社會再生產對食品消費結構升級的貢獻
——基于生產活動不同環節

譚曉麗

廣州工商學院（廣州 510850）

隨著社會的不斷進步，新科學技術不斷革新，大數據、云計算等新科技手段將會促進各行各業的發展，必將推動我國食品消費水平的進一步升級。當前，我國人均收入與日俱增，傳統的食品消費模式逐漸弱化，消費者從開始的溫飽需求逐漸變為對食品多樣化的需求，進行食品消費升級不僅能夠確保食品產業鏈的進一步升級，還能夠借助各種手段滿足消費者不同的食品消費模式，提高消費者的綜合素質，從而促進我國經濟的可持續發展。因此，研究社會再生產活動不同環節對食品消費結構升級的貢獻具有重要的意義。

1 消費升級相關研究綜述

1.1 國外研究

較早以前，國外還未對消費升級這一概念進行研究，而是在其他相關研究中包涵消費升級的具體內容。最初是著名經濟學界凱恩斯主導的凱恩斯學派通過研究分析消費函數理論，提出該學派對于居民消費升級的看法。按照凱恩斯經濟學派的觀點，總體而言，消費升級的實際變化一定程度上取決于居民的收入和消費情況。到了1936年，因為絕對收入消費函數理論的產生，導致居民消費受到一定影響，在此基礎上邊際消費傾向（MPC）更明顯，表現出逐漸遞減特點，對消費升級產生影響。1949年，杜森貝利經過實例研究總結，提出相對收入假說，其中內容提及對消費升級產生實際的影響的因素主要是居民相對收入與所處環境，而不是過去人們觀念中的居民絕對收入。在前人研究基礎上，弗里德曼在1980年進一步豐富該理論，提出持久收入假說理論，其觀點是消費升級的主要決定因素應該是居民持久收入。20世紀80年代后半葉，霍爾將研究重點放在消費理論的不確定性條件方面，指出從可持續發展的角度來說，消費行為的特點之一是隨機性強，居民的消費情況（包括過去和現在）并不會對未來消費造成任何影響，它們之間不存在任何固定聯系。

將農村領域作為研究重點，選取農村居民消費升級的實際情況作為研究對象。Davis[1]（2007）將研究地區選擇在中國江蘇省農村，對該地區內居民食物消費升級進行調查研究，研究結果指出，隨著人們整體收入水平提高，對于家禽的購買量隨之增加，要實現農村消費升級，有效手段之一是提高農村整體收入水平。Mohapatra等[2]（2007）研究則以小農經濟在消費升級整體格局中產生的影響為對象，發現現階段社會體系會一定程度促進農村消費結構升級，而提高城鎮化水平并非必要措施。De Brauw等[3]（2008）則從全新角度展開研究，即農村居民遷移對消費升級帶來的實際影響。在研究時重點采取差別化對待的方法分析不同收入居民，在此基礎上提高遷移對消費升級影響穩定性。

1.2 國內研究

消費升級的研究引起不少國內學者重視。黃衛挺[4]（2013）將相關理論和實際有機結合，分析居民消費升級，并將消費升級劃分為內容升級和品質升級兩大類；研究指出，促進消費升級的有效措施為結合居民收入和相關政策，僅僅提高居民收入的做法遠遠不夠。焦新娛[5]（2014）在研究該問題時有效結合電子商務這一新興元素，并通過具體的C2C模式和O2O模式為載體，分析電子商務在消費升級領域扮演的角色，研究表明電子商務和消費升級互相影響，后者通常會反作用于促進前者發展。趙萍[6]（2015）分析消費升級的不同表現方式后，將消費亮點進行總結歸納，結果表明，消費驅動型發展體系依然形成；消費水平達到相對富裕階段的標準；互聯網和文化旅游消費正高速發展；消費增長受到的阻礙在減少。李靖[7]（2016）結合時代發展，從政府提出的五大理念角度出發，與時俱進地創建新消費升級體系。

綜上所述，國外研究從較早就不同程度提及消費升級內容，卻未見專門對食品消費升級進行研究，往往在其他相關研究中包涵消費升級具體內容。因此在此分別從食品消費升級的生產、流通、消費3個不同環節入手，對社會再生產活動對食品消費升級影響展開分析研究。

