黃 琨，張 肖

(1.上海海事大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，上海 201306；2.伊利諾伊大學(xué) 香檳分校吉斯商學(xué)院，伊利諾伊州香檳市 IL61801)

購買意愿是影響消費決策的重要因素，消費決策的形成又決定著服務(wù)業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展，進入新時代，消費者的消費習(xí)慣發(fā)生了重大變化，在滿足日常需求的前提下，消費者更加關(guān)注生活的舒適性，便捷的交通、豐富的文娛活動成為消費者生活水平提高的顯著標(biāo)志，極大推動著社會服務(wù)業(yè)的發(fā)展。不過，消費者購買意愿存在明顯的地域特征。個體收入水平在消費者購買意愿與服務(wù)業(yè)發(fā)展關(guān)系中起著何種作用？處理好這三者的關(guān)系對我國消費需求的持續(xù)增長具有重要意義，也是拉動國民經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展的重要前提。

消費者購買意愿的形成對服務(wù)業(yè)的發(fā)展具有重要作用，并且在購買意愿的刺激下，消費者往往會通過多種途徑獲得更大的社會福利，一是在收入不變的情況下，通過減少儲蓄擴大消費實現(xiàn)福利增長；二是在穩(wěn)定支出結(jié)構(gòu)的前提下，不斷提高收入與支出總量，進而實現(xiàn)福利增加。可見，個體收入在購買意愿與服務(wù)業(yè)發(fā)展關(guān)系中的作用并不穩(wěn)定，相關(guān)研究也形成統(tǒng)一定論。如梁向東、賀正楚在研究中指出，購買意愿隨著居民水平的提升發(fā)生著時期性變化，消費者購買意愿與服務(wù)業(yè)的發(fā)展存在著密切相關(guān)性，但是在現(xiàn)有消費結(jié)構(gòu)下兩者的相關(guān)性仍然有待提升。[1]干杏娣、吉紅云從貨幣政策的角度分析了服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響因素，認為貨幣政策的調(diào)整影響著居民的實際收入與支出水平，在不同收入條件下居民的消費決策與購買意愿也表現(xiàn)出階段性差異，從而對服務(wù)業(yè)的發(fā)展速度產(chǎn)生影響。[2]鄧于君、李美云從消費的角度驗證了居民購買意愿對服務(wù)業(yè)的積極作用，認為消費需求的上升決定著服務(wù)業(yè)的發(fā)展方向，個體收入差異又在兩者關(guān)系間起著額外影響。[3]陳霞、劉建民認為消費意愿的變化對服務(wù)業(yè)的優(yōu)化升級具有重要影響，并且消費者購買意愿對服務(wù)業(yè)的促進作用要明顯高于出口、投資等其他因素的影響。[3]譚黎陽等對我國服務(wù)業(yè)的產(chǎn)出效率進行了綜合評價，在西部地區(qū)受到經(jīng)濟發(fā)展水平與居民收入的影響，居民表現(xiàn)出相對較低的購買意愿，從而導(dǎo)致消費需求對服務(wù)業(yè)的影響作用相對較小。[4]盛光華基于綠色消費的角度指出，消費者對環(huán)保產(chǎn)品購買意愿的增強更有利于帶動綠色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而政策環(huán)境對購買意愿的影響作用產(chǎn)生著額外影響。[5]王新剛、張琴認為商品品牌的形成對消費者具有較強的吸引力，相對于普通產(chǎn)品，消費者在品牌商品方面的購買意愿更強，對高品質(zhì)服務(wù)業(yè)行業(yè)的發(fā)展也表現(xiàn)出較大的促進作用，而個體屬性的差異又影響最終的消費決策。[6]

從以往研究來看，消費者購買意愿對服務(wù)業(yè)的發(fā)展具有重要影響，不同商品類型的購買意愿對相關(guān)行業(yè)的發(fā)展存在一定的促進作用，但是購買意愿往往受到個體屬性特征的影響，還與地方政策環(huán)境存在著較大的相關(guān)性，這就導(dǎo)致購買意愿在轉(zhuǎn)化為購買決策的過程中出現(xiàn)一定偏差，導(dǎo)致其對服務(wù)業(yè)的影響作用存在波動性。但是，以往研究并沒有客觀分析個體收入在購買意愿與服務(wù)業(yè)發(fā)展關(guān)系中的具體作用，本文擬從我國省級面板數(shù)據(jù)的角度實證分析個體收入在購買意愿與服務(wù)業(yè)發(fā)展關(guān)系中的影響作用。由此提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：個體收入、購買意愿與服務(wù)業(yè)發(fā)展水平兩兩相關(guān)。

