我國經濟高質量發展與消費的GMM 分析
——基于區域節能減排效率視角

李 濤 副教授 喬 彬 教授

（太原科技大學經濟與管理學院 山西太原 030024）

引言

在當前高質量發展以及 “構建國內國際雙循環相互促進的新發展格局” 的大背景下，依靠大量消耗資源來實現經濟快速增長的局面更加難以為繼，通過節能減排促進高質量發展迫在眉睫。由于消費是GDP 的重要組成部分，消費方式的轉化是釋放當前面臨環境壓力的主要路徑之一，消費方式轉換直接與高質量發展相關聯。原因在于：第一，消費發展方式具有內生性。根據西方經濟學理論，消費是一切經濟活動的起點、終點和新的起點，直接決定經濟發展規模和質量。第二，消費發展方式具有導向性。市場經濟是需求導向型經濟，也就是消費導向型經濟。消費需求不僅有拉動作用，而且有引導投資科學合理運轉、推動服務業發展、驅動創新，進而提升產業結構的作用。所以轉變消費方式對于高質量發展中的節能減排、驅動創新以及實現人與經濟、社會、自然協調發展意義重大。

已有不少學者對消費與高質量發展關系進行深入研究。FAGD Butter 和MW Hokes 發現，環境專家普遍認同消費者和生產者的偏好和行為轉變對于解決環境退化問題具有重要作用，因而產生系統創新或所謂高質量發展的需要。陳彥斌等和劉民坤等認為提高居民消費占 GDP 的比重等有助于更好推動經濟高質量發展。張友國運用投入產出法測算出中國GDP 碳排放強度因經濟發展方式的變化而顯著下降，比率高達66%；以外，還有很多學者如邵帥等、張嘉昕等的研究均表明節能減排需要對消費系統進行優化升級才能更加有效推動中國經濟發展方式轉變；P Velar，et al. 認為，雖然轉變經濟發展方式與技術變化有關，但實證研究證明轉變高質量發展與新的商業模式相關性更強，得出生產者應從新商業模式中攫取更多價值的結論。盡管洪宇等構建了我國經濟高質量發展指數，劉娜娜從行業出發分析了產業結構與高質量發展的關系，但總體來說現有文獻缺乏對作為終端需求的消費與高質量發展的分析研究。

本文的邊際貢獻在于構建了一個微觀經濟學理論模型，將擴展的環境成本、節能變量內部化至高質量發展中，從分析消費者效用最大化、生產者利潤最大化行為中找出高質量發展與消費的關系，并采用2011-2018 年全國29個省份面板數據，分析我國區域消費動態變化、消費結構動態變化與高質量發展的關系，并使用GMM 動態面板數據進行檢驗。

高質量發展的微觀經濟學分析

以P.Romer（1990）和Grossman &Helpman（1991）的R&D 模型為基礎，將高質量發展與生產函數和消費者函數聯系起來，認為生產函數既包括生產技術，還包括高質量發展的節能減排、節能降噪等技術；生產者的成本函數既包括資本和勞動成本，還包括環境成本；低碳消費帶來的享受宜人環境的效用被包括在消費者效用函數內，研究生產者利潤最大化和消費者效用最大化行為在此假設下展開。

