多元消費與產(chǎn)業(yè)升級：基于空間溢出與門檻特征的實證

許定潔 副教授

（重慶電子工程職業(yè)學院 重慶 401331）

引言與文獻回顧

多元化是新時期社會消費結構調整的一個重要特征，隨著我國溫飽問題的基本解決，居民的消費內(nèi)容逐漸豐富，消費結構更加優(yōu)化，反饋到生產(chǎn)部門則表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結構的調整與生產(chǎn)行業(yè)的重組。此外，多元消費的這種經(jīng)濟效應還會受到地方社會環(huán)境的影響，在不同社會因素的約束下表現(xiàn)出階段性的變化特征。本文力求從空間計量層面實證分析多元消費對產(chǎn)業(yè)升級影響的空間溢出與門檻特征，以期為區(qū)域經(jīng)濟的均衡發(fā)展提供實證參考。

消費的多元化趨勢是我國居民生活水平提升的現(xiàn)實反映，這一過程突出表現(xiàn)為非生存必需品消費支出的增長，而用于滿足基本生活需求的生存資料消費卻在相對下降，這也是服務業(yè)市場需求不斷擴大的過程。正如丁琪、陳剛（2019）在研究中指出，服務型消費需求的擴大為第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展提供了良好的市場環(huán)境，也為產(chǎn)業(yè)升級的深入推進提供了有利的市場條件。張夢霞（2020）等人指出，引導海外高端消費回流、促進國內(nèi)消費增長對產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化轉型起著明顯的促進作用。潘錫泉（2019）認為，我國居民消費結構呈現(xiàn)出多元化趨勢，服務、文化、信息與綠色消費已經(jīng)成為現(xiàn)階段居民消費升級的主流方向，而消費升級的不斷推進也為產(chǎn)業(yè)轉型提供了時代機遇，引導著我國產(chǎn)業(yè)部門的空間重組。但是，也有研究指出，多元化消費的經(jīng)濟溢出受到區(qū)域社會環(huán)境的影響呈現(xiàn)出明顯差異，這也導致多元消費對產(chǎn)業(yè)升級的積極作用在不同時期與地域存在著非線性變化。例如，朱孟曉（2012）從產(chǎn)業(yè)升級的社會阻力視角指出，我國產(chǎn)業(yè)結構的空間布局具有一定的歷史穩(wěn)定性，消費擴大是產(chǎn)業(yè)升級的必備市場條件，但是在傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)布局的影響下，消費擴大所產(chǎn)生的積極效應相對有限。邢國繁（2019）認為，我國服務消費增長的經(jīng)濟效應并不存在區(qū)域普適性，其對產(chǎn)業(yè)升級的影響作用也存在著一定的區(qū)域差異。

綜上所述，以往研究側重從線性關系的視角分析居民消費與產(chǎn)業(yè)升級的關系，難以排除由于空間地理因素造成的額外干擾，有關多元消費與產(chǎn)業(yè)升級的空間關系及非線性特征仍然有待進一步探索。對此，本文擬在空間計量模型基礎上，實證分析多元消費與產(chǎn)業(yè)升級的空間關系，探討在不同經(jīng)濟水平下兩者的非線性關系，以期為社會消費與產(chǎn)業(yè)優(yōu)化的協(xié)同發(fā)展提供參考。

變量及數(shù)據(jù)選取

被解釋變量：產(chǎn)業(yè)升級。新常態(tài)時期，產(chǎn)能過剩問題日益突出，產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化轉型已經(jīng)成為我國經(jīng)濟高質量發(fā)展道路上亟待解決的關鍵問題。從產(chǎn)業(yè)升級的歷史變遷來看，我國主導產(chǎn)業(yè)發(fā)生了多次調整過程，現(xiàn)階段主要表現(xiàn)為第二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)過渡。因此，本文采用了第三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟產(chǎn)值占比衡量產(chǎn)業(yè)升級水平，其計算公式如下：產(chǎn)業(yè)升級=第三產(chǎn)業(yè)增加值/國內(nèi)生產(chǎn)總值×100% （1）

從上述公式中可以看到，產(chǎn)業(yè)升級的取值越大意味著產(chǎn)業(yè)水平越高；反之，產(chǎn)業(yè)升級的取值越小意味著產(chǎn)業(yè)水平越低，記為y。

