消費(fèi)環(huán)境改善對(duì)居民消費(fèi)潛力的影響研究
——基于當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力的視角

龍少波,張 睿

(重慶大學(xué) a.公共管理學(xué)院;b.公共經(jīng)濟(jì)與公共政策研究中心,重慶 400044)

一、引 言

2020年新冠肺炎疫情蔓延以來,中國消費(fèi)市場(chǎng)短期內(nèi)受到了較為嚴(yán)重的沖擊。2020年上半年召開的中共中央政治局常委會(huì)會(huì)議強(qiáng)調(diào),要充分結(jié)合復(fù)工復(fù)產(chǎn)與擴(kuò)大內(nèi)需,以此把被抑制、被凍結(jié)的消費(fèi)釋放出來,促進(jìn)消費(fèi)回補(bǔ)和消費(fèi)潛力釋放是目前應(yīng)對(duì)疫情沖擊、提振經(jīng)濟(jì)的重要舉措。從需求側(cè)來看,投資與出口都一定程度地受到了中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式轉(zhuǎn)變和國際形勢(shì)的影響,消費(fèi)則成為了擴(kuò)大需求、穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“壓艙石”。2019年中國最終消費(fèi)支出對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的貢獻(xiàn)率為57.8%,比資本形成總額的貢獻(xiàn)率高26.6個(gè)百分點(diǎn),全國居民人均消費(fèi)支出為21 559元,同比名義增長8.6%。然而,中國居民人均最終消費(fèi)支出與世界平均水平仍存在較大差距,最終消費(fèi)支出對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)方面與世界平均水平相比也存在很大差距(1)經(jīng)世界銀行及中國國家統(tǒng)計(jì)局公布的相關(guān)數(shù)據(jù)比較而來。。由此可見,繼續(xù)激發(fā)中國居民消費(fèi)潛力釋放對(duì)于推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有很強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。良好的消費(fèi)環(huán)境是刺激居民消費(fèi)潛力釋放的基本前提,因此有必要從一個(gè)較為全面的角度來分析消費(fèi)環(huán)境改善刺激中國居民消費(fèi)潛力釋放的機(jī)制和作用強(qiáng)度,并以此提出如何通過改善消費(fèi)環(huán)境來刺激居民消費(fèi)的方法建議,從而為居民提供一個(gè)更為優(yōu)化的消費(fèi)環(huán)境,引導(dǎo)他們能消費(fèi)、敢消費(fèi)、愿消費(fèi),這是中國在目前的社會(huì)形勢(shì)和發(fā)展階段中維持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展的關(guān)鍵。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)消費(fèi)環(huán)境對(duì)居民消費(fèi)的影響

最早被提出并被廣泛認(rèn)為對(duì)居民消費(fèi)有重要影響的因素是收入,Modigliani等首先在生命周期理論中指出,居民的消費(fèi)支出受限于他在整個(gè)生命周期所獲得的總收入[1];隨后,Friedman提出人們的消費(fèi)支出取決于持久性收入,而不受暫時(shí)性、短期收入的影響[2];然而,Keynes卻認(rèn)為當(dāng)期收入水平?jīng)Q定消費(fèi)水平[3]。雖然這幾個(gè)消費(fèi)理論的側(cè)重點(diǎn)有所不同,但都強(qiáng)調(diào)了收入水平對(duì)人們消費(fèi)的影響,側(cè)面反映出經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)居民消費(fèi)的影響。

隨著相關(guān)研究的不斷推進(jìn),越來越多的學(xué)者從不同角度研究了消費(fèi)的影響因素,近年來關(guān)于消費(fèi)環(huán)境影響居民消費(fèi)的研究得到了不斷豐富,但目前這方面的研究還較為零散、不夠系統(tǒng),主要都是研究某個(gè)或某幾個(gè)消費(fèi)環(huán)境因素對(duì)居民消費(fèi)的影響。除了收入水平對(duì)消費(fèi)有影響,收入差距、收入分配不均等也被陸續(xù)證明對(duì)居民消費(fèi)有顯著影響[4-5]。另外,有學(xué)者通過分析中國居民儲(chǔ)蓄上升的原因來側(cè)面反映某些因素對(duì)居民消費(fèi)的影響,如Chamon等分析了1989—2009年中國城市家庭儲(chǔ)蓄率上升的原因,得出收入不確定以及養(yǎng)老金改革分別提高了年輕和年老家庭的儲(chǔ)蓄率,從側(cè)面反映了這兩個(gè)因素對(duì)中國居民消費(fèi)的抑制作用[6]。與此同時(shí),養(yǎng)老金改革所反映的社會(huì)制度保障對(duì)居民消費(fèi)的影響在近幾年的研究中較為突出,如Chen等通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),中國的戶籍制度對(duì)中國家庭消費(fèi)的約束作用較強(qiáng),戶籍制度增加了低收入群體,特別是農(nóng)民工的預(yù)防性儲(chǔ)蓄,從而抑制其消費(fèi)[7];鄒蘊(yùn)涵也提出中國社會(huì)保障力度不夠是制約中國消費(fèi)擴(kuò)大的主要原因之一[4]。此外,投資也被認(rèn)為是影響消費(fèi)的重要因素,陳璋等通過實(shí)證得出,以教育和衛(wèi)生醫(yī)療為代表的基本公共服務(wù)行業(yè)投資對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用較為明顯[8]。另外,文化環(huán)境和文化事件對(duì)居民消費(fèi)也會(huì)產(chǎn)生影響[9]。

