食品價格波動對消費升級的影響研究

王小康

(淮北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽 淮北 235000)

一、問題的提出

目前，我國溫飽問題已經(jīng)得到基本解決，食品消費的比重也在不斷下降，但食品支出在各類消費支出中仍然占據(jù)主要地位，據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2018年我國居民食品消費占到了總支出的28.4%，處于各類消費支出首位。食品價格的波動變化會對居民的消費決策產(chǎn)生重大影響，那么在消費升級的背景下，食品價格的波動是否抑制了消費升級？協(xié)調(diào)好兩者的關(guān)系對我國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長具有重要意義。

國內(nèi)學(xué)者對食品價格與消費需求的關(guān)系進(jìn)行了諸多討論。例如，陳曉坤等基于個體心理感知層面對價格波動的消費效應(yīng)進(jìn)行了分析，認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品價格的大幅上漲會降低居民的消費預(yù)期，并且在實際行為方面表現(xiàn)出明顯的消費下降，在低收入群體中這種現(xiàn)象更為普遍。[1]冷凱君在線性回歸模型基礎(chǔ)上指出，食品消費價格的波動對居民消費需求的變化具有顯著影響，并且能夠調(diào)節(jié)由于個人或者家庭因素對消費需求的影響，穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價格對居民的消費升級具有重要促進(jìn)作用。[2]王勇在研究中指出，食品價格波動顯著影響了居民的消費變化，價格上漲是制約消費升級的重要因素，尤其對于老年人的負(fù)面影響最為突出，并且在東部地區(qū)這一現(xiàn)象更為明顯。[3]陳夢根認(rèn)為恩格爾系數(shù)與居民收入之間存在負(fù)向關(guān)系，在食品價格上升的情況下，兩者的負(fù)向關(guān)系進(jìn)一步增強(qiáng)，即食品價格的上漲不利于居民消費水平的提升。[4]從以往研究來看，食品價格對居民消費升級的影響是非常明顯的，眾多研究都指出了兩者的負(fù)向關(guān)系，但相關(guān)研究主要是從時間序列角度對食品價格與消費需求的關(guān)系進(jìn)行分析，并且受到二元經(jīng)濟(jì)體制的長期影響，我國城鄉(xiāng)居民在收入、消費等方面存在著較大差異，食品價格對消費升級的影響作用也會受到區(qū)域差異的影響。因此，本文擬構(gòu)建食品價格波動對消費升級影響的面板數(shù)據(jù)模型與門檻效應(yīng)模型，并實證分析兩者的城鄉(xiāng)差異。

二、模型與數(shù)據(jù)

(一)模型設(shè)計

本文構(gòu)建了線性面板數(shù)據(jù)模型與門檻效應(yīng)模型實證分析食品價格波動對消費升級的影響，為了反映城鄉(xiāng)間的差異情況，分別以城鎮(zhèn)與農(nóng)村消費升級作為被解釋變量進(jìn)行回歸估計，線性面板數(shù)據(jù)模型的一般形式如下：

Ycity=βpriceit+βKit+eit+μit

(1)

Yrural=βpriceit+βKit+eit+μit

(2)

式(1)與(2)中，Ycity、Yrural分別代表城鎮(zhèn)與農(nóng)村消費升級，price代表食品價格波動，K為控制變量，e與μ為常數(shù)項與殘差，在線性面板數(shù)據(jù)模型基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建了門檻效應(yīng)模型，用于反映在不同收入水平條件下，食品價格波動對城鄉(xiāng)消費升級的影響作用，門檻效應(yīng)模型如下：

(3)

(4)

式(3)與(4)中，Mcity、Mrural分別為城鎮(zhèn)居民收入與農(nóng)村居民收入，r為門檻臨界值，其經(jīng)濟(jì)含義為，將城鄉(xiāng)居民收入分別劃分為不同階段，以此作為分階段估計的門檻依據(jù)，進(jìn)而客觀反映不同收入水平下，食品價格波動對城鄉(xiāng)消費升級的影響作用及區(qū)域差異。

(二)數(shù)據(jù)選取

本文采用線性面板回歸模型與門檻效應(yīng)模型對食品價格波動與消費升級的關(guān)系進(jìn)行分析，主要包括以下相關(guān)變量：①

1.被解釋變量：消費升級。隨著我國溫飽問題的基本解決，消費升級趨勢日益凸顯，食品消費或非食品消費占比成為衡量居民消費水平的重要指標(biāo)，現(xiàn)階段下居民消費升級主要表現(xiàn)為非食品消費占比上升，在李亞娟、陳玲等人的研究中普遍采用非食品消費占比作為消費升級的測度指標(biāo)，[5-6]因此，本文采用類似方法衡量消費升級，同時分別將城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民的消費升級水平記為Ycity、Yrural。

