齊春宇 李修彪 張宗良

（1.臨沂大學(xué) 商學(xué)院，山東 臨沂276005；2.南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津300071）

貿(mào)易“去全球化”預(yù)計會成為長期典型的國際問題，中國經(jīng)濟(jì)對外貿(mào)的依賴程度在未來很長的時間內(nèi)大概率會持續(xù)減弱，而“三駕馬車”中，政策刺激投資容易引發(fā)“后遺癥”，消費(fèi)對GDP 的拉動是相對穩(wěn)定的，促進(jìn)消費(fèi)可以避免對經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響，因此外貿(mào)下降對經(jīng)濟(jì)增長的牽制需要由消費(fèi)的上升來彌補(bǔ)。中央多次重申，要加快形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局。雙循環(huán)新發(fā)展格局是對出口導(dǎo)向發(fā)展戰(zhàn)略的修正和調(diào)整。打通國內(nèi)經(jīng)濟(jì)循環(huán)通道，需要擴(kuò)大內(nèi)需，充分釋放居民消費(fèi)潛力，實(shí)現(xiàn)消費(fèi)升級。這是應(yīng)對新冠疫情沖擊和國際經(jīng)貿(mào)環(huán)境變動不利影響的有效路徑，更是中國經(jīng)濟(jì)長期可持續(xù)增長的關(guān)鍵之舉。

為研究“拓展消費(fèi)市場，加快塑造內(nèi)需驅(qū)動型經(jīng)濟(jì)新優(yōu)勢”提供數(shù)據(jù)支撐，我們組織開展了“2020 年臨沂市居民個人及家庭消費(fèi)傾向調(diào)查”，調(diào)查分為城市問卷和農(nóng)村問卷進(jìn)行。本文基于城市問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，使用基本的OLS 方法，對影響居民消費(fèi)的五個關(guān)鍵因素展開實(shí)證分析。由于本次調(diào)查所采集的數(shù)據(jù)質(zhì)量較高，而且在對各個回歸模型設(shè)定時，均進(jìn)行了嚴(yán)格和良好的控制變量選擇，較好地避免了內(nèi)生性問題，因此回歸結(jié)果可信度較高。

本文貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在政策啟示價值方面。首先，關(guān)于住房效應(yīng)的回歸結(jié)果顯示，住寬敞房子的家庭消費(fèi)額更高，這符合直覺和理論預(yù)期，也是眾所周知的常識，但本文的實(shí)證研究還發(fā)現(xiàn)，住寬敞的房子甚至能夠提高消費(fèi)率，這一結(jié)果就有著很強(qiáng)的政策含義，意味著“穩(wěn)房價”至少是能夠“保消費(fèi)”的。其次，回歸結(jié)果表明，在控制了相關(guān)的變量之后，主城區(qū)家庭消費(fèi)額仍然更高，這就啟示我們，城市化不能鋪大攤子，向主城區(qū)集中更能提升消費(fèi)。再次，鼓勵家電消費(fèi)對社會消費(fèi)沒有帶動作用，而提高互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)速則能撬動社會消費(fèi)總量，因此，推動網(wǎng)絡(luò)通訊基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加速發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟(jì)，促進(jìn)新型線上消費(fèi)發(fā)展，相比于鼓勵家電消費(fèi)等傳統(tǒng)型的促消費(fèi)政策措施，更有利于帶動全社會總體消費(fèi)水平的提高?？傊?，本文的系列實(shí)證結(jié)果，對于啟動內(nèi)需、消費(fèi)升級、實(shí)現(xiàn)雙循環(huán)發(fā)展格局有著重要啟示。

一、調(diào)查過程和調(diào)查基本情況

為準(zhǔn)確了解居民家庭的消費(fèi)意愿及消費(fèi)情況， 我們于2020 年7—8 月開展了2020 年臨沂市居民個人及家庭消費(fèi)意愿和消費(fèi)情況的問卷調(diào)查， 本次調(diào)查采用入戶調(diào)查的方式，分為城市問卷和農(nóng)村問卷，樣本住戶涉及了臨沂市所轄3 區(qū)9 縣以及2 個國家級高新區(qū)和經(jīng)開區(qū)全部14 個行政區(qū)劃（表1），城市問卷樣本具有臨沂市城市全市代表性。 城市問卷共調(diào)查410 戶，回收有效問卷402 份。

