中國居民消費結構升級統(tǒng)計測度與影響因素研究

彭 剛 劉曼赟 張 捷

（西南財經(jīng)大學 統(tǒng)計學院，四川 成都 611130）

一、文獻綜述

現(xiàn)階段，我國社會主要矛盾已經(jīng)轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾，消費成為拉動我國經(jīng)濟增長的最主要動力。國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2018年我國最終消費支出對經(jīng)濟增長的貢獻率達65.9%。盡管消費總體呈向好態(tài)勢，但近年來我國居民消費出現(xiàn)了許多新的特點與問題。一是我國最終消費支出尤其是居民消費占GDP的比重較發(fā)達國家依然偏低[1]；二是消費在不同收入層級居民群體中呈現(xiàn)出更為清晰的分級態(tài)勢[2]；三是由于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的差異，我國各地區(qū)居民消費結構存在差異[3]。對于居民消費結構問題的討論，特別是我國消費是升級還是降級的爭論，成為各界關注的熱點話題。消費結構升級對經(jīng)濟發(fā)展的重要性不言而喻，能夠通過帶動投資升級[4][5]、產(chǎn)業(yè)升級[6]和產(chǎn)品升級[7]等多個路徑，促進我國經(jīng)濟提質增效。值得注意的是，現(xiàn)有對消費結構升級的統(tǒng)計測度研究存在較多不足，許多爭議性問題有待進一步解決。

消費升級一般被認為是各類消費品支出中的結構升級和層次提高[8]，是居民的消費結構從較低生活質量標準向較高生活質量演變[9]。也有學者認為消費升級應該立足于消費者總福利的上升，而不是整個消費籃子的消費組合[10]。當然，兩者之間并不矛盾，結構升級和層次提高往往與消費者總福利的提升保持一致。對于消費升級的統(tǒng)計測度，目前最常用的是19世紀德國統(tǒng)計學家恩格爾提出的恩格爾系數(shù)，即食品支出總額占個人消費支出總額的比重。恩格爾系數(shù)是用于衡量一個國家或地區(qū)民眾的生活水平和貧困程度的國際通用指標[11]，用于測度消費升級主要是因為其區(qū)分了食品消費和非食品消費，食品消費支出下降也就表明消費結構在不斷升級[12]。然而，使用恩格爾系數(shù)衡量消費升級具有一些局限性：首先，恩格爾系數(shù)忽視了食品支出的異質性，不包括非生活必需型食品支出[13]；再者，消費支出的類別越來越細化，僅僅依靠單一的食品支出比例來描繪種類龐雜的消費支出結構，嚴重缺乏代表性，難以適應不斷升級的消費結構[14]。

針對恩格爾系數(shù)衡量消費結構升級的不足，有學者提出了新的衡量指標。韓立巖和夏坤（2007）則認為保健和教育消費支出在總支出中的相對比例增加，意味著人民生活水平的提高，但考慮到現(xiàn)行統(tǒng)計數(shù)據(jù)不足，因而用醫(yī)療保健、教育、文化娛樂服務支出占消費總支出比重構建標識消費結構的發(fā)展系數(shù)[14]。王志平（2003）認為當經(jīng)濟發(fā)展水平達到一定程度后，精神層面的需求和消費會不斷滋長顯化，恩格爾系數(shù)的降低并不能保證人民生活在向健康和富有質量的方向提升、發(fā)展，因而應更加關注新恩格爾系數(shù)，即文化、教育和娛樂消費占居民消費的比重[15]。魏勇和楊孟禹（2017）利用ELES模型測算了各類消費支出的需求收入彈性，以0.8為分界點劃分了基本商品和高檔商品，并用于衡量消費結構水平[16]。

還有一些研究從其他角度來測度居民消費結構，如俞劍和方福前（2015）基于現(xiàn)有消費支出分類，分別定義了農(nóng)業(yè)品、工業(yè)品和服務品消費，并用工業(yè)品與農(nóng)產(chǎn)品消費的相對支出比例、服務品與工業(yè)品消費的相對支出比例來衡量消費結構升級[17]。考慮到現(xiàn)有方法未能全面納入各種消費支出，黃衛(wèi)挺（2013）提出使用消費結構變動度來反映消費內(nèi)容升級的速度[18]，陳海波和朱華麗等（2012）基于申農(nóng)在信息論中所提出的熵定義了消費結構的信息熵，以此來綜合反映消費結構變化程度[19]。然而，上述兩種方法所界定指標的變動度都只能反映各類消費結構變化的幅度，無法區(qū)分出消費結構變動的方向。

