影響消費潛力釋放的產(chǎn)業(yè)政策激勵效應研究

張子晴

摘?要：產(chǎn)業(yè)政策能夠從多個維度影響地區(qū)消費擴展和消費結構的升級。本文基于2001-2017年省份層面《西部地區(qū)鼓勵類產(chǎn)業(yè)目錄（2014）》（簡稱《目錄》）實施與地區(qū)消費及消費結構的面板數(shù)據(jù)，實證分析了西部地區(qū)鼓勵類產(chǎn)業(yè)項目的設立對地區(qū)消費及消費結構的影響機制。研究發(fā)現(xiàn)，《目錄》的實施對地區(qū)消費及消費結構存在顯著的正向促進作用。機制分析發(fā)現(xiàn)，該項政策通過促進人均收入水平的提高來促進消費的提高和消費結構的升級，并且創(chuàng)新能力較高的地區(qū)政策的促進作用弱，創(chuàng)新能力較低的地區(qū)政策的促進作用強。此外，該政策的促進作用在非繁榮地區(qū)的正向作用較為顯著，而在繁榮地區(qū)的作用不顯著。

關鍵詞：《西部地區(qū)鼓勵類產(chǎn)業(yè)目錄》；消費結構；雙重差分

中圖分類號：F2?????文獻標識碼：A??????doi：10.19311/j.cnki.16723198.2024.02.010

0?引言

在供給側結構性改革進程中，產(chǎn)業(yè)政策層面的激勵性供給是否真實促進地區(qū)消費及消費結構的提升，已成為近年來學界研究的熱點話題，其具體機制涉及多個維度。一是產(chǎn)業(yè)政策通過影響居民收入進而影響消費潛力釋放。例如，通過提高企業(yè)融資可得性和可負擔性，進而提升企業(yè)勞動收入份額，還能夠顯著降低企業(yè)內部薪酬差距并提高勞動者收入。在產(chǎn)業(yè)政策背景下，政府在進行資源配置時會考慮就業(yè)水平和職工福利的政治目標，帶來企業(yè)增加雇員人數(shù)和員工薪資的迎合行為。二是產(chǎn)業(yè)政策通過影響技術創(chuàng)新進而促進消費升級。彭薇等（2023）認為供給側結構性改革通過影響技術創(chuàng)新來促進消費升級，使得消費向發(fā)展和享受型轉變。于明文等（2023）發(fā)現(xiàn)地區(qū)消費升級水平同時受到技術創(chuàng)新和服務業(yè)結構優(yōu)化的雙重影響。郭晨等（2019）則認為，產(chǎn)業(yè)政策會拉大了行業(yè)間與企業(yè)間科技創(chuàng)新水平，將導致收入不平等的加劇。三是通過基礎設施的完善促進消費結構升級。周芳雅（2022）研究發(fā)現(xiàn)地區(qū)配套基礎設施的完善促進了交通通信建設的實施，提高了居民交通通信層面的消費支出，從而促進了消費結構的轉型升級。姚瑤等（2023）提出，交通基礎設施、通信基礎設施、建筑業(yè)基礎設施均對消費結構升級有著正向的促進作用。但是，具體產(chǎn)業(yè)政策促進消費的政策效果不一。劉玉飛等（2021）研究發(fā)現(xiàn)“一帶一路”政策的實施拓展了產(chǎn)品和服務的銷售渠道，提振了居民的消費信心，釋放了居民消費潛力，從而推動居民家庭消費結構的升級。唐紅濤等（2021）評估了跨境電商綜合試驗區(qū)政策對消費的影響及其影響機制，研究認為試驗區(qū)的設立可以提高居民可支配收入，進而拉動消費升級。邱洋冬（2020）的研究則認為，高企資質認定政策顯著抑制了高新技術企業(yè)的企業(yè)績效。