2 實證內容及相關指標

2.1 實證內容

分別從食品消費結構升級等3個不同角度對食品消費升級開展研究，其他研究大多只涉及食品消費結構升級這一角度。所謂食品消費結構升級，即不同食品消費支出在消費總支出體系中的升級和層次的提高，是居民食品消費模式發生變化的直接載體?？紤]到相關指標的量化和獲取數據的難度，選取食品消費結構升級作為食品消費升級的表現形式。為確定流通對食品消費結構升級產生的實際作用，在此選擇時間序列分析法為研究方法，同時以發展系數來直接代表食品消費結構升級，在此基礎上進行實證分析，選取相關指標，研究生產、流通等因素在消費升級總體格局中發揮實際作用，為提高流通產業整體水平奠定理論基礎。

2.2 構建原則

由于要保證指標體系的科學性與規范性達到相關標準，在構建指標體系并非隨意按照個人觀點，而是在嚴格遵守規則的前提進行。

2.2.1 綜合性原則

綜合評價指標體系主要作用體現在衡量復雜指標之時，所以要求指標體系的構建必須面面俱到，不能只考慮某個單一問題。流通環節指標體系的建立同樣如此。

2.2.2 可量化原則

選取指標時需要保障指標的可收集性和可量化性，為分析研究新指標體系降低難度。由于不可量化的指標在實證中缺乏相應的數據支撐，所以在選取指標時直接淘汰了缺乏數據支持的指標，因為食品消費升級是一個復雜整體，包涵食品消費結構升級3個方面內容，同時量化食品消費理念升級、食品消費品種升級需要花費過多的時間和精力，因此選取食品消費結構升級作為試驗因變量。

2.2.3 指標選取

（1）因變量——食品消費結構升級

食品消費結構升級的直接原因是人們收入水平整體提高，主要表現形式為消費者逐漸擺脫低水平的生活質量消費體系，轉而朝著高水平生活質量的消費結構方向發展。所以，在進行直接研究之前，須將食品消費結構升級指標化。

恩格爾系數反映的實際內涵為：家庭收入的多少直接決定其食物支出的比重大小，收入越低，比重越大，直接體現著國家經濟發展水平，也反映著食品消費升級的實際情況。在實際研究中，食品消費支出的波動只是食品消費結構某一方面。因為現階段消費者的收入水平已較過去有了很大提高，食品消費結構的實際水平往往可通過廣義消費支出體現，所以在研究中選取的因變量是發展系數。

（2）自變量選取

生產環節是社會再生產理論的重要組成部分，產品質量和消費者滿意度息息相關，企業產品的技術水平和競爭力往往和投入呈正比。加大研發環節資金投入的另一優點是產品性能相應得到提高，企業生產更多高檔產品，促進食品消費結構升級。消費實現產品所有權從生產中到消費者的過渡，更好體現食品消費升級的特點和細節。

構建指標如圖1所示。

圖1 指標體系

3 再生產不同環節對食品消費結構升級的貢獻實證分析

3.1 熵值法概述

熵值法是現階段常用的賦權法之一，其在確定指標權重時，往往會重點考慮不同指標觀測值所提供信息，熵值直接決定著信息無序度的大小，往往前者越小，后者就越低，信息的效用值則越大，代表該指標越重要；利用熵值法綜合評價實證包括環節。

（1）原始數據標準化

構建指標體系第一步是在多個指標中選擇合適指標，不同指標各細節存在很大不同，包括量綱、數量級等方面，因此，不可直接評價，要先對原始數據進行標準化處理。在該環節使用的主要是極值標準化方法。

正向指標標準化公式為：

式中：MAX(Xj)、MIN(Xj) 代表第j項指標的最大值和最小值。

（2）計算第i年第j指標的比重

式中：k=1/LNm，當Pij=0或Pij=l時，認為PijLNPij=0。

（4）計算第j項指標的變異系數

式中：Gj越大，指標越重要。

（5）計算第j項指標的熵權

（6）計算綜合得分

3.2 對自變量進行熵值法加權

對變量加權時采取熵值法的優點是更好體現其所對應的變量在所有變量中的效用價值，同時有利于分析研究。試驗沒有急于進行實證分析，而是對X1、X2、X3中所包涵的所有指標進行熵值法加權，同時對X11、R&D經費支出X12進行加權，對X21、X22、X23、X24、X25、X26、X31、X32進行加權，分別是X1、X2、X3，得到的數據見表1。