假設(shè)2：購買意愿對服務(wù)業(yè)發(fā)展具有顯著促進作用。

假設(shè)3：個體收入在購買意愿與服務(wù)業(yè)發(fā)展間存在中介效應(yīng)。

假設(shè)4：個體收入在購買意愿與服務(wù)業(yè)發(fā)展間存在遮掩效應(yīng)。

1 研究方法與數(shù)據(jù)說明

1.1 研究方法

本文采用中介效應(yīng)模型對個體收入、購買意愿與服務(wù)業(yè)發(fā)展三者的關(guān)系進行實證分析，中介效應(yīng)的分析原理即檢驗自變量是否會通過中介變量對因變量產(chǎn)生影響。首先采用逐步分析方法對中介效應(yīng)進行檢驗，若逐步法下的中介效應(yīng)顯著存在則停止檢驗；若逐步法的中介效應(yīng)難以檢驗出間接效應(yīng)則需要繼續(xù)采用bootstrap進行檢驗，若間接效應(yīng)顯著則對直接效應(yīng)進行檢驗進行最后的立論，若不顯著則停止檢驗，即不存在中介效應(yīng)。具體檢驗流程見圖1。

圖1 中介效應(yīng)檢驗流程圖

由此可以將購買意愿、個體收入與服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的中介流程模型表達為圖2形式：

圖2 購買意愿、個體收入與服務(wù)業(yè)發(fā)展的中介效應(yīng)關(guān)系圖

根據(jù)圖2中的流程圖形式可以將中介效應(yīng)檢驗分為式(1)-(3)三個步驟：

Y=cX+D

(1)

M=aX+D

(2)

Y=c’X+bM+D

(3)

式(1)-(3)中，中介效應(yīng)可以分為兩部分，即當(dāng)a、b均顯著時意味著個體收入在購買意愿對服務(wù)業(yè)的影響中存間接效應(yīng)，當(dāng)c’顯著時意味著直接效應(yīng)顯著，當(dāng)ab與c’符號相同時意味著存在中介效應(yīng)，否則按遮掩效應(yīng)立論，中介效應(yīng)或遮掩效應(yīng)的大小即∣a·b∣。

1.2 數(shù)據(jù)說明

因變量：服務(wù)業(yè)發(fā)展水平。本文采用第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值衡量服務(wù)業(yè)發(fā)展水平，第三產(chǎn)業(yè)囊括了交通、衛(wèi)生、教育等所有的服務(wù)業(yè)生產(chǎn)部門，也被稱為公共服務(wù)業(yè)，在江小涓等人的研究中也普遍采用這一指標(biāo)衡量服務(wù)業(yè)發(fā)展水平，指出其具有指標(biāo)的綜合性、便捷性與易獲得性等優(yōu)點[7]，因此本文也采用這一指標(biāo)衡量服務(wù)業(yè)發(fā)展水平，記為Y。

自變量：購買意愿。根據(jù)居民的消費支出結(jié)構(gòu)可以將購買意愿劃分為多種類型，衣食住行用是保障居民日常生產(chǎn)生活的必需支出，教育文化娛樂等消費支出則是在保障日常消費支出前提下用于個體發(fā)展方面的消費，此外，從生命周期的角度而言，個體需要承擔(dān)醫(yī)療保障方面的支出。根據(jù)上述各類支出結(jié)構(gòu)，本文將購買意愿劃分為基礎(chǔ)性、發(fā)展性與保障性三種類型，分別以各類購買意愿支出占總消費支出的比重衡量，分別記為X基礎(chǔ)性、X發(fā)展性、X保障性。

中介變量：個體收入。采用我國省區(qū)的城鎮(zhèn)居民可支配收入衡量，這一指標(biāo)能夠綜合反映出居民在一段時期內(nèi)的收入總和，記為M。

控制變量：服務(wù)業(yè)的發(fā)展除了受到個體收入、購買意愿的影響外，還與地方的經(jīng)濟環(huán)境存在著密切關(guān)系，參考申玉銘等人的研究[8]，本文選取消費需求、GDP與城鎮(zhèn)化水平作為控制變量，分別記為consume、gdp、urb，為了消除共線性問題，采用因子分析方法對上述三項指標(biāo)進行因子分析評價，最終得到經(jīng)濟因子作為單一控制變量，記為D。表1即根據(jù)因子分析方法測算得到的經(jīng)濟因子評價模型。

表1 經(jīng)濟因子的綜合評價分析

從表1中可以看到，消費需求、GDP與城鎮(zhèn)化三項指標(biāo)所得到的公因子共解釋了經(jīng)濟因子總方差貢獻的72.661%，表2為標(biāo)準(zhǔn)化處理后的經(jīng)濟因子均值描述結(jié)果。

表2 為經(jīng)濟因子分析的均值描述結(jié)果

此外，本文采用2005—2017年我國31省區(qū)的面板數(shù)據(jù)。為了減少模型的內(nèi)生性問題，個體收入與服務(wù)業(yè)發(fā)展水平進行對數(shù)處理，購買意愿與經(jīng)濟因子采用原序列。