基于消費升級的統(tǒng)計測度，學界對影響消費升級的因素進行了深入探討。西方國家較早對消費進行理論研究，提出了一系列假說，最具代表性的有持久收入假說[20]、相對收入假說[21]、絕對收入假說[22]和生命周期假說[23]，大多遵循“收入-消費”的影響機制進行理論分析。收入差距[24]、收入分配[25]和收入來源[26]等因素能顯著影響消費，在國內(nèi)外文獻中得到廣泛驗證。家庭的收入增長逐漸釋放了消費潛力，推動家庭消費從生存型向享受型和發(fā)展型消費演變，從而實現(xiàn)消費結構的優(yōu)化升級[27]。社會保障因素最早被納入分析消費和儲蓄的框架中是出現(xiàn)在Feldstein（1974）對美國居民消費行為的研究中，他認為社會保障會對消費者產(chǎn)生兩種效應：資產(chǎn)替代效應和引致退休效應，當資產(chǎn)替代效應大于引致退休效應時，居民會顯著增加消費，此時社會保障對消費存在擠進效應[28]。但由于社會保障制度安排的復雜性，社會保障究竟對居民消費是產(chǎn)生擠進效應[29]、擠出效應[30]或沒有影響[31]，學界尚未形成一致的結論。隨著人口老齡化進程加劇，越來越多的研究開始關注人口年齡結構對消費的影響，部分研究通過實證發(fā)現(xiàn)老年撫養(yǎng)比率的上升能顯著提高社會消費水平[32]，少兒撫養(yǎng)比率則對消費率存在顯著的負向影響[33]。除此以外，現(xiàn)有的研究還從其他角度探討影響消費升級的因素，如正向的技術進步可以提高改善型消費支出的比例[34]；收入不確定性會在一定程度上抑制消費[35]；信貸政策造成的收入效應和替代效應[36]；習慣形成會影響各期的最終消費水平[37]。

總體看，現(xiàn)有針對消費結構升級的統(tǒng)計測度，無論是對恩格爾系數(shù)的改進，還是基于其他角度的測度，都存在一定的問題：一是恩格爾系數(shù)及由其改進的測度方法，都只是以部分類型的消費支出比重變化來反映消費結構，缺乏整體上對各類消費支出變化的全面刻畫；二是其他視角的測算方法盡管考慮了各類消費支出變動，但缺乏對升級方向的界定導致所刻畫的變動不一定與升級相吻合。由此，考慮使用ELES模型按照需求收入彈性來界定各類消費支出的層級，并借鑒測度產(chǎn)業(yè)結構升級的結構層次系數(shù)方法，將能夠更加科學合理地反映出我國居民消費結構升級狀況。另外已有的文獻對于消費行為進行因素分析大多是以居民消費總量作為研究對象，難以反映內(nèi)部消費結構的變化特征，因而本文基于省際的消費結構升級測度結果，以消費結構升級系數(shù)作為研究主體，利用面板計量模型，能夠挖掘出影響我國居民消費結構變動的主要因素。

二、居民消費結構升級指數(shù)測算與分析

（一）模型設定

ELES模型是目前研究消費問題時應用最為廣泛的模型之一。該模型的基本假定為居民的消費需求主要受收入和商品價格的影響，并把需求分為基本需求和超額需求，其中超額需求由邊際消費傾向決定。ELES模型的一般形式如下：

式中：Pi表示第i類商品或服務的價格；Qi、Xi分別表示第i類商品或服務的總需求量和基本需求量；βi為第i類商品或服務的邊際消費傾向；Y為可支配收入。

式中Vi為第i類商品或服務的消費總支出；Ai為第i類商品或服務的基本消費總支出。

假設公式（2）和公式（3）成立，則公式（1）可改寫為一元線性模型：

根據(jù)公式（4）可計算出商品或服務的需求收入彈性，其計算公式為：

式中ωi為第i類商品或服務的需求收入彈性。

為了度量消費結構升級的程度，引入常用于測度產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級程度的結構層次系數(shù)[38]。結構層次系數(shù)的優(yōu)點是能夠將全部細分類型納入到結構狀況的測算中，從而避免了現(xiàn)有恩格爾系數(shù)及其改進方法僅考慮部分消費支出的不足。結構層次系數(shù)的基本原理為：假定存在n種不同的消費類別，將其層次按照由高到低的順序進行排序，則可以定義消費結構層次系數(shù)（用s表示），公式如下：