(二)消費(fèi)環(huán)境對(duì)居民消費(fèi)潛力的影響

消費(fèi)潛力近幾年才開始成為熱門詞匯,因此目前關(guān)于消費(fèi)潛力的研究尚且不多,關(guān)于消費(fèi)環(huán)境對(duì)消費(fèi)潛力影響的實(shí)證研究更是鮮少。王美艷曾計(jì)算過農(nóng)民工的消費(fèi)潛力,假定農(nóng)民工在稟賦特征保持不變時(shí),如果以城市居民的消費(fèi)模式進(jìn)行消費(fèi),則其總消費(fèi)將大大提高。然而在實(shí)際情況中,農(nóng)民工的消費(fèi)潛力會(huì)隨其稟賦特征變化得到更大的釋放[10]。吳石英等提出人口結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)潛力的釋放有顯著影響,其中老年人口比例的增加會(huì)提高生存型消費(fèi)從而抑制消費(fèi)潛力釋放,女性比例的提高會(huì)促進(jìn)消費(fèi)潛力的釋放,受教育水平以及人口城鎮(zhèn)化的提高也會(huì)促進(jìn)消費(fèi)潛力釋放[11]?？梢?目前對(duì)消費(fèi)潛力的研究還需要更為深入。

從上述已有研究可以看出,實(shí)證分析消費(fèi)環(huán)境如何影響居民消費(fèi)的相關(guān)研究較少,大部分是基于理論基礎(chǔ)進(jìn)行簡單的理論評(píng)述,或者只選取了代表消費(fèi)環(huán)境的部分指標(biāo)或單個(gè)指標(biāo)來開展研究,并未形成一個(gè)整體的指標(biāo)框架,因此并不能完整地反映總體消費(fèi)環(huán)境對(duì)居民消費(fèi)的影響,而關(guān)于消費(fèi)環(huán)境對(duì)消費(fèi)潛力影響的研究更是幾乎沒有。因此,本文將通過建立指標(biāo)體系就消費(fèi)環(huán)境對(duì)居民當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力的影響進(jìn)行實(shí)證研究。

三、指標(biāo)評(píng)價(jià)體系的構(gòu)建與指數(shù)計(jì)算

(一)消費(fèi)環(huán)境指標(biāo)評(píng)價(jià)體系

1.消費(fèi)環(huán)境的定義

現(xiàn)有研究對(duì)消費(fèi)環(huán)境的定義并未達(dá)成一致,因此本文在其他學(xué)者觀點(diǎn)的基礎(chǔ)上,融合自己的補(bǔ)充,將消費(fèi)環(huán)境定義為:消費(fèi)者所面臨的、對(duì)其消費(fèi)行為產(chǎn)生影響的各種主觀和客觀環(huán)境因素,主要分為消費(fèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境、消費(fèi)制度政策環(huán)境、消費(fèi)基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境、消費(fèi)供給環(huán)境以及消費(fèi)文化環(huán)境五個(gè)方面。

2.消費(fèi)環(huán)境指標(biāo)評(píng)價(jià)體系構(gòu)建

本文構(gòu)建指標(biāo)體系時(shí),借鑒已有研究所提出的影響居民消費(fèi)的因素及中國實(shí)際情況,分別選擇了幾個(gè)準(zhǔn)則層來衡量各個(gè)子消費(fèi)環(huán)境系統(tǒng),采用主觀賦權(quán)法對(duì)所有子系統(tǒng)層和準(zhǔn)則層進(jìn)行賦權(quán),主要方法為專家打分和參考以往文獻(xiàn)。(1)根據(jù)專家們對(duì)子消費(fèi)環(huán)境影響居民消費(fèi)潛力的重要性打分情況,獲得初步權(quán)重,并借鑒了孫德忠等所提出的基于專家組合多重相關(guān)的主觀賦權(quán)法。該方法通過綜合多位專家的主觀賦權(quán),提取出典型性信息,提高了主觀賦權(quán)法的可靠性和實(shí)用性[12]。(2)參考以往文獻(xiàn)所提出的關(guān)于影響居民消費(fèi)的相關(guān)因素以及當(dāng)前影響消費(fèi)潛力的實(shí)際情況,對(duì)各個(gè)環(huán)境因素進(jìn)行重要程度排序,然后對(duì)初步權(quán)重進(jìn)行微調(diào)并取權(quán)重整數(shù)。(3)系統(tǒng)層的權(quán)重最終被分為三個(gè)權(quán)重層級(jí),即15%、20%、30%。最終確定的各系統(tǒng)層權(quán)重見表1。各準(zhǔn)則層的權(quán)重采用同樣的方法確定。

表1 消費(fèi)環(huán)境指標(biāo)評(píng)價(jià)體系

消費(fèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境直接影響居民的絕對(duì)消費(fèi)能力與相對(duì)消費(fèi)能力,決定著居民是否有能力做出消費(fèi)行為。良好的經(jīng)濟(jì)環(huán)境通過財(cái)富效應(yīng)和收入效應(yīng)的作用機(jī)制促進(jìn)消費(fèi),經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展會(huì)帶來居民收入水平的提高從而帶來居民的財(cái)富積累,且經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展有助于縮小貧富差距。本文通過宏觀經(jīng)濟(jì)增速、宏觀經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、收入分配差距來衡量。

消費(fèi)制度政策環(huán)境主要反映制度法規(guī)方面對(duì)消費(fèi)的影響,完善的制度法律體系是居民愿意消費(fèi)的前提條件,對(duì)促進(jìn)居民消費(fèi)有著極大的作用。例如,消費(fèi)者權(quán)益保護(hù)機(jī)制和社會(huì)保障制度的不斷完善有利于增強(qiáng)居民的消費(fèi)保障,刺激居民消費(fèi)意愿;優(yōu)惠的財(cái)稅及補(bǔ)貼政策直接提高居民消費(fèi)能力。本文通過消費(fèi)者權(quán)益保護(hù)狀況、社會(huì)保障狀況、稅收狀況三方面來加以衡量。