著眼于解決發(fā)展不平衡的問題，國家發(fā)展改革委發(fā)布了《西部地區(qū)鼓勵類產(chǎn)業(yè)目錄（2014）》，致力于通過促進西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構調整，補齊西部地區(qū)發(fā)展的“短板”。《目錄》的設立作為一項典型的區(qū)域性制度供給，對于西部地區(qū)的消費及消費結構產(chǎn)生了復雜深遠的影響。厘清這一內在影響機制，有助于從一個更加全面的視角理解產(chǎn)業(yè)政策對消費的影響，兼具理論與實踐價值。本文可能的創(chuàng)新包括以下3點：首先，試圖從區(qū)域發(fā)展補短板的西部地區(qū)鼓勵政策實施角度入手，探討地區(qū)產(chǎn)業(yè)激勵政策與消費潛力釋放之間的關系。其次，結合中國特有的政治管理體制，從制度角度切入，進行穩(wěn)健性分析，為我國形成“消費潛力釋放、需求升級與供給側結構性改革創(chuàng)新”探究找尋一個切入點。最后，結合地區(qū)繁榮程度以及人均收入水平和地區(qū)創(chuàng)新能力進行了機制分析，力求讓整體的研究更加深入多元。

1?實證模型和數(shù)據(jù)來源

1.1??模型設定

本文采用基于準自然實驗的雙重差分模型（DID），利用兩次差分來緩解政策以外的其他因素對回歸結果的干擾，對地區(qū)因《目錄》的頒布而受到的政策沖擊進行估計，不屬于《目錄》適用的地區(qū)設為對照組（control?group），屬于《目錄》適用的地區(qū)設為實驗組（Treatment?Group）?。根據(jù)理論分析并參照相關研究，設置以下計量模型：

Yit?=?β0+β1（treatit×postit）+?γXit+λt?+μi+εit

其中，i代表地區(qū)，t代表時間，Yit代表被解釋變量消費及消費結構，本文參照（劉玉飛等2018）的研究，采用全國居民消費水平來衡量消費，采用醫(yī)療保健消費、文教娛樂消費和交通通信消費之和占總消費支出的比重來衡量消費結構，采用醫(yī)療保健消費支出、文教娛樂消費支出和交通通信消費支出在衡量消費結構的變化，進行分項檢驗。在穩(wěn)健性檢驗中，采用發(fā)展系數(shù)和恩格爾系數(shù)來替換被解釋變量，發(fā)展系數(shù)為醫(yī)療保健消費支出和文教娛樂消費支出之和占總消費支出的比重來衡量，恩格爾系數(shù)由食品消費支出占總消費的比重來衡量。β1為核心解釋變量交互項的待估系數(shù)，即《目錄》頒布實施對地區(qū)消費及消費結構的影響，λt為年份固定效應，μi為地區(qū)固定效應，εit為隨機誤差項。

結合樊衛(wèi)靜等（2021）、周芳雅等（2022）等的研究，選擇X為一系列控制變量：產(chǎn)業(yè)結構、地區(qū)生產(chǎn)總值、對外開放程度、外商直接投資水平、人口自然增長率、職工平均工資、地區(qū)教育支出、地區(qū)科學技術支出、地區(qū)社會保障和就業(yè)支出、高鐵是否開通。變量的定義說明如表1所示。

1.2?數(shù)據(jù)來源與變量描述性統(tǒng)計結果

《目錄》涉及地區(qū)包括重慶市、四川省、貴州省、云南省、西藏自治區(qū)、陜西省、甘肅省、寧夏回族自治區(qū)、青海省、新疆維吾爾自治區(qū)、內蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)等西部12?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）和新疆生產(chǎn)建設兵團。同時，2021年11月5日《西部地區(qū)鼓勵類產(chǎn)業(yè)目錄（2020年本）》的頒布，標志著2014年發(fā)布的《西部地區(qū)鼓勵類產(chǎn)業(yè)目錄》同時廢止。因此在本文選用數(shù)據(jù)為2001-2017年的省級面板數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫以及中國各省市統(tǒng)計年鑒。樣本期間內，核心被解釋變量消費的均值為11468，消費結構的均值為0.0301，發(fā)展系數(shù)的均值為0.196，恩格爾系數(shù)的均值為0.354，政策沖擊時間的均值為0.176，控制變量地區(qū)生產(chǎn)總值、產(chǎn)業(yè)結構、對外開放程度、外商直接投資水平等也都表現(xiàn)出較大的差異性，符合變量的隨機性要求。