式中kj為第j類消費支出在總消費支出的比重；n為消費支出類別總數(shù)。

（二）數(shù)據(jù)來源

在目前的統(tǒng)計資料中，由于“其他”消費支出類別中同時含有高低檔商品，從邏輯上無法對其進行排序區(qū)分，因而選取了1997—2017年的全國和省際的城鎮(zhèn)居民七大類消費支出數(shù)據(jù)進行分析。在估計每一類消費需求收入彈性的ELES模型中，七大類消費支出作為被解釋變量，用每一類對應的城鎮(zhèn)居民人均消費支出表示；收入作為解釋變量，用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入表示。所涉及的相關數(shù)據(jù)均來源于1998—2018年的《中國統(tǒng)計年鑒》。

（三）消費結構升級指數(shù)測算與結果

基于ELES模型，可以分別求得七大類消費支出的需求收入彈性，并進一步對其進行排序，具體如表1所示。結果顯示，交通通信類的需求收入彈性最大，居住、醫(yī)療保健、教育文化娛樂、生活用品及服務、衣著、食品煙酒依序次之。

表1 七大類消費支出的需求收入彈性估計結果

對各類消費支出排序后，使用結構層次系數(shù)，可以進一步測算出消費結構升級指數(shù)，具體計算方法為：

式中k1至k7分別為交通通信、居住、醫(yī)療保健、教育文化娛樂、生活用品及服務、衣著和食品煙酒消費支出占總消費支出的比重。

1997—2017年全國及各省的消費結構升級指數(shù)測算結果如表2、圖1所示。全國和各省（區(qū)、市）的消費結構升級指數(shù)在整體上均呈現(xiàn)出上升趨勢，表明我國消費結構處于不斷升級和優(yōu)化中。但是，全國居民消費結構呈現(xiàn)出階段性特點：

圖1 1997—2017年全國的消費結構升級指數(shù)

表2 1997—2017年我國部分年份消費升級指數(shù)的測算結果

第一，1997—2006年，消費結構升級指數(shù)快速增長。這期間正是自改革開放以來我國掀起的第二次消費升級浪潮，“新三件”（電視機、洗衣機和電冰箱）逐漸取代“舊三件”（自行車、縫紉機和手表），同時高檔化耐用消費品成為居民消費的新熱點，極大地刺激機械制造業(yè)等產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

第二，2007—2012年，消費結構升級指數(shù)增長速度放緩，且呈現(xiàn)出震蕩態(tài)勢。2008年全球金融危機爆發(fā)，各國的消費需求嚴重不足，并導致消費升級系數(shù)較上年下降了約2個百分點；2009—2011年間消費升級指數(shù)的變化趨勢大致呈“倒V”型，變化的可能原因是2010年底中國人民銀行加息舉措使我國整體的消費需求下降，高層次的消費也進入疲軟期。

第三，2013—2017年，消費結構升級指數(shù)增長速度由高速向低速轉變。2013年，以汽車和信息消費為代表的消費形式再度成為居民消費熱點，消費總量快速增長，消費結構升級指數(shù)從2012年的3.283提高至3.764，增長了近15個百分點；2014年以后增速有所回落，但仍處于增長的態(tài)勢且2017年指數(shù)值達到3.867，為整個測算期內(nèi)的峰值。