2.核心解釋變量：食品價格波動。食品消費在整個消費系統(tǒng)中處于基礎(chǔ)地位，關(guān)系到居民日常生活的正常運轉(zhuǎn)，食品價格的波動變化往往會影響居民的消費決策，消費價格指數(shù)是衡量商品價格波動變化的重要依據(jù)，因此，本文采用了食品消費價格指數(shù)對居民的食品價格波動水平進(jìn)行衡量，記為price。

3.門檻變量：居民收入。當(dāng)前，我國城鄉(xiāng)居民在收入水平、消費習(xí)慣等方面表現(xiàn)出明顯的區(qū)域差異，而收入與消費存在相互影響、相互制約的關(guān)系，通常情況下，隨著收入水平的提升，居民消費總量會相應(yīng)增加，反之，在收入水平較低時，個體的消費欲望也相對較低。為了客觀反映食品價格波動對消費升級影響的城鄉(xiāng)差異，本文以居民收入作為門檻變量，分別以城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)村居民純收入衡量城鄉(xiāng)收入水平，記為Mcity、Mrural。

4.控制變量：為了提高估計結(jié)果的有效性，本文選取產(chǎn)業(yè)水平、城鎮(zhèn)化、人口、經(jīng)濟(jì)水平與城鄉(xiāng)消費支出作為控制變量，分別以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、城鎮(zhèn)人口比重、人口規(guī)模、人均GDP、城鎮(zhèn)消費支出、農(nóng)村消費支出衡量；為了減少模型內(nèi)生性問題，將食品價格波動、居民收入、城鄉(xiāng)消費、人口、經(jīng)濟(jì)水平進(jìn)行對數(shù)處理，其他變量采用原始數(shù)據(jù)(見表1)。

表1 主要變量的均值描述統(tǒng)計結(jié)果

由表1可知，我國城鄉(xiāng)消費升級與居民收入總體上呈上升趨勢，城鎮(zhèn)消費升級與收入水平相對較高；食品價格指數(shù)表現(xiàn)出較為頻繁的波動變化趨勢，2011年后出現(xiàn)較為明顯的下降狀態(tài)，這一定程度上說明食品價格波動與城鄉(xiāng)消費升級不存在協(xié)同發(fā)展關(guān)系，且2011年后存在相反的變動關(guān)系。后文將進(jìn)一步驗證食品價格波動是否對居民消費升級具有抑制作用，

三、實證分析

(一)平穩(wěn)性分析

從我國消費升級、城鎮(zhèn)化等變量的時間變化趨勢來看，總體上不斷上升，意味著在水平序列條件下，這些變量可能不具備平穩(wěn)性的要求，因此本文采用ADF-fisher法對各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行了討論，具體結(jié)果見表2。

表2 單位根檢驗結(jié)果

顯然，在水平序列的平穩(wěn)性檢驗中，城鎮(zhèn)消費升級、城鎮(zhèn)化等變化的檢驗結(jié)果并不理想，只有農(nóng)村消費升級、食品價格波動、產(chǎn)業(yè)水平等變量顯著不存在單位根，因此，繼續(xù)進(jìn)行一階檢驗，結(jié)果表明各變量滿足同階平穩(wěn)的要求，這為后續(xù)結(jié)果的有效性提供了基礎(chǔ)。

(二)面板回歸估計結(jié)果

根據(jù)公式(1)與(2)，采用固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型分別對食品價格波動對城鎮(zhèn)與農(nóng)村消費升級的線性影響進(jìn)行估計，表3中模型1與模型2分別給出了城鎮(zhèn)與農(nóng)村消費升級為被解釋變量的估計結(jié)果。

表3 面板回歸估計結(jié)果

由表3中可知，模型1與模型2的協(xié)方差檢驗均在1%水平上達(dá)到顯著，R2分別達(dá)到了71.3%與51.8%，說明兩模型具有一定的解釋力度。在模型1中，價格指數(shù)上漲對消費升級有顯著抑制作用，每提升1個百分點對消費升級的負(fù)面影響達(dá)到0.123個百分點，即意味著食品價格波動顯著影響居民的消費意愿，尤其是價格上漲對城鎮(zhèn)居民消費升級產(chǎn)生較大的消極作用；對比模型2中可知，盡管價格指數(shù)的顯著性程度有所下降，但仍然在5%水平上達(dá)到顯著，其回歸系數(shù)為0.171，意味著單位食品價格指數(shù)上升會對農(nóng)村消費升級造成0.171個百分點的抑制作用，這從側(cè)面反映出食品波動對農(nóng)村消費升級的抑制作用更為明顯。此外還可以看到，城鄉(xiāng)居民收入對消費升級的影響表現(xiàn)出明顯差異，城鎮(zhèn)居民收入對消費升級有顯著抑制作用，而農(nóng)村收入的影響則不顯著。這種現(xiàn)象與日常經(jīng)驗存在一定偏差，但也在一定程度上表明，不同收入的消費效應(yīng)存在著一定差異。那么收入水平是否調(diào)節(jié)了食品價格波動與消費升級之間的關(guān)系，本文繼續(xù)構(gòu)建門檻效應(yīng)模型進(jìn)行論證。