（一）模型假設

假設1：將技術分為兩大類即產品生產技術和環保技術。

假設2：生產成本中不僅有勞動成本和資本成本，還應有環境成本。

假設3：假設消費者效用函數不僅包含消費產品和服務的效用，還應包括享受健康怡人的環境給消費者帶來的福利。

根據上述假設，將生產函數定義為：

式中：Q代表產出，t代表時間，K代表資本，L代表勞動，E代表環境。A1(t)和A2(t)分別為產品生產技術和環保技術。

（二）高質量發展與生產者行為分析

對式（1）取自然對數，得到：

式中，μK、μA1、μL、μA2、μE分別為資本效率、產品生產技術效率、勞動效率、高質量發展、環境利用和保護效率。

生產者不僅要支付資本和勞動的成本，還要額外支付環境成本，利潤函數表示為：

式中，π（gains）表示利潤，TR 表示總收益，TC 表示總成本。計算公式如下：

式中，p 表示產品或服務的價格，w 表示勞動的價格，i 表示資本的價格，r 表示環境的價格。

生產者追求最大化利潤，因而有：

利潤最大化的一階條件為：

解得：

由邊際產量的定義，可得：

在完全競爭和利潤最大化條件下，式（6）表明各生產要素的MP 值與自身價格與產出價格之比相等，證明生產者應該如何組織生產才能在存在環境成本的條件下實現最大化利潤。

（三）高質量發展與消費者行為分析

消費者的效用函數為：

式中：u(·) 表示消費者的即期效用函數，1-μ 為消費產品所占的份額，則環境消費所占的份額為μ。

假設消費者不僅消費產品和服務，還要享受健康怡人的環境。消費者在約束下尋求效用最大化的問題，即為：

可見，消費產品和環境與消費支出份額呈正向關系，與價格呈反向關系，與可支配收入呈正向關系。由式（6）可得：

由此可見，綠色GDP 與可支配收入和環境消費份額均成正比關系，而與環境生產指數成反比關系。通過理論分析得到高質量發展與消費的關系，是否成立還有待于實際數據檢驗。

高質量發展與消費的經驗分析

（一）變量說明和樣本選取

變量說明。首先采用簡化的綠色GDP 核算方法，即在GDP 中核減了國家或區域環境保護投入后的剩余部分，用公式表示為：

式中GGDP（Green GDP）為綠色國內生產總值，EPI為環境保護投入（Environmental protection investment）。

式（14）中ESE 為高質量發展；EN 為能源消耗量。分子將環境成本納入國民經濟核算體系，即在國內生產總值中扣除了環境損害和退化引起的環境治理和恢復成本，分子表示減排效果，其越大說明減排效果越明顯；分母表示節能效果，分母越小說明節能效果越明顯。提升高質量發展一方面可以通過減少環境污染來實現，另一方面也可以通過較少的能源消耗獲得較高經濟產出來實現。能源用各省區每年使用萬噸標準煤進行衡量。

解釋變量中以每年各省區人均消費量作為消費（CON）的測度指標；消費結構（CONS）指標采用各省區居民食品支出占總支出比例來測度。

為了控制模型回歸結果，本文選取其他一些可能影響高質量發展的因素作為控制變量，分別為產業結構變量、城市化率變量和資本規模變量（張軍，2004），各變量定義如表1 所示。

樣本選取。本文采集2011-2018 年全國各省區數據（西藏除外，重慶數據并入四川），由此，面板數據包括29 個截面單位8 年的232 個樣本觀察值。其中，東部地區包括：遼寧、河北、北京、天津、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東和海南；中部地區包括黑龍江、吉林、山西、河南、湖北、湖南、安徽和江西；西部地區包括新疆、甘肅、內蒙古、寧夏、青海、陜西、四川、云南、貴州和廣西。數據來源于《中國統計年鑒》《中國工業經濟統計年鑒》《中國科技統計年鑒》和各省統計年鑒、各省統計公報及高校財經數據庫。

（二）研究方法

為了避免變量存在互為因果的可能性，本文采用Arellano 和Bond（1991）以及 Arellano 和Bover（1995）使用的系統GMM 方法，很好地解決了變量聯合內生性問題。

為了使假設檢驗具有穩健性，除了選取合適的動態工具變量外，本文在使用GMM 估計時在方差計算上采用傳統異方差序列相關穩健性估計量計算標準誤，將懷特逐期協方差矩陣代入最小化正交矩陣中，對其最小化，確保了GMM 估計量和方差估計的一致性和穩健性。

設定的提升高質量發展與消費（模型1）的GMM 模型估計方程為：

式中，i 表示個體，t 表示時間，內生變量為高質量發展，外生控制變量為其他解釋變量，待估計各變量參數為c1，α1，α2，…，αn，隨機誤差項為εit。

設定的高質量發展與消費結構（模型2）的GMM 模型估計方程為：

GMM 通過差分或使用工具變量控制未觀察到的時間和個體效應，使用Arellano-Bond 檢驗一階序列相關性。本文使用前期解釋變量和滯后被解釋變量（ESEit-1）作為工具變量克服內生性問題。為了消除特定固定效應，對上式采用一階差分去除個體效應。此外，差分GMM 估計量采用水平值的滯后項作為差分變量的工具變量，系統GMM 估計則進一步采用差分變量滯后項作為水平值的工具變量，即作完一階差分之后，使用ESEit-2作為ΔESEit-1的工具變量，從而增加了可用工具變量，且估計過程同時使用水平方程和差分方程，可以克服差分GMM 估計方法造成的弱工具變量問題。由于通過上面的檢驗，ESEit-2已被證實是有效工具變量，且恰好識別，故無需通過Sargan 檢驗工具變量的有效性。此外，由于中部省份數量與時間維度相同，容易使得廣義矩估計得到不真實的結果，加之由于中西部在經濟發展水平具有一定相似性，故在分析時將中西部數據合在一起，與東部進行比較。