（四）消費結構升級指數(shù)的空間特征

測算結果顯示，隨著時間的推移我國的消費升級指數(shù)逐漸提高，最低值從1997年的2.883升至2017年的4.074，增長幅度接近40%。從細分區(qū)域結果來看，歷年消費結構升級指數(shù)的空間分布格局較為穩(wěn)定，消費結構升級指數(shù)中高值區(qū)主要集中在東部沿海地區(qū)，中西部地區(qū)的指數(shù)明顯較低。相比于中西部地區(qū)，東部沿海地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展迅速，在宏觀環(huán)境的強大支撐下，居民消費能力和消費結構升級更能得到有效提高和優(yōu)化，這與我國經(jīng)濟發(fā)展的空間規(guī)律是一致的。在中高值區(qū)域，形成了以長三角、珠三角及京津冀為核心的消費結構升級圈，最為突出的是北京、上海、廣東、浙江等發(fā)達地區(qū)。而在低值區(qū)域中，西藏的歷年消費升級指數(shù)一直處于最低位，西藏地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展遠遠落后于發(fā)達省份，相對來說消費結構升級的速度偏慢。另外，近年來云南和青海的消費結構升級指數(shù)呈現(xiàn)小幅度提高，由原來的低值區(qū)上升至中值區(qū)。由此可見，城市化發(fā)展水平對于促進消費結構升級具有一定的正向推動作用。

為進一步測算我國消費結構升級指數(shù)的空間集聚程度，引入全局Moran’s I指數(shù)，并利用Arcgis軟件進行計算，1997—2017年的Moran’s I指數(shù)計算結果如表3所示。計算結果表明，各年的Moran’s I指數(shù)值均大于零且都通過顯著性水平為0.05的顯著性檢驗，說明我國消費結構升級指數(shù)存在正向的空間相關關系，呈現(xiàn)出一定的空間集聚特征而并非是隨機分布的。1997—2007年，消費升級指數(shù)的集聚效應波動性較大，整體上呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢；2008—2017年，空間集聚效應急速上升，說明消費升級指數(shù)的空間自相關性逐漸增大，鄰近地區(qū)之間的輻射效應隨之擴大。

表3 1997—2017年消費升級指數(shù)的全局Moran's I指數(shù)

通過全局空間自相關分析可知，我國各?。▍^(qū)、市）的空間自相關系數(shù)顯著為正，表明消費結構升級指數(shù)存在空間集聚效應，但具體的空間集聚位置和區(qū)域相關程度尚未可知。為此，有必要進行局部空間自相關分析，以反映局部區(qū)域與其鄰近區(qū)域的空間相關程度。通過繪制各地區(qū)消費升級指數(shù)的Moran散點圖和LISA集聚圖，可以將我國消費升級指數(shù)分為四類集聚區(qū)，分別是高-高集聚區(qū)（H-H）、高-低集聚區(qū)（H-L）、低 -低集聚區(qū)（L-L）和低 -高集聚區(qū)（L-H），不同的集聚方式代表的空間聯(lián)系依次為擴散效應、極化效應、低速增長區(qū)域和過渡區(qū)域。

表4是1997—2016年我國消費升級指數(shù)的高低值聚類結果?？傮w看，位于H-H集聚區(qū)的?。▍^(qū)、市）數(shù)量最多，L-H、H-L和L-L的數(shù)量依序次之。具體而言，呈現(xiàn)H-H集聚特征的?。▍^(qū)、市）主要分布在中東部和北部地區(qū)，其中北京、天津、上海、浙江、廣東、吉林和山東等經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)在各年中的集聚形式較為穩(wěn)定，鄰近發(fā)達地區(qū)之間具有明顯的擴散效應；L-H集聚區(qū)集中于中部地區(qū)的江西、安徽、福建、湖南和西部地區(qū)的云南、貴州及重慶等地區(qū)。這類集聚區(qū)的主要特征是對于消費升級指數(shù)偏低的地區(qū)來說，一般其鄰接地區(qū)的消費升級指數(shù)相對較高；位于L-L集聚區(qū)的大多是西部偏遠地域和個別南部地區(qū)，四川、廣西、甘肅、西藏、青海、新疆和海南等地區(qū)之間的資源條件較為類似，經(jīng)濟發(fā)展水平長期以來較低，相應的消費結構升級指數(shù)也處于低位；H-L集聚區(qū)散布在云南、寧夏和廣西等區(qū)域，表明其在鄰近落后地區(qū)中的消費結構升級指數(shù)較高，具有一定程度的極化效應。

表4 我國消費結構升級指數(shù)局部空間聚類表

隨著時間的推移，各種類型的集聚區(qū)中主要是H-H和L-H的分布格局發(fā)生了較大變化，L-L和H-L兩種集聚形式并未發(fā)生明顯變化。H-H集聚區(qū)的數(shù)量大致呈現(xiàn)下降的趨勢，從1997年的17個?。▍^(qū)、市）下降至2017年的8個；與之相反，處于L-H集聚區(qū)的?。▍^(qū)、市）數(shù)量則呈現(xiàn)上升的態(tài)勢，由1997年的8個上升到2017年的14個，說明消費升級指數(shù)的分布格局逐漸由H-H向L-H聚集形式轉變。

