消費向品質(zhì)消費升級, 從物質(zhì)型消費向服務(wù)型消費的升級，從而驗證了假設(shè)H1的存在。接下來，考察控制變量的回歸系數(shù)及其顯著程度。在第(2)列及第(4)列中，人均收入水平在1%的顯著水平下正向影響居民消費。第二類消費升級的回歸系數(shù)仍高于第一類，說明人均收入水平越高，人們越傾向于在發(fā)展型與享受型消費中增加投入。平均房價水平無論是在第一類消費升級還是在第二類消費升級中均表現(xiàn)為對消費的“擠占效應(yīng)”。房價水平越高，越有可能對消費者產(chǎn)生負(fù)向的流動性約束，從而抑制消費。城鎮(zhèn)化水平對第一類消費升級的回歸系數(shù)不顯著，第二類消費升級中在10%的顯著水平下顯著。城鎮(zhèn)化水平的提高，人口由農(nóng)村向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)的聚集和擴(kuò)散促進(jìn)民眾生活方式的轉(zhuǎn)變。加之城鄉(xiāng)就業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生調(diào)整，居民消費結(jié)構(gòu)隨之變化，呈現(xiàn)出城鎮(zhèn)化發(fā)展對居民消費的拉動作用。交通通達(dá)程度對消費升級的影響并不顯著。隨著移動互聯(lián)的興起與發(fā)展，人們可以足不出戶享受到便利的消費，從而減弱了消費者對傳統(tǒng)交通工具的依賴。社會保障水平的提高，在1%的顯著水平下促進(jìn)了消費升級。社會保障在市場經(jīng)濟(jì)中具有穩(wěn)定器的作用,可以降低消費者對未來的不確定性感受, 增加居民對不確定性事件的抗風(fēng)險能力, 從而使居民的預(yù)防性儲蓄動機(jī)減弱, 愿意進(jìn)行消費。居民受教育的程度在兩類消費升級中均未通過顯著性檢驗。表征家庭負(fù)擔(dān)程度的撫養(yǎng)比回歸系數(shù)與理論預(yù)期一致，撫養(yǎng)比越高對消費升級越可能產(chǎn)生抑制作用，這一結(jié)果也與王芳和黃莉芳的研究結(jié)論一致。
表3 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果
(二)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的門檻效應(yīng)檢驗
門檻效應(yīng)顯著性檢驗以門檻值為臨界點劃分為兩個樣本組，檢驗兩組模型參數(shù)是否顯著不同。原假設(shè)為模型不存在門檻效應(yīng)，即H0:α
=α
。通過構(gòu)造F
統(tǒng)計量對其進(jìn)行檢驗，采用自抽樣法測試模擬出的門檻值進(jìn)行判定。表4報告了計算得到的F
值、伴隨概率P
值及門檻估計值。第一類消費升級與第二類消費升級的單一門檻效應(yīng)均通過5%的顯著性水平檢驗，拒絕了α
=α
的原假設(shè)，回歸系數(shù)具有顯著差異，門檻效應(yīng)明顯；雙重門檻效應(yīng)檢驗接受了α
=α
的原假設(shè)，即雙重門檻效應(yīng)并不顯著。
表4 門檻效應(yīng)檢驗
圖3 單一門檻效應(yīng)的兩次估計值及95%置信區(qū)間
為直觀顯示門檻值及置信區(qū)間的構(gòu)建過程，本文根據(jù)估計結(jié)果繪出門檻值對應(yīng)的極大似然比散點圖，如圖3所示。門檻估計值分別為0.344 8，均位于各圖中10%顯著性水平臨界值的下方，基本接近LR
(γ
)=0，表明表4的門檻估計值是真實、有效的。表5中第(2)列匯報了第一類消費升級門檻效應(yīng)的回歸結(jié)果。當(dāng)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革績效評估值小于門檻值0.344 8時，SSR
每提升一個百分點，帶來消費升級上升0.189 0個百分點；而當(dāng)SSR
大于門檻值0.344 8時，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對于消費升級的作用顯著提升，上升到0.273 0個百分點。觀察第二類消費升級的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)了與第一類消費升級相似的結(jié)果。當(dāng)SSR
小于門檻值0.344 8時，SSR
每提升一個百分點，可以帶來消費升級上升0.217 1個百分點；當(dāng)SSR