2 實證分析過程

2.1 相關(guān)分析

首先對個體收入、購買意愿與服務(wù)業(yè)發(fā)展水平進行相關(guān)分析，為了提高后續(xù)研究結(jié)果的有效性，也將控制變量納入相關(guān)分析中，以便驗證各變量之間是否顯著存在兩兩相關(guān)性，具體檢驗結(jié)果見表3。

表3 各變量間的相關(guān)關(guān)系矩陣

由表3可知，各變量之間均存在顯著相關(guān)關(guān)系，假設(shè)1成立。其中，基礎(chǔ)性與發(fā)展性、保障性購買意愿均存在顯著負相關(guān)性，即居民基礎(chǔ)性消費支出與保障性、發(fā)展性消費支出存在著此消彼長的關(guān)系，基礎(chǔ)性購買意愿水平的提升會對其他商品種類購買意愿產(chǎn)生一定的擠出效應(yīng)?；A(chǔ)性與發(fā)展性商品的購買意愿與服務(wù)業(yè)發(fā)展之間存在顯著正相關(guān)性，而保障性商品的購買意愿與服務(wù)業(yè)發(fā)展存在顯著負相關(guān)性；基礎(chǔ)性商品購買意愿與個體收入存在顯著正相關(guān)，而發(fā)展性與保障性商品的購買意愿與個體收入均存在顯著負相關(guān)性；個體收入與服務(wù)業(yè)發(fā)展水平存在顯著相關(guān)性。此外，各類商品的購買意愿、個體收入、服務(wù)業(yè)發(fā)展水平與控制變量之間均存在顯著相關(guān)性。

2.2 個體收入在購買意愿與服務(wù)業(yè)發(fā)展關(guān)系間的影響效應(yīng)分析

通過相關(guān)分析可知，個體收入、購買意愿與服務(wù)業(yè)發(fā)展之間存在顯著的兩兩相關(guān)性，符合中介效應(yīng)檢驗的前提條件。首先，以服務(wù)業(yè)發(fā)展水平為因變量，以購買意愿為自變量進行回歸分析(見模型1)；其次，在模型1基礎(chǔ)上納入控制變量繼續(xù)進行回歸(見模型2)，以對比在控制變量的影響下模型的擬合優(yōu)度變化，檢驗控制變量納入模型中的必要性，具體結(jié)果見表4。

表4 購買意愿對服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的影響分析

由表4可知，對比模型1與模型2可知，模型2的R方顯著高于模型1，能夠?qū)δＰ偷姆讲钭儺惤忉?7.5%，說明模型2估計結(jié)果的有效性相對較高。具體來看各變量對服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的影響作用，基礎(chǔ)性購買意愿對服務(wù)業(yè)的影響作用最大，其次為保障性購買意愿，發(fā)展性購買意愿的影響作用最小，根據(jù)系數(shù)值的大小來看，基礎(chǔ)性、保障性、發(fā)展性購買意愿每提升1個百分點分別可以帶動服務(wù)業(yè)發(fā)展水平提高2.964、0.427與2.896個百分點。結(jié)果說明，購買意愿對服務(wù)業(yè)發(fā)展水平具有顯著影響作用，即c1、c2、c3顯著，假設(shè)2成立?？梢岳^續(xù)采用逐步法對系數(shù)a和b進行檢驗。以個體收入為因變量，以基礎(chǔ)性、保障性與發(fā)展性購買意愿為自變量，控制變量不變進行回歸，繼續(xù)對系數(shù)a進行檢驗，具體結(jié)果如表5。

表5 購買意愿對個體收入的影響分析

由表5可知，首先，基礎(chǔ)性、保障性與發(fā)展性購買意愿對個體收入的影響均表現(xiàn)出顯著促進作用，并且在1%水平上達到顯著性，模型的R方與F檢驗也較為理想，說明模型的構(gòu)建較為合理。對比估計系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，保障性購買意愿對個體收入的影響作用最大；其次，為基礎(chǔ)性購買意愿；最后，為發(fā)展性購買意愿。根據(jù)上述結(jié)果可知，系數(shù)a滿足了中介效應(yīng)的顯著性要求。繼續(xù)對b進行檢驗，即以服務(wù)業(yè)發(fā)展水平為因變量，控制變量不變，購買意愿與個體收入同時作為自變量進行回歸分析，檢驗系數(shù)b是否顯著，表6為具體結(jié)果。