三、居民消費結構升級的影響因素分析

（一）模型構建、變量選取與數(shù)據(jù)來源

目前使用最廣泛的空間計量模型主要有三類：空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM），三類模型均可通過設定一般化的空間模型中的不同參數(shù)推導而來，具體模型形式見式（8）和式（9）。

式中yit為因變量；ρωi'yt和ωi'xtφ分別為因變量和自變量的空間滯后項；γt為時間效應；ui為個體效應；mi'為隨機擾動項空間權重M的第i行；εit為隨機擾動項；上式中若λ=0，則為空間杜賓模型；若λ=0且φ=0則為空間滯后模型；若α=ρ=0且φ=0則為空間誤差模型。

參考張可云和楊孟禹的文獻可知，相較于其他模型而言，在不同的真實數(shù)據(jù)生成過程下，采用SDM模型進行參數(shù)估計是唯一能得到無偏系數(shù)估計值的模型[39]。SDM模型同時考慮了因變量和自變量的空間相關性，即一個國家或地區(qū)的因變量不僅會受到本地區(qū)自變量的影響，還會受其他鄰近地區(qū)因變量和自變量的影響，對空間總效應的分解可以測度本地區(qū)自變量對其他地區(qū)因變量的空間溢出效應?；赟DM模型的優(yōu)越性，本文采用SDM模型對我國消費結構升級進行因素分析，具體設定的模型如下：

綜合現(xiàn)有研究成果，本文選取的解釋變量為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（I）、實際利率（R）、老年人口撫養(yǎng)比（OR）、少年兒童撫養(yǎng)比（CR）、地方財政社會保障和就業(yè)支出（SI）和單位住宅商品房價格（HP）。表5為各變量的描述性統(tǒng)計結果，其中各地區(qū)消費升級指數(shù)來源于前文測算的結果，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、老年人口撫養(yǎng)比、少年兒童撫養(yǎng)比、地方財政社會保障和就業(yè)支出和單位住宅商品房價格均來源于1999—2018年的《中國統(tǒng)計年鑒》和各?。▍^(qū)、市）的統(tǒng)計年鑒。實際利率則由加權1年期存款名義利率減去各地區(qū)對應的居民消費價格指數(shù)得到，來源于各年度的《中國金融年鑒》。為了減少模型的異方差對參數(shù)估計的影響，對地方財政社會保障和就業(yè)支出、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和單位住宅商品房價格均作對數(shù)化處理后進入模型。

表5 各變量描述性統(tǒng)計結果

（二）實證結果分析

由表3可知，我國各?。▍^(qū)、市）的消費結構升級指數(shù)的Moran I值始終在0.2以上波動，顯著偏離隨機分布，表明相鄰地區(qū)的消費升級存在一定的空間依賴性。因此本文選擇基于收入、消費環(huán)境、人口結構、社會保障以及房價因素的空間集聚對我國消費結構升級的溢出效應，選擇SDM模型進行回歸方程的估計。為確定SDM模型是否可以簡化成SAR和SEM模型，進行Wald檢驗，檢驗結果表明SDM模型是最恰當?shù)?。同時對SDM模型進行Hausman檢驗，檢驗p值小于顯著性水平0.05，認為應選擇固定效應SDM模型。因此，針對我國消費結構指數(shù)及其影響因素建立固定效應SDM模型，進一步由于空間溢出效應的存在，解釋變量系數(shù)不僅解釋為對消費升級指數(shù)的單一影響，需要將空間總效應分解為直接效應與間接效應。不同解釋變量的回歸以及空間總效應結果如表6所示。

表6 我國消費升級指數(shù)SDM模型回歸結果

由表6可知，空間自相關系數(shù)ρ顯著為正，說明我國消費結構升級指數(shù)在空間上具有明顯的依賴性。同時消費升級指數(shù)滯后一期的空間滯后項系數(shù)顯著，表明一個地區(qū)的消費升級會受到鄰近地區(qū)的影響。對于基本商品的消費而言，市場便利性和可得性是決定其需求的重要因素。相比于基本商品，依托于近些年快速發(fā)展的電子商務和物流業(yè)，中高端商品需求不僅局限于某個特定區(qū)域，且具有多元化、跨區(qū)域的發(fā)展趨勢，因而消費升級指數(shù)的分布在地理上呈現(xiàn)空間關聯(lián)的特征。