表1 LLC 單位根檢驗結果

解釋變量：多元消費。隨著我國經(jīng)濟水平的提升，居民的消費結構也在不斷優(yōu)化，消費種類日趨豐富，根據(jù)現(xiàn)有消費類型將其分為基礎性消費、發(fā)展性消費與保障性消費三大類型，分別記為x1、x2、x3。基礎性消費主要是用于滿足人們的基本生存與生活需要，即包括衣食住方面的消費支出；發(fā)展性消費則是滿足除衣食住消費外的其它服務性消費，這部分消費主要是用于提升居民的生活質量，具體包括交通通信、文化娛樂、家電設備以及其它服務的相關消費支出；保障性消費主要是用于保障居民健康方面的經(jīng)濟支出，包括醫(yī)療與保健消費支出。

控制變量：產(chǎn)業(yè)結構的變化與地方的經(jīng)濟社會環(huán)境存在密切關系，尤其在產(chǎn)業(yè)升級的過程中，高素質人才的知識溢出起著非常重要的作用。在綜合以往研究的基礎上，本文選取了教育水平、固定資產(chǎn)、經(jīng)濟水平與財政支出作為控制變量，記為edu、tz、gdp、cz，分別采用每10 萬人中高等教育在校學生數(shù)、固定資產(chǎn)投資總額、人均GDP、國家財政支出衡量。

單位根及空間相關性分析

（一）單位根檢驗

本文選取我國30 個省份的平衡面板數(shù)據(jù)，在進行后續(xù)回歸分析前對各變量的平穩(wěn)性進行分析。從表1 中看到，在水平條件下，基礎性消費的單位根仍然存在（5%水平），因此需要對各變量做一階差分處理，經(jīng)過調整后，各變量的一階變換值均在1%水平上達到顯著，這也就意味著各變量存在著同階平穩(wěn)性。

（二）全局空間自相關分析

空間計量分析的前提是各變量存在空間自相關性，通常可以采用Moran’I 指數(shù)對變量的空間自相關進行檢驗。文中選取了鄰接矩陣作為空間矩陣的基本形式，Moran’ I指數(shù)的具體計算公式如下：

查詢時通過對session中是否存有用戶id判斷是否登錄，如有登錄則進行在線查詢，沒有登錄則進行離線查詢。在線查詢直接使用TrainSpider中getTrainData()獲取車票信息。離線查詢則調用SearchController到SearchService到SearchDao中獲取數(shù)據(jù)庫中對應查詢條件的數(shù)據(jù)。查詢需要使用數(shù)據(jù)庫中對應的車站信息，所以還需要從SearchDao中獲取車站信息來進行輔助。

Moran’I 的取值范圍為-1 至1，隨著Moran’I 指數(shù)的絕對值增大，空間相關性也就越強。表2 為主要變量的全局Moran’I 值測算結果。

從表2 中看到，2005 ～2018 年各變量的Moran’I 值均在1%水平上達到顯著，這也就意味著各變量均存在顯著的空間自相關性，說明上述各變量均存在著明顯的空間集聚特征。因此，有必要采用空間計量模型對多元消費與產(chǎn)業(yè)升級的關系做進一步分析。

表2 基于全局Moran’I 值的空間自相關分析

多元消費對產(chǎn)業(yè)升級影響的空間溢出

（一）空間面板模型構建

傳統(tǒng)線性面板回歸在對變量的空間關系檢驗中存在著一定的局限性，鑒于多元消費與產(chǎn)業(yè)升級存在著顯著的空間自相關性，我們采用了空間計量模型對兩者的空間關系做進一步討論。具體而言，一是Anselin 提出的空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM），二是空間杜賓模型（SDM）。

表3 空間計量模型回歸估計結果

1.空間滯后模型設定：

在式（4）中，ρ為空間自回歸系數(shù)，ε為空間權重矩陣，μ為空間固定效應，空間誤差模型的設定為空間滯后變量，此時ρ為空間滯后參數(shù)。

2.空間誤差模型設定：

3.空間杜賓模型設定：

式（6）中，W_X 與W_K 分別為多元消費與控制變量的空間項。

（二）空間面板回歸估計結果

本文對多元消費與產(chǎn)業(yè)升級的空間滯后模型、空間誤差模型與空間杜賓模型進行了估計。從表3 中看到，空間滯后模型的Log-Likelihood 值明顯大于空間誤差模型，這也說明空間滯后模型的估計結果更加有效。不過鑒于對比分析，本文將三模型估計結果的經(jīng)濟含義均進行了相關解釋，結果如表3 所示。