表1 變量原始數據

3.3 ADF檢驗

考慮到不同變量之間存在相應的自相關性，所以將表1數據在對數化形式的基礎上進行ADF檢驗。

3.3.1 建立多元線性回歸模型

3.3.2 ADF平穩性檢驗

結論并不能馬上確定哪個是對因變量影響最大自變量，前提是確保時間序列的平穩性符合相關要求，否則，就不再具有平穩時間序列的隨機趨勢或確定趨勢的統計恃征，會導致“偽回歸”現象產生，因此在確定最終研究結論之前需對所有自變量進行平穩性檢驗。

據表2所知，所有變量的ADF值都在t值臨界值以下，可以判斷這些變量都屬于二階單整，符合回歸檢驗的相關要求。

表2 ADF平穩性檢驗

3.4 協整檢驗

因為變量都屬于一階單整，可以采用E-G兩步法對所有變量做協整檢驗。第1步以自變量為解擇變量，因變量為被解釋變量進行回歸；第2步則是進行平穩性檢驗，檢驗對象是上一步回歸結果的殘差，如果殘差符合ADF平穩性的相關標準，就能確定第一階段中各個方面在影響食品消費結構升級中作用最大的因素，同時該因素也會對食品消費結構升級產生不小影響，它們之間的關系往往穩定性較強。

3.4.1 協整檢驗回歸

根據Eviews 6.0可以得出：

3.4.2 殘差平穩性檢驗

據表3可知，時間序列的ADF值符合檢驗標準，殘差符合ADF平穩性的相關標準，可以確定第一階段中各個方面對食品消費結構升級產生影響很大，它們之間穩定性較強。

表3 時間序列的ADF檢驗結果

3.5 實證小結

3.5.1 存在長期均衡關系

流通規模等三大因素都在不同程度影響著食品消費結構升級水平，加上它們之間的均衡關系長期而穩固。T檢驗發現，該模型中的變量LNX1、LNX2、LNX3都顯著；不同模型對應的估計標準直接決定著回歸直線精度的高低，回歸該值為0.060 0，具備極高精度，具有較強代表性；此外，通過該模型的決定系數可知，該模型具備很高的擬合優度。因此，食品消費結構升級很大程度取決于流通和消費兩大環節，它們之間的關系較為穩固。

3.5.2 自變量系數分析

從X1、X2、X3的指標系數符號都為正可以看出，其實際經濟意義較大，隨著X1、X2、X3每增加1%，食品消費結構升級水平也分別會增加0.075 4%，0.216 7%和0.079 3%；另一方面，X1和X3的系數分別為0.075和40.079 3，而X2的系數為0.216 7，X1和X3的系數均小于X2的系數，說明食品消費結構升級過程中，X2發揮的作用最大，所以未來食品消費結構升級要對X2即流通環節給予足夠重視。

4 結語

在社會再生產的3個因素X1、X2、X3即生產、流通、消費中，X2（流通環節）在食品消費結構升級整體格局中發揮的作用最大，X31（城市化水平）和X32（受教育程度）的食品消費環節所發揮的作用第二，第三則是X11（企業固定資產投資）和X12（經費投入）代表的生產環節。因此可以看出研究流通產業對食品消費結構升級意義深遠。在現實生活中，流通領域直接影響著社會穩定，和人們日常生活息息相關，尤其是經歷金融危機后，為了讓中國逐漸擺脫外需主導的經濟發展模式，對發展流通業的深遠意義引起重視。為流通產業的可持續發展創造有利的宏觀條件，可以將發展流通產業作為重要戰略措施。除此之外，流通業還和國民經濟的發展息息相關，流通引導的食品消費可以為拉動國民經濟發展創造積極條件。因此，要實現社會主義市場經濟平穩運行、保障國民經濟整體水平的提高就需要重視流通業的發展。