消費升級指數(shù)的滯后一期系數(shù)顯著為正，表明我國消費升級現(xiàn)象具有慣性，隨著經(jīng)濟發(fā)展和居民收入的穩(wěn)步提高，居民習慣于生活水平的逐年改善，消費習慣較為穩(wěn)定，具有平滑性。利率政策可以通過收入效應和替代效應的共同作用來影響居民消費，收入效應大于替代效應時，利率與消費呈同向變動，而收入效應小于替代效應時，利率與消費呈反向變動。實際利率的系數(shù)顯著為正，說明實際利率上升的收入效應高于替代效應，有效提升了居民消費層次，同時實際利率的空間溢出系數(shù)也顯著為正，則認為實際利率對消費升級存在正向的溢出效應。單位住宅商品房價格系數(shù)在直接效應回歸中為正，在統(tǒng)計上并不顯著。在短期的間接效應回歸中，房價空間溢出回歸系數(shù)顯著為負，說明短期內(nèi)房價對我國消費升級具有負向的空間溢出效應，但長期看這種效應不顯著。

在人口年齡結構中，一方面老年人口撫養(yǎng)比系數(shù)顯著為負，表明人口老齡化一定程度上抑制我國消費結構升級。對于老年人而言，長期秉持的節(jié)約理念會使其對于高層次的消費需求（如娛樂、交通等）并不高，可能僅滿足于日常的基本消費需求，這也是高檔消費總量在老年人群中占比較低的主要原因。另一方面不同于老年人口撫養(yǎng)比，少年兒童撫養(yǎng)比的系數(shù)顯著為正，顯示少年兒童撫養(yǎng)比的上升有助于推動我國消費結構升級。當今社會，少年兒童群體往往被視為家庭的重心，父母對子女的投資在家庭預算中占比很大，同時對子女投資不只是教育方面的支出，還包含娛樂、醫(yī)療等高層次消費類別的支出。

城鎮(zhèn)居民人均可支配收入系數(shù)顯著為正，且系數(shù)的絕對值明顯大于其他解釋變量，體現(xiàn)了收入是影響消費升級的關鍵因素，對推動消費升級具有明顯的正向作用。可支配收入的空間溢出回歸系數(shù)顯著為正，說明本地區(qū)的收入水平提升不僅有利于推動本地區(qū)的消費升級，而且會對鄰近地區(qū)產(chǎn)生正向的輻射效應。隨著我國經(jīng)濟快速發(fā)展，居民可支配收入實現(xiàn)了較大程度的增長，從1998年的5425.1元增長到2017年的36396.2元，名義增長了5.7倍。得益于收入的大幅提高，居民開始注重追求更高層次的生活，從而對高層次的消費需求遠大于低層次，消費結構逐漸從基本生存型消費向享受型和發(fā)展型消費轉變。持續(xù)穩(wěn)定提高的收入水平為促進居民消費升級提供了積極的保障與動力，促使居民不斷釋放消費潛力，有效提升消費層級。

地方財政社會保障和就業(yè)支出系數(shù)顯著為負，表明我國社會保障水平對消費結構升級具有不利影響，具有弱擠出效應。我國社會保障體系自改革開放以來，經(jīng)歷了幾次較大的調(diào)整，基本形成系統(tǒng)的社保體系，覆蓋了養(yǎng)老、醫(yī)療和失業(yè)等保障類別，可以基本滿足居民對于基本商品的需求，但與其他國家相比，社會保障水平還處于較低水平，居民對未來不確定性預期較大，因而會選擇預防性儲蓄，減少當期消費，在低檔消費和高檔消費中，消費者優(yōu)先滿足食品等剛性需求，從而減少高檔消費品的支出，形成了對消費升級的抑制作用。