空間滯后模型的空間滯后參數(shù)在1%水平上達到顯著，這說明我國產(chǎn)業(yè)升級現(xiàn)象存在著空間溢出性，即某一省份的產(chǎn)業(yè)水平不僅與本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級速率存在密切相關，還會受到鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級進程的影響。周邊省份產(chǎn)業(yè)升級水平每提升1 個百分點，可以有效促進本地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級提升0.568 個百分點。

空間誤差模型反映的是鄰近區(qū)域社會因素的空間溢出效應，從空間誤差參數(shù)的估計值來看，也在1%水平上達到顯著，這一現(xiàn)象說明鄰近地區(qū)的社會環(huán)境對本地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級具有顯著的空間溢出性。根據(jù)參數(shù)值大小可以將其解釋為：鄰近省份社會環(huán)境的改善水平每提升1 個百分點，可以對本地產(chǎn)業(yè)升級起到0.835 個百分點的正向溢出作用。

從空間杜賓模型的估計結果可以看到，空間滯后參數(shù)并不顯著，并且參數(shù)值為負，這一結果表明多元消費對鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級的空間溢出并不明顯，甚至在某種程度上存在著一定的抑制作用。不過對比不同類型消費支出的空間系數(shù)值可以看到，基礎性消費在10%水平上表現(xiàn)出顯著正向作用；發(fā)展性與保障性消費的空間系數(shù)在1%水平上存在顯著促進作用，而控制變量的空間系數(shù)對產(chǎn)業(yè)升級并沒有表現(xiàn)出顯著影響，甚至固定資產(chǎn)與財政支出表現(xiàn)出一定的抑制作用。這一現(xiàn)象說明，多元消費對產(chǎn)業(yè)升級的空間溢出效應受到地方社會因素的干擾，并且在社會因素的約束下多元消費的整體效應明顯削弱了。

表4 門檻效應顯著性估計結果

表5 門檻臨界值及置信區(qū)間

表6 門檻效應回歸估計結果

多元消費對產(chǎn)業(yè)升級影響的門檻特征

（一）門檻效應模型設定

進一步構建門檻效應模型對多元消費與產(chǎn)業(yè)升級的非線性關系進行分析，采用經(jīng)濟水平作為門檻變量，用于綜合反映地方的經(jīng)濟社會發(fā)展狀況，三類消費支出分別作為核心解釋變量納入模型，模型基本構建形式如下：

式（7）中，gdp為經(jīng)濟水平，X為居民消費支出，j為消費支出的類別下標，包括基礎性、發(fā)展性與保障性三種消費類型，r為經(jīng)濟水平的門檻臨界值。

（二）門檻特征的實證檢驗

基于對多元消費的類型劃分，表4 中模型1-模型3分別為三類消費支出作為核心解釋變量的門檻效應顯著性估計結果。從表4 中看到，模型1-模型3 均在單門檻效應檢驗下達到顯著，雙門檻效應均在10%水平數(shù)顯著，三門檻效應的檢驗結果均不顯著，說明在經(jīng)濟水平的約束條件下，基礎性、發(fā)展性與保障性消費對產(chǎn)業(yè)升級的影響均表現(xiàn)出顯著的兩階段變化，表5 給出了相應的門檻臨界值及置信區(qū)間：