消費(fèi)基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境通過影響消費(fèi)品的流通路徑、流通時(shí)效,對(duì)居民消費(fèi)有一定的促進(jìn)或抑制作用。發(fā)達(dá)的交通和物流網(wǎng)絡(luò)不僅縮短了商品從廠家到消費(fèi)者手中的時(shí)間,還縮短了整個(gè)產(chǎn)業(yè)鏈上商品的流轉(zhuǎn),從需求端和供給端共同促進(jìn)消費(fèi)擴(kuò)大;另外,不斷更新的消費(fèi)模式和消費(fèi)輔助品的產(chǎn)生促進(jìn)了消費(fèi)的多樣化。本文通過鐵路運(yùn)輸設(shè)施、公路運(yùn)輸設(shè)施、快遞物流發(fā)展?fàn)顩r、消費(fèi)網(wǎng)絡(luò)設(shè)施以及消費(fèi)金融設(shè)施來衡量。

消費(fèi)供給環(huán)境是滿足居民有效需求的前提條件。供給體系的不斷豐富,產(chǎn)業(yè)和供給種類的不斷創(chuàng)新滿足了居民多元化、差異化的消費(fèi)需求;產(chǎn)品質(zhì)量和服務(wù)標(biāo)準(zhǔn)的提高則有利于刺激居民消費(fèi)意愿。本文通過科技發(fā)展情況、企業(yè)創(chuàng)新能力、產(chǎn)品質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)、市場(chǎng)化程度來衡量。

消費(fèi)文化環(huán)境通過影響居民的消費(fèi)習(xí)慣、消費(fèi)觀念等間接影響居民消費(fèi)。例如,不同消費(fèi)文化的引入能在一定程度上影響并更替中國傳統(tǒng)消費(fèi)觀念,刺激消費(fèi)。本文通過國外消費(fèi)文化輻射情況、居民受教育程度以及網(wǎng)絡(luò)媒體發(fā)展情況來衡量。

3.消費(fèi)環(huán)境指數(shù)計(jì)算

消費(fèi)環(huán)境指數(shù)(Consumption Environment Index,CEI)由消費(fèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境指數(shù)(CEEI)、消費(fèi)制度政策環(huán)境指數(shù)(CPEI)、消費(fèi)基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境指數(shù)(CIEI)、消費(fèi)供給環(huán)境指數(shù)(CSEI)以及消費(fèi)文化環(huán)境指數(shù)(CCEI)合成而來。所有的原始數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局、國家市場(chǎng)監(jiān)管局,部分?jǐn)?shù)據(jù)經(jīng)計(jì)算而得。消費(fèi)環(huán)境指數(shù)的構(gòu)成思路包括以下步驟:一是為避免數(shù)據(jù)量綱的不同造成各指標(biāo)之間不能比較,首先對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行無量綱化處理,本文采用極差標(biāo)準(zhǔn)化對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行無量綱化處理。二是各分項(xiàng)消費(fèi)環(huán)境指數(shù)和總消費(fèi)環(huán)境指數(shù)的計(jì)算。根據(jù)前文所賦予的權(quán)重和無量綱化處理后的數(shù)據(jù),各子系統(tǒng)第k年的消費(fèi)環(huán)境指數(shù)(CEIik)與總消費(fèi)環(huán)境指數(shù)(CEIk)的計(jì)算公式為:

(1)

(2)

計(jì)算得出的1997—2018年CEI指數(shù)及各分項(xiàng)指數(shù)的變化趨勢(shì)見圖1?？梢?中國的消費(fèi)環(huán)境總指數(shù)呈現(xiàn)小范圍波動(dòng)性上升的趨勢(shì),從總體上看,中國消費(fèi)環(huán)境得到了不斷的改善。其中,消費(fèi)環(huán)境總指數(shù)在2002年后的改善幅度有所提高,這與2002年中國加入WTO帶來消費(fèi)環(huán)境加速改善的事實(shí)相吻合。消費(fèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境指數(shù)在2008年出現(xiàn)了一個(gè)明顯的轉(zhuǎn)折點(diǎn),2008年之前由于經(jīng)濟(jì)的高速增長帶來經(jīng)濟(jì)環(huán)境的改善速度不斷加快,而2008年的消費(fèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境指數(shù)出現(xiàn)明顯的下降,這是由于當(dāng)年金融危機(jī)的影響,但總體上來看,近20年來中國消費(fèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境得到了較好的改善。消費(fèi)制度政策環(huán)境指數(shù)呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢(shì),2005年為轉(zhuǎn)折點(diǎn),這可能與當(dāng)年的財(cái)稅政策改革有關(guān)(2)2005年中國稅收制度和稅收政策在許多方面做了大幅改革和調(diào)整。。消費(fèi)基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境指數(shù)、消費(fèi)供給環(huán)境指數(shù)以及消費(fèi)文化環(huán)境指數(shù)總體上都呈現(xiàn)出不斷上升的趨勢(shì)。其中,消費(fèi)基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境改善趨勢(shì)最為明顯,而消費(fèi)供給環(huán)境和文化環(huán)境在前期的改善幅度較大而近幾年呈現(xiàn)出較為平緩的趨勢(shì),值得我們注意。