（三）實證結果分析

本文使用STATA12.0 通過逐步剔除不顯著的控制變量而進行多次回歸，通過反復估計篩選，確保了檢驗估計結果（見表2）的穩健性。

表2 顯示，Arellano-bond 檢驗均接受序列不存在自相關的原假設，且各方程因GMM 估計的Wald 值和各估計變量P 值均較理想而整體擬合較好。所以，總體上該動態面板數據模型估計結果合理有效。模型1 和模型2 的估計結果表明，被解釋變量ESE（-1）滯后期對當期值的估計系數均為顯著，表明當期值受上期值的影響顯著。

從表2 結果可知，無論是系統GMM 估計還是差分GMM 估計結果，消費與高質量發展均在5% 或者10% 的統計水平上存在顯著關系，說明通過近年來消費轉型對高質量發展起到一定作用；消費區域效應表明，中西部差分的GMM 結果在10% 的統計水平上顯著，而東部的差分GMM結果和系統的GMM 回歸結果在5% 的統計水平上均顯著。說明近年來東部地區注重綠色消費、低碳消費對于提升高質量發展起到一定效果，中西部與東部相比還有一定差距。

表1 變量名稱及測度方法

表2 高質量發展與消費和消費結構的GMM 模型估計結果（模型1）

從表3 結果可知，系統GMM 估計和差分GMM 估計結果表明，消費結構與高質量發展關系在1% 統計水平上存在顯著關系，但符號為負，恰好與預期相反。從消費結構影響的區域差異來看，東部地區該變量的顯著性水平（1%）反而要比中部（5%）和西部（10%）的顯著性水平要高。由于本文消費結構采用的是恩格爾系數，從理論上來看恩格爾系數越低，消費結構趨于高級化，社會技術創新水平較高，因而轉變生產方式效率應越高。但從該系數區域數值特點來看，東部普遍低于中西部，顯然東部恩格爾系數的降低并沒有實現低碳環保的綠色消費，而中西部由于恩格爾系數比較高，消費停留在初級階段，可能還不足以對環境的破壞達到足夠高的程度。因此，從動態關系上可認為目前我國各區域消費結構尚不盡合理，恩格爾系數較低的東部還未能將收入效應轉化為低碳消費和綠色消費，這仍然是制約高質量發展提升的重要因素之一。

在系統GMM 估計和差分GMM 估計結果中，全國數據結果表明，模型中控制變量——城市化變量（UR）在10% 和1% 的統計水平上對提升高質量發展有顯著影響。從分區域結果來看，在東部的系統GMM 分析結果（模型1）中，城市化變量與被解釋變量呈負相關，反而中西部結果為正。可見，我國樣本期以大城市人口數量激增為主要特點的城市化對于高質量發展帶來負面作用，一定程度上超過資源環境承載能力；而中西部地區城市化水平低加之主要是人口遷出區，因而該變量為正。

表3 高質量發展與消費和消費結構的GMM 模型估計結果（模型2）

控制變量產業結構無論是系統GMM 估計還是差分GMM 估計符號均為正，在1% 的統計水平上高度顯著，說明近年來我國實行的產業結構調整戰略對高質量發展起到一定正向作用。在分區域結果中，東部產業結構均與高質量發展在5% 統計水平上存在顯著關系，但中西部在兩個模型中的結果或者為不顯著或者為負，說明中西部產業結構亟待升級轉型，方能對高質量發展產生正向作用；資本變量在兩個模型中均較顯著，但在模型1 中也出現中西部為負的情況，說明樣本期中西部粗放投資仍然成為制約高質量發展的重要原因。近期我國政府投資放緩，且禁止對產能過剩行業發放新增貸款及以短融券等方式融資，體現了通過調整投資結構帶動高質量發展的決心。

結論及建議

理論和實證分析表明，影響高質量發展的重要因素之一是消費及其結構優化。同時，也反映出我國消費結構、產業結構、投資、城市化在不同區域對被解釋變量的差別影響，更折射出各區域在高質量發展與消費二者關系方面存在一些問題。由此，本文提出：第一，加大消費者進行低碳消費態度的培養和約束，從源頭上遏制對高污染產品需求進而推進高質量發展；第二，加大對生產者能源技術創新的孵化和培育，從載體上推進節能減排戰略進而推進高質量發展；第三，政府通過法律和經濟手段，為形成綠色消費結構提供制度和市場保障。