在各類消費作為核心解釋變量的情況下，經(jīng)濟水平的單一門檻值及置信區(qū)間相同，從這一現(xiàn)象可以初步推測，不同經(jīng)濟地帶下的居民消費結構具有相對穩(wěn)定性，根據(jù)臨界值大小，當人均GDP 的對數(shù)值在9.905 以下時，地方的經(jīng)濟發(fā)展狀況處于低水平；當人均GDP 的對數(shù)值在9.905以上時，地方的經(jīng)濟發(fā)展狀況處于高水平。據(jù)此，本文進一步給出了模型1-3 的門檻效應回歸估計結果，見表6 所示。從表6 中看到，各類消費對消費升級的影響作用是非常明顯的，基礎性、發(fā)展性與保障性消費對產(chǎn)業(yè)升級的影響均表現(xiàn)出顯著的兩階段促進作用。隨著經(jīng)濟水平的提升，消費對經(jīng)濟的促進作用呈現(xiàn)出邊際遞減的狀態(tài)，即在經(jīng)濟水平偏高的省份，消費的經(jīng)濟拉動作用相對較小；反之，對于經(jīng)濟水平較低的省份，消費的經(jīng)濟促進作用相對較大。此外，在模型1 ～3 中，當作為控制變量納入模型中時，各類消費對產(chǎn)業(yè)升級的影響也均在1%水平上表現(xiàn)出顯著促進作用。這一現(xiàn)象說明，多元消費對產(chǎn)業(yè)升級的影響作用是顯著存在的，并且對于不同類型的消費支出，這一效應存在著普適性現(xiàn)象。針對多元消費所表現(xiàn)出的邊際報酬遞減現(xiàn)象，其主要原因在于：一是消費市場的相對飽和導致居民消費熱情的下降。居民消費增長與其實際生活需要存在著密切關系，在各類生活需要都達到滿足后，居民的消費支出也會遵循邊際遞減規(guī)律，從而進入相對減少的階段，反饋到供需市場則表現(xiàn)為需求的相對下降，進而對生產(chǎn)規(guī)模的擴大產(chǎn)生一定的約束作用，從而導致其對產(chǎn)業(yè)升級的積極作用出現(xiàn)下降的趨勢。二是生活成本上升對日常消費產(chǎn)生了擠出效應。房價、醫(yī)療費用的上漲是制約我國居民消費持續(xù)增長的重要因素，尤其在房產(chǎn)泡沫的約束下，很多居民在高房價的壓力下出現(xiàn)了減少消費的現(xiàn)象，這也成為現(xiàn)階段影響我國產(chǎn)業(yè)升級的重要阻礙。

結論與建議

本文選取2005 ～2018 年我國30 個省份的面板數(shù)據(jù)，實證分析了我國多元消費對產(chǎn)業(yè)升級的影響作用及門檻特征。主要得到以下結論：我國多元消費對產(chǎn)業(yè)升級具有顯著促進作用，產(chǎn)業(yè)升級的空間外溢性顯著存在，并且地方社會環(huán)境對臨近區(qū)域產(chǎn)業(yè)升級也具有明顯的空間溢出性，但是多元消費的空間外溢性并不顯著，這與地方的社發(fā)展差異存在密切關系；在經(jīng)濟水平的門檻約束條件下，多元消費對產(chǎn)業(yè)升級的影響表現(xiàn)出顯著的非線性變化，隨著經(jīng)濟水平的提升，多元消費的積極作用在相對下降。對此，本文建議如下：

優(yōu)化配置經(jīng)濟社會資源，促進產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級。從本文的研究結論可以看到，地方社會發(fā)展水平的提升對產(chǎn)業(yè)升級的積極作用非常顯著，并且存在明顯的空間外溢性。從推動區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的層面來看，要注重社會資源空間配置的總體均衡，尤其要加大對貧困落后地區(qū)的政策傾斜，在保證財政轉移支付力度的基礎上，注重人才、技術的引進、援助，改善這些地區(qū)長期以來的人才短缺與技術匱乏的局面，為經(jīng)濟社會的結構性治理提供強有力的智力支撐，增強產(chǎn)業(yè)升級的內(nèi)部動力，促進區(qū)域間產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化調整。

不斷完善社會保障服務，促進居民消費的持續(xù)增長。消費增長對產(chǎn)業(yè)升級的積極作用是顯而易見的，然而從現(xiàn)階段我國消費增長的現(xiàn)實情況來看，總量不足、質量偏低仍然是消費市場完善所面臨的突出問題；從促進居民消費增長的角度來看，相關部門要進一步完善社會保障服務，不斷深化醫(yī)療、養(yǎng)老等方面的改革，提高居民的生活幸福感，引導居民消費需求的不斷擴大，促進居民消費結構的不斷優(yōu)化，切實為居民消費水平的提升提供良好的社會保障，促進消費的穩(wěn)步、持續(xù)增長，為產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟結構的優(yōu)化轉型提供強勁驅力。