圖1 1997—2018年中國消費(fèi)環(huán)境指數(shù)及分指數(shù)變化趨勢(shì)圖

(二)當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力指標(biāo)評(píng)價(jià)體系

1.當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力的定義

由于消費(fèi)潛力是在近幾年才開始被陸續(xù)研究,且目前的研究尚不夠深入,因此國內(nèi)對(duì)于消費(fèi)潛力也未有一個(gè)明確的界定,對(duì)當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力更是未有研究。本文結(jié)合現(xiàn)有研究以及本文的研究需要,將居民當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力(Surplus Consumption Potential,SCP)定義為:居民當(dāng)期有能力消費(fèi)卻因?yàn)橥饨缫蛩貨]有消費(fèi),而剩余的、有待釋放的消費(fèi)能力,但通過改善消費(fèi)環(huán)境影響居民消費(fèi)意愿、消費(fèi)觀念、消費(fèi)能力等可以實(shí)現(xiàn)的居民消費(fèi)新增長和新空間。

2.當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力指標(biāo)評(píng)價(jià)體系的構(gòu)建

本文在構(gòu)建當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力指標(biāo)體系時(shí),將當(dāng)期消費(fèi)能力、當(dāng)期消費(fèi)支出以及制約因素作為子系統(tǒng)層,并分別選取具有代表性的若干個(gè)準(zhǔn)則層來衡量測(cè)度當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力。各子系統(tǒng)層和準(zhǔn)則層的權(quán)重確定參照上文。各準(zhǔn)則層的指標(biāo)選取如下:

居民當(dāng)期的消費(fèi)能力用人均可支配收入、人均儲(chǔ)蓄額、收入結(jié)構(gòu)以及收入風(fēng)險(xiǎn)來衡量。其中,人均可支配收入直接體現(xiàn)了居民當(dāng)期的消費(fèi)能力,也是決定居民當(dāng)期消費(fèi)能力的最重要因素;儲(chǔ)蓄額作為居民前期累計(jì)的可支配金額,是對(duì)居民當(dāng)期消費(fèi)能力的一種補(bǔ)充,對(duì)居民的當(dāng)期消費(fèi)水平有一定的影響;收入結(jié)構(gòu)和收入風(fēng)險(xiǎn)都是通過影響居民的收入預(yù)期間接影響當(dāng)期的消費(fèi),收入結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定(或提高)有利于穩(wěn)定(或增加)居民的消費(fèi)預(yù)期和當(dāng)期消費(fèi)能力;收入的不確定性越大,越不利于增強(qiáng)消費(fèi)能力。

居民當(dāng)期消費(fèi)支出用人均消費(fèi)支出、支出結(jié)構(gòu)、消費(fèi)傾向以及社會(huì)消費(fèi)品消費(fèi)狀況來衡量。其中,居民人均消費(fèi)支出是居民當(dāng)期已經(jīng)釋放的消費(fèi)的直接表現(xiàn);支出結(jié)構(gòu)用恩格爾系數(shù)表示,通過食品消費(fèi)占比間接反映居民當(dāng)期的消費(fèi)水平,作為保障居民生存的最基本消費(fèi)支出,食品支出占比若下降,則表明居民發(fā)展型和享受型消費(fèi)支出的提高;消費(fèi)傾向反映居民的消費(fèi)意愿,能在一定程度上反映居民當(dāng)期的相對(duì)消費(fèi)支出;社會(huì)消費(fèi)品消費(fèi)狀況則從另一個(gè)角度反映當(dāng)期消費(fèi)支出水平。

消費(fèi)潛力的制約因素則選擇住房價(jià)格、家庭狀況以及物價(jià)水平來反映。在房奴效應(yīng)越來越明顯的當(dāng)下,房價(jià)可能是目前阻礙中國居民消費(fèi)潛力釋放的主要因素之一;老年撫養(yǎng)比的提高意味著人口老齡化的提高,從中國社會(huì)的發(fā)展?fàn)顩r來看,老齡化逐年加重,并成為制約家庭消費(fèi)以及整體消費(fèi)潛力釋放的重要因素;物價(jià)水平的提高會(huì)影響居民的相對(duì)消費(fèi)能力而間接影響居民的消費(fèi)意愿,抑制居民的當(dāng)期消費(fèi)欲望,從而抑制消費(fèi)潛力的釋放,使得當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力更大。

對(duì)于居民當(dāng)期消費(fèi)能力的衡量主要采用正向指標(biāo),這部分表示居民當(dāng)期有能力做出的全部消費(fèi)支出;而對(duì)于居民當(dāng)期消費(fèi)支出和制約因素的衡量主要采用負(fù)向指標(biāo),這部分分別表示居民當(dāng)期在能力范圍內(nèi)已經(jīng)產(chǎn)生的消費(fèi)支出和當(dāng)期無意愿且無法實(shí)現(xiàn)的消費(fèi)支出。由此,居民當(dāng)期剩余的消費(fèi)潛力可以由居民當(dāng)期全部消費(fèi)能力扣除當(dāng)期已經(jīng)實(shí)現(xiàn)的消費(fèi)支出和當(dāng)期無意愿且無法實(shí)現(xiàn)的支出表示,即當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力為當(dāng)期有能力消費(fèi)但是由于某些因素抑制消費(fèi)意愿而帶來的無意愿但可以實(shí)現(xiàn)的一部分消費(fèi)能力。

根據(jù)以上分析,各準(zhǔn)則層的賦權(quán)情況及最終所構(gòu)建的當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力指標(biāo)體系如表2所示。

表2 當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力指標(biāo)評(píng)價(jià)體系