四、結論與政策建議

消費已成為拉動我國經(jīng)濟增長的最主要動力，消費結構升級是影響經(jīng)濟增長的重要因素。本文從消費結構升級的統(tǒng)計測度這一視角，全面分析我國消費升級情況以及演變特征。首先基于ELES模型，通過構建結構層次系數(shù)對我國1997—2017年間的消費升級指數(shù)進行測算，并且在此基礎上，分析了我國消費升級指數(shù)的時空和空間變化趨勢，進一步運用空間杜賓模型對其影響因素進行分析，研究的主要結論如下：①整體上我國消費結構正處于不斷升級之中，但不同區(qū)域具有一定的差異，且差異性主要源于區(qū)域內(nèi)。全國、東北、東部、中部和西部的消費升級指數(shù)大體上均呈現(xiàn)逐年增長態(tài)勢，說明我國的消費結構在不斷升級。從不同區(qū)域看，東部地區(qū)的消費升級指數(shù)最高，東北、中部和西部地區(qū)依序次之。同時，我國的消費升級差異性波動較大，主要差異來源于區(qū)域內(nèi)差異，區(qū)域間的差異貢獻度不高。②我國的消費升級指數(shù)存在明顯的空間正相關性和集聚性，且隨著時間的推移空間自相關性逐漸增大，鄰近地區(qū)之間的輻射效應也相應擴大?？臻g集聚形式變化不太明顯，高-高集聚區(qū)主要分布于東部地區(qū)和北部地區(qū)，低-低集聚區(qū)大多散落在西部偏遠地區(qū)，而高-低和低-高集聚區(qū)大部分集中在中西部地區(qū)。③對顯著影響我國消費升級的因素分析結果顯示：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的提升不僅有利于推動本地區(qū)的消費升級，且會對鄰近地區(qū)產(chǎn)生積極的輻射效應；地方財政社會保障與就業(yè)支出對消費升級具有弱抑制效應；人口結構中，老年人口撫養(yǎng)比的上升對消費升級具有顯著的負向影響，而少年兒童撫養(yǎng)比則顯著促進我國消費結構升級；實際利率在消費升級中收入效應大于替代效應，顯示出對消費升級存在顯著的正向影響，同時對鄰近地區(qū)具有一定的正向溢出效應；房價對于消費升級的回歸系數(shù)并不顯著，但其存在顯著的負向空間溢出效應。

根據(jù)本文的實證結果，對我國相關政策的制定提出以下政策建議：①促進消費升級的政策制定不應該一刀切，不同區(qū)域的側重點應有所差異。從省際消費結構升級指數(shù)來看，東部地區(qū)和中西部地區(qū)省份的水平存在較大差異，基于泰爾指數(shù)的分解結果則發(fā)現(xiàn)各區(qū)域間的差異遠遠小于區(qū)域內(nèi)部各省間差異。因此，我國政府未來在加快推進消費升級、完善消費供給、優(yōu)化消費環(huán)境等領域發(fā)力過程中，對于東部、東北、中部和西部地區(qū)應采取差異性政策措施。東部地區(qū)消費結構已處于較高水平，重點應當放在高品質和服務型等消費支出的增長，通過促進旅游、休閑娛樂和文化等享受型消費來進一步提升消費結構升級；中西部地區(qū)則應以夯實和提高生活質量為主，穩(wěn)步促進居民在居住、教育、醫(yī)療等發(fā)展型服務方面的消費支出。②從歷年的人口統(tǒng)計數(shù)據(jù)看，我國人口老齡化態(tài)勢愈發(fā)明顯，與其他國家相比我國居民的預期壽命還有繼續(xù)提高的空間，而老齡化的比例不斷上升會對居民消費結構升級產(chǎn)生負面影響，因而我國要積極應對人口老齡化現(xiàn)象，大力發(fā)展和培育適用于老年人的新興消費增長點，激發(fā)我國的消費潛力，推動消費升級。③提升居民收入是推動消費升級的最主要因素，在我國經(jīng)濟增長放緩的背景下，就業(yè)問題的新特征日趨明顯，政府應當從促進經(jīng)濟增長、創(chuàng)造就業(yè)崗位為主的政策手段，轉向更加著眼于提高勞動力市場匹配水平和就業(yè)質量,把提高勞動生產(chǎn)率作為增加收入的根本手段。④其他因素如消費習慣、社會保障、利率也顯著影響消費結構升級，政府應該從多方面入手，切實出臺相關政策，引導居民形成良好的消費習慣和觀念，通過提升消費結構層次，實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。