(三)門檻效應(yīng)回歸估計結(jié)果

根據(jù)公式(3)與(4)構(gòu)建門檻效應(yīng)模型，實證分析不同收入條件下，食品價格波動對城鄉(xiāng)消費升級的影響作用及區(qū)域差異，首先對門檻效應(yīng)的顯著性進(jìn)行檢驗，表4中模型3與模型4分別給出了以城鎮(zhèn)與農(nóng)村消費升級為被解釋變量的門檻效應(yīng)顯著性估計結(jié)果。

表4 門檻顯著性檢驗結(jié)果

由表4可知，模型3與模型4的門檻效應(yīng)顯著性估計結(jié)果并不一致，在模型3中顯著存在著單門檻效應(yīng)，模型4中不存在顯著門檻效應(yīng)，即意味著在以城鎮(zhèn)居民收入為門檻變量時，食品價格波動對城鎮(zhèn)消費升級的影響顯著存在著兩階段變化，當(dāng)城鎮(zhèn)居民收入的對數(shù)值在9.423以下時為低收入水平，在9.423以上時為高收入水平；而農(nóng)村收入約束條件下，食品價格波動對農(nóng)村消費升級的影響并不存在顯著的非線性變化。因此，表5中僅給出了以城鎮(zhèn)居民收入為門檻變量的顯著性估計結(jié)果。

表5 門檻效應(yīng)模型回歸結(jié)果

由表5可知，以城鎮(zhèn)居民收入為門檻變量時，模型的R2模型1的0.713提高到0.747，說明以城鎮(zhèn)消費升級為被解釋變量時，采用門檻效應(yīng)模型更為合理，從估計系數(shù)情況看，當(dāng)城鎮(zhèn)居民收入處于低水平時，價格指數(shù)系數(shù)值為-0.115，在1%水平上顯著，即意味著食品價格波動對城鎮(zhèn)消費升級表現(xiàn)出顯著抑制作用；當(dāng)城鎮(zhèn)居民收入處于高水平時，價格指數(shù)系數(shù)值為-0.121，也在1%水平上達(dá)到顯著，即意味著食品價格波動對城鎮(zhèn)消費升級的抑制作用隨著居民收入水平的提升逐漸增強(qiáng)。從我國居民收入、消費與食品價格波動變化情況來看，現(xiàn)階段居民收入水平要明顯滯后于食品價格的上漲速度，[7]尤其在房價泡沫影響下，我國居民消費支出呈現(xiàn)出長期低迷狀態(tài)，很多居民傾向于將大部分收入儲蓄存款，[8]實際消費意愿相對下降，從而導(dǎo)致居民收入水平提升，食品價格波動對消費升級的抑制作用反而逐漸增強(qiáng)。

因此，食品價格波動對城鄉(xiāng)居民消費升級都表現(xiàn)出顯著線性抑制作用，尤其對農(nóng)村居民的影響更為深刻，在收入約束條件下，食品價格波動對消費升級的影響出現(xiàn)變化，對城鎮(zhèn)居民而言，食品價格波動轉(zhuǎn)變?yōu)榉蔷€性的抑制作用，且隨著收入水平的提升而逐漸增強(qiáng)，但對農(nóng)村居民的非線性影響并不顯著。

四、研究結(jié)論

綜上分析，得出以下結(jié)論：食品價格波動對農(nóng)村消費升級具有顯著線性抑制作用，對城鎮(zhèn)居民，則表現(xiàn)出顯著的非線性影響作用，當(dāng)收入處于較低水平時，食品價格波動對消費升級的抑制作用相對較小，當(dāng)收入處于較高水平時，食品價格波動的抑制作用明顯增強(qiáng)。食品價格波動影響著居民的消費決策，且在城鄉(xiāng)間呈現(xiàn)出異質(zhì)性作用，從居民角度來看，應(yīng)更關(guān)注食品價格的波動變化狀態(tài)，根據(jù)食品價格調(diào)整不斷調(diào)整已有的飲食結(jié)構(gòu)，樹立健康、合理的營養(yǎng)觀念，減少食品的奢侈浪費現(xiàn)象；同時擺正食品消費心態(tài)，客觀看待食品價格的波動變化，促進(jìn)消費多樣化，不斷提升自身消費水平。對于政府而言，不斷完善食品價格監(jiān)督與管理機(jī)制，提供食品價格公開信息平臺，及時公布與居民日常生活密切相關(guān)的食品價格信息；在充分發(fā)揮市場經(jīng)濟(jì)決定性作用的基礎(chǔ)上，合理運用調(diào)控政策，穩(wěn)定食品價格，避免出現(xiàn)食品大幅波動，為居民提供良好的消費環(huán)境，促進(jìn)居民消費的穩(wěn)定增長。[9]

注釋：

①本文采用了全國31省區(qū)(不包括港澳臺)2006—2017年的面板數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。