表1 訪戶居住縣區(qū)分布

城鎮(zhèn)住戶問卷由總計32 名訪員進(jìn)行入戶調(diào)查訪問， 訪員全部為臨沂大學(xué)商學(xué)院在校本科生，入戶后通過問卷星調(diào)查系統(tǒng)進(jìn)行訪問，完訪問卷最多的訪員完成了20 份問卷，最少的訪員完成了1 份問卷， 人均完成問卷12.6 份。 本次調(diào)查共計訪問117 個居民小區(qū)/社區(qū)。 按照受訪戶居住地類型劃分，主城區(qū)占178 戶，縣城169 戶，城鄉(xiāng)結(jié)合部55 戶。

城市問卷共設(shè)計了90 個問題， 內(nèi)容涉及受訪者個人和家庭的人口學(xué)特征、 收入和支出、住房、家電等耐用消費(fèi)品、汽車、購物途徑和場所、旅游、交通、通訊、家政服務(wù)、醫(yī)療、養(yǎng)老、護(hù)理、夜間經(jīng)濟(jì)、小區(qū)改造、個人對社會經(jīng)濟(jì)問題的評價和主觀態(tài)度等方面，回收問卷之后經(jīng)清理共計形成了135 個變量。 關(guān)鍵變量的描述統(tǒng)計見表2。

二、變量、數(shù)據(jù)描述和模型設(shè)定

（一）變量

1．被解釋變量。

本文被解釋變量 （Y） 為消費(fèi)， 我們選用三個指標(biāo)衡量家庭消費(fèi)： 一是家庭消費(fèi)總額（fcons）；二是家庭人均消費(fèi)額(pccons)，使用人均消費(fèi)額時，是為了考慮到家庭之間消費(fèi)水平的可比性；三是家庭的消費(fèi)率（fcr）。

2．解釋變量。

關(guān)注的核心解釋變量（X）包括五個：收入、房產(chǎn)、人力資本（教育水平）、城市化程度（層級）和家庭寬帶的網(wǎng)速。 收入和房產(chǎn)均使用了多個度量口徑，其中，收入分為家庭收入和家庭人均收入兩種度量，房產(chǎn)分別使用了家庭是否擁有商品房（虛擬變量）、家庭擁有的商品房套數(shù)、家庭人均住房面積三種度量。

3．控制變量。

除核心解釋變量外，本文還充分考慮了影響家庭消費(fèi)的其他因素。為了避免內(nèi)生性，針對每個核心解釋變量分別設(shè)定模型，并選取相應(yīng)的前定變量（predetermined variables）作為控制變量。通過選取恰當(dāng)?shù)目刂谱兞?，做出可信的因果識別。主要控制變量包括家庭人口學(xué)特征（如性別、年齡、學(xué)歷）、家庭收入、居住地類型、家庭擁有的耐消品數(shù)量等。

（二）關(guān)鍵變量描述性統(tǒng)計

受訪者及家庭關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計如表2 所示。 調(diào)查住戶家庭收入平均為10881元/月，家庭消費(fèi)平均4906 元/月，家庭消費(fèi)率中位數(shù)為44.9%。家庭人均收入4134 元/月，人均消費(fèi)1847 元/月。 可以跟統(tǒng)計局官方數(shù)據(jù)做一個對比，根據(jù)臨沂市統(tǒng)計局經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展統(tǒng)計公報，臨沂市城鎮(zhèn)居民2019 年度人均可支配收入37912 元，人均消費(fèi)支出18495 元，據(jù)此年度數(shù)據(jù)，我們可以折算得出臨沂市城鎮(zhèn)人均月度口徑收入數(shù)據(jù)為3159 元/月，人均月消費(fèi)1541 元/月。 由此可見本次調(diào)查的收入和支出數(shù)均略微高于統(tǒng)計局官方數(shù)據(jù)。 需要說明的是，關(guān)于收支數(shù)據(jù)，無論是社會調(diào)查，還是官方統(tǒng)計，均存在抽樣偏差、住戶記憶偏差、受訪者故意低報或高報等等問題，所獲數(shù)據(jù)與真實(shí)的實(shí)際數(shù)字難免會存在偏誤?？傮w而言，本次調(diào)查所獲收支數(shù)據(jù)跟官方數(shù)據(jù)的差異完全在可接受的范圍，從側(cè)面驗證本次調(diào)查的數(shù)據(jù)質(zhì)量和可信度較高。

（三）回歸模型設(shè)定

表2 關(guān)鍵變量定義和描述性統(tǒng)計

在回歸分析中，針對每個感興趣的被解釋變量，分別設(shè)定如下相應(yīng)的計量模型：

由于本文關(guān)注了五個核心解釋變量（X），我們分別為每個核心解釋變量都設(shè)置了一個特定的回歸模型，各個特定模型使用的控制變量會有所不同，所以（1）式實(shí)際上對應(yīng)了五個不同的具體模型。 模型的因變量為家庭消費(fèi)，本文使用了三種口徑度量：fcons（家庭消費(fèi)總額）、pccons(家庭人均消費(fèi))，fcr（家庭的消費(fèi)率）。 其中，對于第一個變量（fcons），在五個模型中均有匯報其回歸結(jié)果，而對于后兩種度量口徑（pccons 和fcr）的回歸結(jié)果，視具體核心解釋變量性質(zhì)和研究需要而定，在部分模型中并未匯報。