3.當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力的測(cè)度

當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力指數(shù)(Surplus Consumption Potential Index,SCPI)的計(jì)算與消費(fèi)環(huán)境指數(shù)的計(jì)算思路基本一致。所有原始數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局、世界銀行以及新浪財(cái)經(jīng)。

四、消費(fèi)環(huán)境改善影響居民當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力的實(shí)證研究

(一)計(jì)量模型的構(gòu)建

本文采用如下計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證研究:

SCPIt=β0+β1CEIt+β2Xt+φt+εt

(3)

其中,SCPIt為t期中國居民當(dāng)期剩余的消費(fèi)潛力指數(shù),用來衡量中國居民消費(fèi)潛力的釋放情況,為該模型的被解釋變量。CEIt為消費(fèi)環(huán)境指數(shù),為該模型的核心解釋變量。Xt為其他控制變量。影響中國居民消費(fèi)潛力的因素有很多,除了消費(fèi)環(huán)境這一重要綜合因素外,本文考慮需求調(diào)控政策對(duì)消費(fèi)潛力釋放的影響,財(cái)政政策和貨幣政策對(duì)中國居民消費(fèi)潛力的釋放可能具有引導(dǎo)和刺激作用,從而影響到居民當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力。分別用民生性財(cái)政支出占比(LF)以及準(zhǔn)貨幣M2供應(yīng)量增速(M2S)來衡量財(cái)政和貨幣政策對(duì)當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力的影響,t為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng),εt為殘差項(xiàng)。主要變量說明見表3。

表3 主要變量的說明

(二)數(shù)據(jù)的時(shí)序圖分析

各變量間的時(shí)序圖見圖2。其中,圖2(a)顯示消費(fèi)環(huán)境與當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力總體上呈現(xiàn)出明顯的反向變動(dòng)趨勢(shì),意味著消費(fèi)環(huán)境的改善會(huì)刺激中國居民消費(fèi)潛力的釋放,從而使得當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力減少。從圖2(a)來看,消費(fèi)環(huán)境指數(shù)保持著一種波動(dòng)上升的趨勢(shì),從整體上來看,中國的消費(fèi)環(huán)境得到了不斷的改善。居民當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力指數(shù)從2003年左右開始出現(xiàn)明顯的下降趨勢(shì),而消費(fèi)環(huán)境指數(shù)是從2002年左右開始上升明顯,這與2002年中國加入WTO的事實(shí)相符。加入WTO帶來居民消費(fèi)需求的大量增長,消費(fèi)觀念、消費(fèi)方式趨向全球化,以及消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí),表明消費(fèi)環(huán)境的改善對(duì)中國居民當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力存在影響,且可能存在大致一期的滯后效應(yīng)[13]。

圖2(b)反映的是其他控制變量與居民當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力的時(shí)序變化情況。LF與SCPI呈現(xiàn)出的反向變動(dòng)趨勢(shì)較為突出:當(dāng)LF即民生性財(cái)政支出占比下降時(shí),SCPI呈現(xiàn)一定的上升趨勢(shì),這意味著民生性財(cái)政支出的下降會(huì)阻礙居民消費(fèi)潛力的釋放,反之則反。而M2S與SCPI呈現(xiàn)出的變動(dòng)趨勢(shì)表現(xiàn)為:從前半段來看,M2S與SCPI每期的反向變動(dòng)趨勢(shì)較為明顯,但是后半段出現(xiàn)一定的同向變化趨勢(shì)?？傮w來看,本文所選取的各項(xiàng)指標(biāo)較好地反映了中國消費(fèi)環(huán)境的改善情況,當(dāng)期剩余的消費(fèi)潛力、財(cái)政政策以及貨幣政策的發(fā)展特征,也在一定程度上反映出上述各變量之間存在著內(nèi)在聯(lián)系與相關(guān)關(guān)系。

圖2 變量時(shí)間序列圖

(三)實(shí)證分析

在計(jì)量方法上,本文選擇ARDL-ECM動(dòng)態(tài)建模方法來構(gòu)建消費(fèi)環(huán)境對(duì)中國居民當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力影響的計(jì)量模型。該模型具有以下優(yōu)點(diǎn):首先,ARDL模型可以不考慮模型的內(nèi)生性問題。ARDL模型,即自回歸分布滯后模型(Auto regressive distributed lag)是由Pesaran等人最先提出來的,他們認(rèn)為只要?dú)埐畈幌嚓P(guān),ARDL模型的內(nèi)生性問題就不那么嚴(yán)重,而且Pesaran和Shin也證明了由于ARDL模型同時(shí)估計(jì)長期和短期成分并采取了適當(dāng)?shù)臏箜?xiàng)和滯后期數(shù),從而能消除序列相關(guān)和內(nèi)生性問題[14]。該模型的一個(gè)重要優(yōu)點(diǎn)是,即使解釋變量是內(nèi)生的也可以進(jìn)行估計(jì)[15]。其次,該模型對(duì)數(shù)據(jù)樣本的長度要求低,適用于小樣本檢驗(yàn)和計(jì)量分析,ARDL方法的小樣本性質(zhì)遠(yuǎn)優(yōu)于Johensen和Juselius的協(xié)整技術(shù)[14]。另外,該模型克服了非平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)帶來的一些問題,比如非平穩(wěn)序列帶來的虛假回歸,變量只需服從I(0)或I(1)即可進(jìn)行回歸。建模過程遵循“從一般到特殊”的原則,并逐步約化去掉不顯著的變量,最終得到能夠很好地?cái)M合樣本觀測(cè)值的模型。