表6 個體收入、購買意愿對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響分析

由表6可知，個體收入的系數(shù)值b在1%水平上達到了顯著性，綜合上文中系數(shù)a的檢驗結(jié)果可知間接效應(yīng)顯著。此外，在個體收入納入模型中后，購買意愿對服務(wù)業(yè)的影響作用仍然顯著，說明直接效應(yīng)顯著，不過對比ab與c’的符號可以發(fā)現(xiàn)，兩者呈現(xiàn)出相反性，即個體收入在購買意愿與服務(wù)業(yè)發(fā)展水平中的作用表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)，假設(shè)3不成立，假設(shè)4成立。個體收入對基礎(chǔ)性、保障性與發(fā)展性購買意愿與服務(wù)業(yè)發(fā)展關(guān)系中的遮掩效應(yīng)大小分別為：2.834、0.427、2.964(|a·b|)，即在不考慮個體收入時，購買意愿對服務(wù)業(yè)的影響效應(yīng)被弱化了，而個體收入納入方程后，購買意愿的影響作用得到了增強。

分析原因在于，消費不足仍然是制約經(jīng)濟持續(xù)增長的主要原因，尤其在傳統(tǒng)理財觀念的影響下，我國居民的消費支出較為保守，更傾向于選擇儲蓄理財，如在2017年我國居民的消費支出占收入水平的比重為67.8%，較2005年的76.4%下降了8.6個百分點，并且在2005—2017年消費占收入比重整體上呈現(xiàn)出下降的狀態(tài)，也意味著消費支出相對于收入水平一直表現(xiàn)出較低的增長速度，并且隨著個體收入水平的提升，消費的滯后性也更加明顯，這也就解釋了個體收入對服務(wù)業(yè)發(fā)展沒有起到應(yīng)有的促進作用；[9-10]但是，消費者購買意愿的增強卻在激勵著個體尋求更多途徑獲得收入，并且從總量的變化趨勢來看，2005—2017年消費支出是在不斷增長的，從而推動了服務(wù)業(yè)的持續(xù)發(fā)展，這也是在個體收入的影響下購買意愿對服務(wù)業(yè)表現(xiàn)出更為強烈促進作用的重要原因。[11]此外，對比基礎(chǔ)性、發(fā)展性與保障性購買意愿對服務(wù)業(yè)發(fā)展的估計系數(shù)可以看到，基礎(chǔ)性購買意愿的促進作用最大，而發(fā)展性購買意愿的促進作用最小，究其原因在于，從各項商品的購買意愿支出構(gòu)成來看，基礎(chǔ)性消費支出仍然是我國居民消費支出的主要內(nèi)容，大部分時期的占比都在70%以上，而發(fā)展性消費支出的占比相對較小，并且教育文化事業(yè)的發(fā)展一般屬于國家財政負擔(dān)的公益性部門，盈利性不強，其經(jīng)濟增長彈性相對較低，難以形成服務(wù)業(yè)發(fā)展的有效驅(qū)力，這也就解釋了兩類購買意愿對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響差異。保障性購買意愿對服務(wù)業(yè)的影響作用也相對較大，但是我國居民保障性消費支出的占比并不高，主要原因在于保障性消費支出與我國的服務(wù)業(yè)部門的關(guān)聯(lián)更為密切，單位保障性消費支出具有較高的經(jīng)濟增長彈性，從而對服務(wù)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生較強的促進作用。[12]

3 結(jié)論

對我國2005—2017年個體收入、購買意愿與服務(wù)業(yè)的發(fā)展關(guān)系進行了實證分析，主要得出以下結(jié)論：

購買意愿對服務(wù)業(yè)的發(fā)展具有顯著促進作用，個體收入在兩者關(guān)系中存在顯著的遮掩效應(yīng)，在個體收入的干擾下，基礎(chǔ)性購買意愿對服務(wù)業(yè)發(fā)展表現(xiàn)出更強的經(jīng)濟增長效應(yīng)，發(fā)展性購買意愿的促進作用相對較弱。從服務(wù)業(yè)穩(wěn)定發(fā)展的角度而言，一方面要進一步穩(wěn)定國內(nèi)消費需求的穩(wěn)定增長，尤其要注重服務(wù)業(yè)內(nèi)部的結(jié)構(gòu)優(yōu)化，注重高質(zhì)量服務(wù)產(chǎn)品的開發(fā)，不斷滿足居民消費升級的需求，引導(dǎo)居民消費支出的持續(xù)增長，為服務(wù)業(yè)的發(fā)展提供穩(wěn)定的內(nèi)需動力；[13]另一方面，要注重提高個體的收入水平，服務(wù)業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展在于消費需求的持續(xù)擴大，而消費需求的擴大又有賴于個體收入的增長，要不斷優(yōu)化居民的收入結(jié)構(gòu)，在穩(wěn)定工資性收入持續(xù)增長的基礎(chǔ)上，減輕個體的稅務(wù)負擔(dān)，提高財產(chǎn)性、經(jīng)營性收入的比例，為消費支出穩(wěn)定增長奠定基礎(chǔ)，實現(xiàn)消費、收入與服務(wù)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展。