需要說明的是，某個特定模型中的核心解釋變量，有可能在另外的模型中作為控制變量使用，因為每個模型中控制變量的選擇，都是圍繞著該模型的核心解釋變量而選定的，其目的都是為了一致地估計該模型之核心解釋變量的系數(shù)。

三、臨沂市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)主要回歸結(jié)果

（一）家庭收入水平對家庭消費(fèi)的影響

1.家庭收入與消費(fèi)的關(guān)系——統(tǒng)計圖示。

圖1 收入越高，消費(fèi)水平越高

（1）家庭的收入越高，消費(fèi)水平越高。

從圖1 看出， 居民家庭可支配收入會對當(dāng)期居民家庭消費(fèi)支出產(chǎn)生顯著的正向影響，即居民可支配收入越高的家庭往往擁有更多資金用于家庭消費(fèi)支出，家庭的收入越低，消費(fèi)越低。 我們在調(diào)查過程中發(fā)現(xiàn)，疫情恢復(fù)后并沒有出現(xiàn)所謂的“報復(fù)性消費(fèi)”，意味著疫情導(dǎo)致的收入下降，影響了社會的消費(fèi)水平。

（2）高收入家庭的消費(fèi)率低。

從圖2 可以看出，家庭的消費(fèi)率隨著收入水平的上升而下降，即邊際消費(fèi)傾向隨著收入的增加而遞減。對高收入人群來說，其收入水平遠(yuǎn)超過其可消費(fèi)的最大水平，因為他們對生活必需消費(fèi)品的消費(fèi)不可能超過生理極限，致使生活必需消費(fèi)品在總消費(fèi)中所占比例較低。 對低收入家庭來說，其收入的大部分用來滿足基本生活必需品的購買，小部分用來購買家庭耐用消費(fèi)品。 最低收入群體的耐用消費(fèi)品并未普及，如果他們的收入增加，則收入增量的大部分會用于增加消費(fèi)品的購買。 低收入群體的邊際消費(fèi)傾向要比高收入群體高?？傮w而言，高收入階層的低消費(fèi)傾向拉低了社會平均消費(fèi)傾向，不利于社會消費(fèi)總支出的快速增長。 該回歸結(jié)果具有重要的政策含義， 即提高低收入群體的收入水平能明顯提升全社會整體消費(fèi)傾向。

圖2 家庭的消費(fèi)率隨著收入水平的上升而下降

2.收入水平對消費(fèi)的影響——回歸結(jié)果。

前文的散點(diǎn)圖和擬合曲線證實(shí)了收入水平和消費(fèi)具有較強(qiáng)的相關(guān)性，為了進(jìn)一步證實(shí)兩者之間的因果關(guān)系，我們使用前文設(shè)定的計量模型進(jìn)行實(shí)證研究。 為了一致地識別收入對消費(fèi)的影響，在回歸模型中加入的主要控制變量有外生的學(xué)歷、年齡、性別和家庭人口數(shù)。 回歸結(jié)果的主要發(fā)現(xiàn)（見表3）有：模型（1）顯示，家庭收入顯著影響家庭消費(fèi)水平，但消費(fèi)傾向偏低，具體而言，家庭收入增加1 元，家庭消費(fèi)額增加0.29 元。 模型（2）顯示，家庭人均收入顯著影響家庭人均消費(fèi)，具體而言，人均收入增加1 元，家庭消費(fèi)額增加0.41 元。 模型（3）顯示，家庭人均收入顯著降低家庭的消費(fèi)率。 具體而言，家庭總收入水平增加1000元，家庭消費(fèi)率降低2 個百分點(diǎn)（計算：1000*（-0.002）=2%）。 綜合來看，三個回歸結(jié)果的收入變量系數(shù)符號方向與理論預(yù)期以及已有文獻(xiàn)的實(shí)證結(jié)果相一致，即收入水平較高則消費(fèi)水平較高，但富人的消費(fèi)率低于窮人消費(fèi)率。