在運(yùn)用動(dòng)態(tài)建模方法估計(jì)模型之前,為了防止出現(xiàn)偽回歸或t檢驗(yàn)失效的情況,首先運(yùn)用ADF方法對(duì)時(shí)序變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。如表4所示,當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力指數(shù)(SCPI)、消費(fèi)環(huán)境指數(shù)(CEI)、民生性財(cái)政支出占比(LF)、準(zhǔn)貨幣供給量增速(M2S)的水平值都存在單位根,但是它們經(jīng)過一階差分后都不存在單位根,由此可知以上變量都為I(1)變量。

表4 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表4的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看到所有變量單整階數(shù)相同,由此采用基于自回歸分布滯后(ARDL-ECM)的極大似然估計(jì)的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)各變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),以此確定模型最佳滯后階。根據(jù)前述分析和相關(guān)數(shù)據(jù)的特質(zhì),本文將通過測(cè)察各變量間的協(xié)整關(guān)系以確定它們之間的長期均衡關(guān)系。由表5所示的結(jié)果可以確定無約束ARDL-ECM模型的最佳滯后階為3。

表5 模型最佳滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

因?yàn)榍拔拇_定的滯后階是由無約束ARDL-ECM模型進(jìn)行一階差分變量的滯后期,受自由度的限制,最終確定ARDL-ECM模型的滯后階為2。如表6所示,跡檢驗(yàn)與最大特征根檢驗(yàn)都表明模型存在兩個(gè)協(xié)整方程,即兩個(gè)結(jié)果都認(rèn)為各變量間確實(shí)具備穩(wěn)定的長期關(guān)系。

表6 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)前文的分析,本文將以式(3)為基礎(chǔ)建立一個(gè)2階滯后的ARDL模型,遵循“從一般到特殊”的動(dòng)態(tài)建模方法,對(duì)模型逐步約化,得到了消費(fèi)環(huán)境(CEI)、民生性財(cái)政支出占比(LF)、準(zhǔn)貨幣M2供應(yīng)量增速(M2S)和當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力(SCPI)之間的長期均衡模型(3)方程的t檢驗(yàn)值括號(hào)外面的***、**分別表示1%、5%的顯著性水平,其中,M2S當(dāng)期以及滯后項(xiàng)均不顯著,所以在模型建模過程中被自動(dòng)刪除。:

SCPIt=1.228 2-0.419 6CEIt-1-1.384 7LFt-1

(4)

t-value (8.32)***(-2.47)**(-2.43)**

R2=0.916 9,F(2,18)=99.28[0.000]**

模型(4)對(duì)經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的擬合程度很高(R2=0.916 9),對(duì)中國居民消費(fèi)潛力釋放的解釋能力達(dá)到了91.69%,核心解釋變量以及部分控制變量通過了顯著性檢驗(yàn),并且模型(4)的各項(xiàng)假設(shè)檢驗(yàn)均通過,詳見表7。

圖3為本文構(gòu)建的動(dòng)態(tài)模型(4)的擬合結(jié)果,顯示了樣本區(qū)間內(nèi)居民當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力實(shí)際值與擬合值的時(shí)序圖和散點(diǎn)圖。從圖3來看,模型(4)很好地模擬了1997—2018年期間中國居民消費(fèi)潛力釋放與消費(fèi)環(huán)境改善關(guān)系的變化規(guī)律,具有很強(qiáng)的解釋能力,是合理且穩(wěn)健的。

圖3 模型(4)擬合效果圖

從回歸結(jié)果可以看出:在長期均衡條件下,消費(fèi)環(huán)境指數(shù)每增加一個(gè)單位,就會(huì)引起下期的居民剩余消費(fèi)潛力指數(shù)下降0.419 6個(gè)單位,也就意味著居民消費(fèi)潛力多釋放了0.419 6個(gè)單位。這與實(shí)際的經(jīng)濟(jì)情況相符,一方面,消費(fèi)環(huán)境的改善、傳導(dǎo)并生效本身存在一定的時(shí)滯作用,比如代表消費(fèi)制度政策環(huán)境改善的減稅降負(fù),從這項(xiàng)政策敲定到最終給居民帶來收入提高的實(shí)際效應(yīng),這個(gè)過程往往不能一蹴而就,而是存在一定的時(shí)間期限;另一方面,居民對(duì)消費(fèi)環(huán)境改善的實(shí)際察覺存在一定的滯后效應(yīng),即當(dāng)前期消費(fèi)環(huán)境得到一定程度改善后,居民才能感知到消費(fèi)環(huán)境的改善,從而刺激其消費(fèi),這種影響是具有先后效應(yīng)的,而非同時(shí)發(fā)生。因此,本期消費(fèi)環(huán)境的改善會(huì)刺激居民后期消費(fèi)潛力的釋放,而本期消費(fèi)潛力得到釋放的動(dòng)力來源于前期消費(fèi)環(huán)境的改善。