2?回歸結果及分析

2.1?基準回歸

采用多起雙重差分方法進行檢驗結果見表2。其中，第（1）列為不添加任何控制變量的估計結果，研究顯示，核心解釋變量實驗組與政策沖擊時間的交互項treat×post的系數(shù)為正且在1%的水平上高度顯著，第（2）列至第（3）列為一次加入控制變量后的回歸結果，可以看出，解釋變量實驗組與政策沖擊時間的交互項treat×post的系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為正，說明與控制組相比，《目錄》的頒布實施顯著提高了處理組消費及消費結構的提升。第（5）列和第（6）列中將被解釋變量分別替換為發(fā)展系數(shù)和恩格爾系數(shù)，發(fā)現(xiàn)被解釋變量與政策沖擊時間的交互項treat×post的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，證明《目錄》的頒布實施不僅促進了地區(qū)消費的提高，還促進了居民消費結構由生存型向發(fā)展型和享受型的轉變。

2.2?分樣本檢驗

為進一步展現(xiàn)《目錄》的頒布實施對哪一類消費支出的影響作用更大，分別考察了《目錄》的頒布實施對醫(yī)療保健消費支出占比、交通通信消費支出占比、文教娛樂消費支出占比的影響。歸結果顯示，《目錄》的頒布實施對地區(qū)消費結構由生存型向發(fā)展型，享受型的轉變主要是通過提高交通通信消費支出占比和文教娛樂消費支出占比，分別在5%和1%的水平上顯著。對醫(yī)療保健消費支出占比的提高雖也有促進作用但并不顯著。

2.3?異質性檢驗

上文我們已經(jīng)詳細分析了《目錄》的頒布實施對于地區(qū)消費及消費結構的影響，為了檢驗這種影響是否會因為地區(qū)繁榮程度的不同而產(chǎn)生差異，將進行異質性檢驗。檢驗的結果顯示，《目錄》的頒布實施對非繁榮地區(qū)的消費及消費結構的提升有顯著的促進作用。將被解釋變量替換為發(fā)展系數(shù)和恩格爾系數(shù)，則回歸結果表明，《目錄》的頒布實施顯著提高了非繁榮地區(qū)的發(fā)展系數(shù)并通過降低恩格爾系數(shù)來促進了消費結構的提升，而這些結論在繁榮地區(qū)并不成立。

3.4?穩(wěn)健性檢驗

圖1是平行性假設檢驗的結果，描繪了《目錄》的頒布實施對地區(qū)消費及消費結構的動態(tài)影響。其中，處理組和控制組的定義與雙重差分模型中的定義相同，處理組為受到《目錄》影響的省份，控制組為沒有受到《目錄》影響的省份，政策實施時間為2014年。由圖1可知，沖擊出現(xiàn)之前置信區(qū)間在0上下波動，系數(shù)并不顯著，即該地區(qū)在《目錄》頒布實施之前沒有變化差異，說明《目錄》的頒布實施可能對處理組地區(qū)的消費及消費結構的提升起到了促進作用，擴大了處理組和控制組之間的差距。同時發(fā)現(xiàn)，在政策實施前2年間系數(shù)也較為顯著，表明該政策的實施具有一定的預政策趨勢。

圖1?政策動態(tài)效應示意圖

圖2?安慰劑檢驗結果示意圖

圖2是安慰劑檢驗的結果，為進一步證明《目錄》的頒布實施沖擊確實發(fā)揮了作用而不是來源于其他不可觀測因素，需要進行安慰劑檢驗。本文嘗試隨機逐年無放回抽取2001-2017年間《目錄》實施區(qū)域內消費水平相等的地區(qū)作為實驗組，其余地區(qū)作為對照組，并對隨機選取的數(shù)據(jù)重復進行基準雙重差分檢驗。在進行1000次隨機抽取及回歸檢驗后得到系數(shù)和密度分布圖（圖2），形態(tài)與正態(tài)分布大致吻合。這證實了地區(qū)消費及消費水平的提升確實是《目錄》的頒布實施導致的，而非偶然因素的作用。

3?作用機制檢驗

從之前的分析可知，《目錄》頒布實施的地區(qū)，消費水平和消費結構都顯著提高，其中的作用機制將從以下兩個方面進行考察。

3.1?收入水平的中介作用

考慮政策的實施促進地區(qū)居民收入水平提升這條路徑，《目錄》的實施促進了西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的調整，推動西部具有較高技術含量的產(chǎn)業(yè)發(fā)展，推動產(chǎn)業(yè)技術進步和結構優(yōu)化升級，首先提高了西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的質量和效益。其次，《目錄》有差別的產(chǎn)業(yè)政策，發(fā)揮了西部地區(qū)比較優(yōu)勢，有利于東部地區(qū)加強與西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)合作、拓展發(fā)展空間、優(yōu)化全國產(chǎn)業(yè)分工格局，促進全國區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調發(fā)展。