超過0.344 8時，回歸系數(shù)達(dá)到了0.361 3。兩類消費升級的回歸結(jié)果均驗證了假設(shè)H2的存在。對此，可能的解釋是，在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革初始階段, 新興供給隨著技術(shù)進(jìn)步逐漸形成。同時社會舊有的供給和需求結(jié)構(gòu)仍在延續(xù)，經(jīng)濟(jì)個體對于改革仍存在不確定性預(yù)期。因此，在這一階段改革的“外溢性”還不顯著，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對于消費升級的促進(jìn)作用還不明顯。當(dāng)改革持續(xù)推進(jìn)，新興供給不斷擴(kuò)張時，新供給內(nèi)容被社會普遍接受，新的需求被新供給開發(fā)創(chuàng)造出來，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對于消費升級的促進(jìn)作用明顯提升。(三)“消費黏性”的動態(tài)效應(yīng)檢驗
為檢驗“消費黏性”的存在，本文將消費升級的滯后項作為解釋變量加入模型中，以動態(tài)面板模型檢驗假設(shè)H3。一方面，既可以通過γ
系數(shù)確認(rèn)“消費黏性”是否存在；另一方面，又可以通過系數(shù)α
確認(rèn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革是否有助于打破“消費黏性”，促進(jìn)消費升級。同時，為解決模型可能存在的內(nèi)生性問題，本文作了兩方面的工作。一是增加控制變量。加入了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與改革時間虛擬變量交乘項、供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與收入水平的交乘項來緩解可能存在的遺漏變量內(nèi)生性問題。其中，改革時間虛擬變量的設(shè)置以2015年為臨界點。2015年是供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革正式實施之年，之后的年度取值為1；2015年之前的年度取值為0。二是為了解決由于包含被解釋變量的滯后項而可能導(dǎo)致的內(nèi)生性和異方差性等計量問題，回歸中本文借鑒Blundell 和Bond的研究方法，采用系統(tǒng)GMM模型進(jìn)行估計。GMM 方法從矩條件出發(fā)，構(gòu)造包含參數(shù)的方程，不需要對變量的分布進(jìn)行假定，也不需要知道隨機(jī)干擾項的分布信息，可以有效地解決內(nèi)生性問題。系統(tǒng)GMM相比于差分GMM可以有效地避免弱工具變量帶來的誤差, 獲取無偏和一致性的估計量。因此，本文采用系統(tǒng)GMM法進(jìn)行檢驗。
表5 門檻效應(yīng)回歸結(jié)果
表6匯報了系統(tǒng)GMM的回歸結(jié)果。作為一致估計，GMM成立的前提條件是差分方程中殘差序列不存在二階和更高階自相關(guān)，且工具變量嚴(yán)格外生，因而需要對估計結(jié)果進(jìn)行Arellano-Bond序列相關(guān)檢驗和Sargan檢驗。AR(1)及AR(2)檢驗結(jié)果表明，差分方程的殘差序列只存在一階序列相關(guān)，不存在二階序列相關(guān)，模型通過了自相關(guān)檢驗。Sargan過度識別檢驗的結(jié)果也表明，回歸中使用的工具變量不存在過度識別問題，所有的工具變量都是有效的。
表6 動態(tài)面板回歸結(jié)果
回歸中第(1)列和第(3)列是對原始控制變量的回歸，第(2)列和第(4)列分別增加了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革實施時間的虛擬變量與改革績效的交乘項、人均收入與改革績效的交乘項。從兩類消費升級的滯后項回歸系數(shù)可以看出，回歸系數(shù)顯著為正，說明當(dāng)期消費水平和消費結(jié)構(gòu)會受到上一期消費狀態(tài)的顯著影響，人們在短期內(nèi)難以改變消費習(xí)慣與行為，具有“消費黏性”。從兩類消費升級的“黏度”來看，第一類消費升級受到上一期消費水平的影響程度更大。模型(2)與模型(4)是增加了交乘項的模型。比較加入交乘項之前模型(1)與模型(3)，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革績效SSR