LFt-1前面的系數(shù)為-1.384 7,為負(fù)值,意味著當(dāng)期的民生性財(cái)政支出占比每提高一個(gè)百分點(diǎn),就會(huì)引起居民下期的剩余消費(fèi)潛力指數(shù)下降0.013 847,即刺激了居民下期的消費(fèi)潛力多釋放0.013 847。出現(xiàn)時(shí)滯性的原因?yàn)?政府財(cái)政支出從開始至最終到達(dá)居民手中需要較長一段時(shí)間,居民從受惠于財(cái)政支出到真正釋放自身的消費(fèi)潛力也需要一定周期。民生性財(cái)政支出占比的提高反映了政府對(duì)民生的關(guān)注增強(qiáng),財(cái)政民生支出的提高主要從兩個(gè)方面刺激居民消費(fèi)潛力的釋放:其一,財(cái)政民生支出項(xiàng)目大多是對(duì)居民未來消費(fèi)的保障,因此民生性財(cái)政支出的增加有利于降低居民對(duì)未來的不確定性,改變并穩(wěn)定居民的預(yù)期消費(fèi)支出,能有效刺激居民增加當(dāng)期以及后期的消費(fèi)支出;其二,財(cái)政民生支出中的轉(zhuǎn)移性支付能直接帶來居民可支配收入的提高,對(duì)調(diào)節(jié)收入分配不平起到一定程度的作用,能有效地激發(fā)居民的消費(fèi)意愿,從而提高居民消費(fèi)水平。近年來,中國貨幣政策的主要目標(biāo)是“穩(wěn)物價(jià)”“穩(wěn)增長”以及“控杠桿”,即主要對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)走向進(jìn)行調(diào)控,并沒有直接顯著地影響居民消費(fèi),說明貨幣政策對(duì)中國居民消費(fèi)的影響作用較小,因而本文M2S沒能通過顯著性檢驗(yàn)。

五、進(jìn)一步分析:子消費(fèi)環(huán)境改善對(duì)居民消費(fèi)潛力釋放的影響

本文將進(jìn)一步深入研究各子消費(fèi)環(huán)境的改善對(duì)居民當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力不同程度的影響。單獨(dú)將消費(fèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境指數(shù)(CEEI)、消費(fèi)制度政策環(huán)境指數(shù)(CPEI)、消費(fèi)基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境指數(shù)(CIEI)、消費(fèi)供給環(huán)境指數(shù)(CSEI)、消費(fèi)文化環(huán)境指數(shù)(CCEI)作為核心解釋變量進(jìn)行動(dòng)態(tài)回歸。

運(yùn)用ADF方法對(duì)分項(xiàng)指數(shù)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn),結(jié)果表明它們均為I(1)序列,可用于下一步的實(shí)證分析。之后根據(jù)AIC和BIC信息準(zhǔn)則,采用基于自回歸分布滯后(ARDL-ECM)的極大似然估計(jì)的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)各變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),最后確定包含SCPI、CEEI、CPEI、CIEI、CSEI、CCEI變量的無約束ARDL-ECM模型的最佳滯后階為3。最后對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果顯示存在至少兩個(gè)協(xié)整方程,因此它們之間具備穩(wěn)定的長期關(guān)系。

鑒于自由度的限制,以回歸模型(4)為基礎(chǔ),本文初步建立一個(gè)滯后一階的子消費(fèi)環(huán)境對(duì)居民當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力影響的回歸模型,運(yùn)用ARDL-ECM動(dòng)態(tài)建模方法得到的回歸結(jié)果為:

將方程(13)代入變換u(x,y,t)=2[ln?(x,y,t)]xxv(x,y,t)=2[ln?(x,y,t)]x可得(2+1)維廣義BK方程混合型孤子解

SCPIt=0.707 7+0.217 7CEEIt-1-0.213 0CPEIt-0.293 5CIEIt-0.143 8CSEIt

(5)

t-value (21.1)***(2.87)**(-2.308)**(-3.80)***(-3.21)***

R2=0.980 367,F(6,12)=199.7[0.000]***

從上面的回歸結(jié)果可以看出,模型的解釋度很高(98.04%),解釋變量中,除了消費(fèi)文化環(huán)境指數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn),其他子消費(fèi)環(huán)境指數(shù)及回歸方程都通過了顯著性檢驗(yàn)。而且該模型擬合結(jié)果較好(見圖4),并通過了各項(xiàng)假設(shè)檢驗(yàn)(見表8)。

表8 模型(5)的各項(xiàng)假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

其中,由于本文定義的當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力指數(shù)是居民當(dāng)期未釋放的消費(fèi)潛力,即用當(dāng)期消費(fèi)能力扣除當(dāng)期已經(jīng)產(chǎn)生的消費(fèi)支出,并剔除制約因素所制約的部分來衡量。因此,若消費(fèi)能力的提高幅度大于已經(jīng)產(chǎn)生的消費(fèi)支出和制約因素的抑制作用,那么當(dāng)期未釋放的消費(fèi)潛力會(huì)有所增加,即當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力指數(shù)會(huì)增大。上述回歸結(jié)果中,滯后一期消費(fèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境指數(shù)的系數(shù)為正,這是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)環(huán)境改善直接帶來收入水平提高,使得居民消費(fèi)能力與消費(fèi)意愿提高,從而間接引起消費(fèi)支出增加,即消費(fèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的改善對(duì)居民消費(fèi)能力的提高是直接的,而對(duì)居民消費(fèi)支出的影響是間接的,并存在一定的衰減作用(邊際消費(fèi)傾向小于1)。Singh認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展是通過提高居民的財(cái)富積累來提高其消費(fèi)能力,刺激消費(fèi)意愿來間接促進(jìn)消費(fèi)的[16]。因此,消費(fèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的改善對(duì)居民當(dāng)期消費(fèi)能力提高的影響程度大于對(duì)當(dāng)期消費(fèi)支出的影響,從而使得居民當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力有所提高,未釋放的消費(fèi)會(huì)一定程度地增加。