本文選取地區(qū)人均收入（取對數(shù)，用ln_inc表示）對政策實施對地區(qū)消費及消費結構的影響進行中介效應檢驗，回歸結果見表3。

由表3可知，第（1）列中可得總效應在1%的水平上顯著，第（2）中用treat*post解釋人均收入的變化，可得系數(shù)0.126，結果在5%的水平上顯著為正，由第（3）列可知，直接效應系數(shù)為2934.164，并在1%的水平上顯著，間接效應為0.126×1.1e+04。同時，在加入中介變量ln_inc之后，treat*post前的系數(shù)變小，即存在中介效應。

同時，本文在此基礎上進行了sobel檢驗，得出Goodman-1（Aroian）的p值為0.047＜0.05，表明拒絕原假設，人均收入的中介效應成立。

3.2?地區(qū)創(chuàng)新水平的調節(jié)作用

考慮地區(qū)創(chuàng)新水平的調節(jié)作用，西部地區(qū)重工業(yè)比重過大，產(chǎn)品附加值較低，生態(tài)環(huán)境保護壓力大，而生態(tài)環(huán)境位于生產(chǎn)力發(fā)展的關鍵位置，黨的十八屆五中全會提出要貫徹落實創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放、共享的新發(fā)展理念，加快補齊生態(tài)環(huán)境短板。創(chuàng)新水平較高的地區(qū)意味著環(huán)境保護與經(jīng)濟發(fā)展的協(xié)調程度越高。因此，本文引入各地區(qū)創(chuàng)新指數(shù)（m），對《目錄》的頒布實施對地區(qū)消費及消費水平的調節(jié)作用進行檢驗。回歸結果見表4。

表4回歸結果顯示，交互項xm的系數(shù)在5%的水平上顯著，說明地區(qū)創(chuàng)新指數(shù)（m）作為調節(jié)變量對因變量（con）與自變量（treat*post）之間的關系具有調節(jié)效應。接著，本文對變量進行中心化處理，生成中心化之后的交互項（xm_c），發(fā)現(xiàn)交互項和調節(jié)變量前的系數(shù)分別在5%和1%的水平上顯著，且系數(shù)為負。得出結論：地區(qū)的創(chuàng)新水平對《目錄》的頒布實施對地區(qū)消費及消費水平的影響具有調節(jié)作用，且創(chuàng)新水平較高的地區(qū)，該政策的實施對消費的促進作用小于創(chuàng)新水平較低的地區(qū)。

4?結論和建議

通過研究發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)鼓勵類產(chǎn)業(yè)項目的設立對地區(qū)消費及消費結構具有明顯的促進作用，且這種促進作用在使用替換變量、平行假設檢驗、安慰劑檢驗后，依然穩(wěn)健。通過分項回歸發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)鼓勵類產(chǎn)業(yè)項目的設立主要通過推動交通通信消費支出占比和文教娛樂消費支出占比的提高來促進地區(qū)消費水平的轉型升級。通過異質性分析發(fā)現(xiàn)，該政策的促進作用在非繁榮地區(qū)的正向作用較為顯著，而在繁榮地區(qū)的作用不顯著。機制分析發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)鼓勵類產(chǎn)業(yè)項目的設立通過促進人均收入水平的提高來促進消費的提高和消費結構的升級，并且地區(qū)的創(chuàng)新能力對其影響關系具有調節(jié)作用，創(chuàng)新能力較高的地區(qū)政策促進作用弱，創(chuàng)新能力較低的地區(qū)政策促進作用強。

基于上述發(fā)現(xiàn)，提出以下政策建議：一是注重對欠發(fā)達地區(qū)的產(chǎn)業(yè)政策傾斜，為居民創(chuàng)造就業(yè)創(chuàng)業(yè)機會，提高居民可支配收入。二是提高社會保障和就業(yè)保障資金投入，有針對性地增加就業(yè)，降低居民就業(yè)壓力，提高居民收入，進而帶動消費升級。三是重視西部地區(qū)交通通信基礎設施和文化教育基礎設施的完善，帶動促進消費結構的升級。

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