的回歸系數(shù)在模型(2)與模型(4)中顯著提升，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革本身對兩類消費升級的促進(jìn)作用更明顯。可見，消費升級雖受到前期消費習(xí)慣影響，存在“消費黏性”，而實施供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革有助于打破“黏性”，助力消費升級，從而證實了假設(shè)H3的存在。當(dāng)加入改革績效與實施時間虛擬變量的交乘項之后發(fā)現(xiàn)，回歸系數(shù)在兩類消費升級中均顯著為正，說明隨著時間推移，改革績效提升能助推消費升級。改革績效與收入的交乘項在兩類消費升級中的表現(xiàn)不一致。在第一類消費升級中，該交乘項系數(shù)顯著為負(fù)；在第二類消費升級中，該交乘項系數(shù)顯著為正。出現(xiàn)這一差異性結(jié)果可能的解釋是，當(dāng)收入增長的時候，如果消費觀念還保持在原來的收入水平上時或者收入源于不確定性的增長時，這一階段的收入將以儲蓄或投資的形式留存下來，因此消費水平不會增長。當(dāng)人們的消費觀念逐漸更新，“消費黏性”逐漸減弱時，消費水平會隨著收入水平的增長經(jīng)歷一個較快速的增長到達(dá)匹配水平，這也與李曉嘉和蔣承的研究一致。當(dāng)人們基本溫飽得到滿足時，在收入水平持續(xù)提高的同時，技術(shù)水平提升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，提供給消費者的產(chǎn)品品質(zhì)和服務(wù)質(zhì)量越來越能滿足消費者多樣化、個性化的消費需求，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革顯著提升了發(fā)展型及享受型消費。五、結(jié)論與政策啟示
黨的十九大報告明確指出，把提高供給體系質(zhì)量作為主攻方向。通過供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，實現(xiàn)消費升級和高質(zhì)量發(fā)展已成為對以質(zhì)量和效益為核心的宏觀經(jīng)濟(jì)命題有意識的回應(yīng)。在這一背景下，本文以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為切入點，運用熵權(quán)-TOPSIS指數(shù)方法，對區(qū)域供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革績效進(jìn)行測度與評價，梳理出供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對消費升級的影響機(jī)理，并運用2006—2017年省際面板數(shù)據(jù)，綜合考察門檻效應(yīng)與動態(tài)效應(yīng)的存在。研究發(fā)現(xiàn)：(1)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革作為“供給管理”的核心，對我國居民消費升級具有顯著的促進(jìn)作用。(2)對于第一類與第二類消費升級，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革均存在門檻效應(yīng)。當(dāng)現(xiàn)實門檻跨越時，改革能夠顯著推動居民消費的提量擴(kuò)容。(3)消費升級存在時間上的“黏性”，當(dāng)期消費升級水平受到往期水平的正向影響，而供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革有助于打破這種“黏性”，進(jìn)一步助推消費水平的提升。(4)城鄉(xiāng)居民人均收入、城市化率、房價水平、居民家庭負(fù)擔(dān)、受教育程度等因素是影響我國居民消費升級的重要變量。
本文得到的啟示是：(1)消費需求是拉動國民經(jīng)濟(jì)增長的第一推動力，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革是推動新型消費形式與業(yè)態(tài)、中高端消費模式持續(xù)涌現(xiàn)的不竭源泉，這是一個動態(tài)的、持久的互動過程。(2)從當(dāng)前面臨的生產(chǎn)過剩的現(xiàn)實來看，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重點應(yīng)是，釋放經(jīng)濟(jì)活力，延伸工業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條，發(fā)揮“中國制造”的比較優(yōu)勢，大力發(fā)展高、精、尖類制造業(yè)產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)“中國制造”向“中國智造”轉(zhuǎn)變。推動工業(yè)產(chǎn)業(yè)從模仿型、標(biāo)準(zhǔn)化的大生產(chǎn)向個性化、多元化生產(chǎn)轉(zhuǎn)型，根據(jù)消費側(cè)需求的變化，逐漸實現(xiàn)商品的個性化、多元化、獨特化及定制化生產(chǎn)。(3)有針對性地設(shè)計增加就業(yè)和提高居民收入水平的政策方案，抑制、縮小財富和收入差距，擴(kuò)大政府在教育、住房和人口再生產(chǎn)方面的財政支出，增加城鄉(xiāng)居民有支付能力的消費需求，緩解和消除生產(chǎn)過剩，促進(jìn)消費升級。