消費(fèi)制度政策環(huán)境指數(shù)、消費(fèi)基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境指數(shù)以及消費(fèi)供給環(huán)境指數(shù)的系數(shù)為負(fù),說明了這三個(gè)子消費(fèi)環(huán)境的改善能顯著促進(jìn)居民消費(fèi)潛力的釋放。其中,消費(fèi)制度政策環(huán)境的改善反映了財(cái)稅政策的優(yōu)惠、補(bǔ)貼政策的優(yōu)化以及社會(huì)保障體系的完善等,通過提高居民的實(shí)際收入、保障居民的未來生活來為當(dāng)期消費(fèi)提供有力后盾,增強(qiáng)居民消費(fèi)欲望,從而增加居民消費(fèi)需求。消費(fèi)基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境改善會(huì)帶來產(chǎn)品和服務(wù)交易成本的降低和交易效率的提高,通過降低物流成本和時(shí)間成本,并提高交易在時(shí)間和空間上的便捷性來激發(fā)消費(fèi)欲望擴(kuò)大消費(fèi)支出。消費(fèi)供給環(huán)境的改善主要通過提高供給品的標(biāo)準(zhǔn)和質(zhì)量,豐富產(chǎn)品供給體系來滿足居民日益多元化、精細(xì)化的需求,以此刺激其消費(fèi)欲望。消費(fèi)文化環(huán)境指數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn),說明中國居民的消費(fèi)行為對(duì)文化環(huán)境改善的敏感性較小,消費(fèi)文化環(huán)境對(duì)居民消費(fèi)潛力釋放的影響作用較小,還有待進(jìn)一步改善。

從各子消費(fèi)環(huán)境的回歸系數(shù)來看,消費(fèi)基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境對(duì)居民消費(fèi)潛力釋放的促進(jìn)作用最大,而消費(fèi)供給環(huán)境的促進(jìn)作用最小。這可能的原因是消費(fèi)基礎(chǔ)設(shè)施與中國近年來的消費(fèi)特點(diǎn)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)變遷聯(lián)系更緊密,如消費(fèi)網(wǎng)絡(luò)設(shè)施的改善帶動(dòng)網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)的迅速發(fā)展,消費(fèi)金融設(shè)施的改善擴(kuò)充青年群體的消費(fèi)能力,鐵路、公路等基礎(chǔ)設(shè)施的改善帶動(dòng)旅游消費(fèi),拉動(dòng)享受型消費(fèi)。而改革開放以來,中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要采取的引進(jìn)式技術(shù)進(jìn)步方式,在帶來中國經(jīng)濟(jì)高速增長的同時(shí)又引起了中國嚴(yán)重的結(jié)構(gòu)失衡,其中最嚴(yán)重的后果為自我創(chuàng)新能力不足[17]。因此,中國的消費(fèi)供給環(huán)境狀況到目前為止,還處于一個(gè)不斷改善的過程中,消費(fèi)供給環(huán)境還不夠成熟,對(duì)居民消費(fèi)的促進(jìn)作用較小。

圖4 模型(5)擬合結(jié)果圖

六、結(jié)論及政策建議

通過對(duì)消費(fèi)環(huán)境改善與居民當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力關(guān)系的研究,本文得出以下結(jié)論:其一,改善消費(fèi)環(huán)境能顯著刺激居民消費(fèi)潛力的釋放,但消費(fèi)環(huán)境的改善對(duì)刺激消費(fèi)潛力釋放存在滯后效應(yīng),即居民當(dāng)期消費(fèi)的提高主要?dú)w因于上期消費(fèi)環(huán)境的改善。財(cái)政政策對(duì)促進(jìn)居民消費(fèi)、刺激居民釋放消費(fèi)潛力的作用比貨幣政策更有效,財(cái)政民生性支出的增加對(duì)居民消費(fèi)有明顯的正向效應(yīng)。其二,子消費(fèi)環(huán)境對(duì)居民當(dāng)期剩余消費(fèi)潛力的影響作用不同:消費(fèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的改善對(duì)提高居民消費(fèi)能力的作用更明顯;消費(fèi)基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境的改善對(duì)刺激居民消費(fèi)潛力釋放的作用最大;消費(fèi)制度政策環(huán)境和消費(fèi)供給環(huán)境改善的刺激作用次之;消費(fèi)文化環(huán)境改善未能明顯促進(jìn)居民消費(fèi)潛力的釋放。

基于上述研究結(jié)論,本文提出以下政策建議供參考:其一,要從整體上全方面改善消費(fèi)環(huán)境,同步推進(jìn)各個(gè)子消費(fèi)環(huán)境的改善。一是穩(wěn)步推進(jìn)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的改善,如實(shí)施中等收入群體倍增計(jì)劃,提高居民的消費(fèi)能力,并縮小城鄉(xiāng)地區(qū)及行業(yè)收入差距。二是繼續(xù)完善消費(fèi)基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境,如加快推進(jìn)新型基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),支撐和引領(lǐng)未來消費(fèi)增長點(diǎn);完善金融基礎(chǔ)設(shè)施的統(tǒng)一監(jiān)管和分類監(jiān)管體系,為金融消費(fèi)市場(chǎng)提供核心支撐。三是加快完善消費(fèi)制度政策環(huán)境和消費(fèi)供給環(huán)境,如完善消費(fèi)者權(quán)益保護(hù)體制,提高居民消費(fèi)意愿以及降低住房成本,減輕房價(jià)對(duì)居民消費(fèi)的擠出效應(yīng)。四是加強(qiáng)各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品品牌建設(shè),提高消費(fèi)供給質(zhì)量;加快培育發(fā)展消費(fèi)新業(yè)態(tài)以優(yōu)化消費(fèi)供給結(jié)構(gòu)。五是提高對(duì)消費(fèi)文化環(huán)境的關(guān)注度,營造健康積極的消費(fèi)文化環(huán)境,增強(qiáng)文化環(huán)境對(duì)居民消費(fèi)的影響力。