表3 消費(fèi)水平和消費(fèi)率受收入水平的影響

（二）住房財富對家庭消費(fèi)的影響

收入作為流量因素影響消費(fèi)水平，而作為存量的財富水平對消費(fèi)也有明顯的影響。 房產(chǎn)是中國城鎮(zhèn)家庭的財富構(gòu)成中比重最大的部分。已有大量文獻(xiàn)探討了房產(chǎn)財富對家庭消費(fèi)的影響，多數(shù)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)財富促進(jìn)了家庭消費(fèi)。周曉蓉等（2014）認(rèn)為，住房價值的上漲往往能促進(jìn)家庭消費(fèi)支出的增加。 Chen 等（2020）的研究結(jié)果表明，中國住房財富對家庭消費(fèi)的影響遠(yuǎn)大于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體。黃靜和屠梅曾（2009）等認(rèn)為，房價上漲引致的房產(chǎn)財富增加，提高了房產(chǎn)的可兌現(xiàn)價值、未兌現(xiàn)價值、抵押融資能力，促進(jìn)了有房家庭的消費(fèi)。周利、易行健（2020）發(fā)現(xiàn)持續(xù)上漲的房價將顯著促進(jìn)有房家庭的消費(fèi)，但上漲的房價將抑制無房家庭的消費(fèi)。 下面以三種不同的方式度量房產(chǎn)財富，考察房產(chǎn)對消費(fèi)的促進(jìn)作用。

1.家庭是否有商品房對消費(fèi)的影響。

前文表1 的數(shù)據(jù)顯示，樣本中70%的家庭擁有商品房（不含自建房、還建房等）。下面通過回歸模型研究是否擁有商品房對消費(fèi)的影響（見表4）。 模型（0）未加入任何控制變量，結(jié)果顯示，擁有商品房的家庭，比不擁有商品房的家庭，月度消費(fèi)平均多出1131 元/月。 為消除遺漏變量偏誤，我們加入了人口學(xué)變量，得到模型（1），回歸結(jié)果顯示，有商品房家庭的消費(fèi)額相比無商品房家庭多出了869 元/月。 人均消費(fèi)方面，模型（2）顯示，有商品房家庭的人均消費(fèi)額高出438 元/月。 總之，三個實(shí)證模型的回歸結(jié)果均表明，在控制了年齡、學(xué)歷和家庭規(guī)模后，擁有商品房的家庭具有更高的家庭消費(fèi)總額和人均消費(fèi)額，實(shí)證回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表4 家庭是否有商品房對消費(fèi)的影響

2.擁有商品房套數(shù)對消費(fèi)的影響。

根據(jù)描述統(tǒng)計，樣本中全部家庭平均擁有商品房1.07 套（見表1）。 如果僅統(tǒng)計有商品房的家庭，則戶均有商品房1.38 套。 表5 報告了家庭商品房套數(shù)對消費(fèi)的影響。 在控制了人口學(xué)變量后，家庭多一套房子，家庭總消費(fèi)額增加1111 元（模型1），人均消費(fèi)增加659元（模型2）。 模型（3）和（4）的被解釋變量均為家庭消費(fèi)率，模型（3）未控制家庭收入水平，家庭擁有的商品房套數(shù)（nhouse）的回歸系數(shù)為微小的負(fù)值，且統(tǒng)計上不顯著。 模型（4）顯示，控制了家庭收入，隨著商品房套數(shù)增加，會提升家庭的消費(fèi)率，這證實(shí)了在截面數(shù)據(jù)上，住房對消費(fèi)具有“財富效應(yīng)”，具體而言，多一套住房，家庭的消費(fèi)率上升3.7 個百分點(diǎn)。

表5 家庭商品房套數(shù)對消費(fèi)的影響

3.人均居住面積對消費(fèi)的影響。

變量pcaera（人均居住面積）是根據(jù)問卷題目“您家里擁有的人均居住面積”等距分段形成的（僅第一組和最末一組無法實(shí)現(xiàn)等距），“20 平米以內(nèi)”為第一組，賦值為“10”的組；“20—30 平米”為第二組，賦值為“20”的組；“30-40 平”為第三組，賦值為“30”的組……“80平以上”為第八組，賦值為“80”的組，共計8 組。

人均居住面積能夠更好地代理家庭的財富存量水平。通常，財富越高，消費(fèi)水平和消費(fèi)傾向越高。表6 的回歸結(jié)果顯示，控制有關(guān)變量后，人均居住面積每多出10 平方米，家庭消費(fèi)增加31 元/月，人均消費(fèi)增加15 元/月，家庭消費(fèi)率增加非常微小的0.36 個百分點(diǎn)，統(tǒng)計上均是顯著的。因此，回歸結(jié)果意味著，住得寬敞，不僅消費(fèi)水平更高，而且消費(fèi)率也會略有提升。

表6 家庭人均居住面積對消費(fèi)的影響

（三）城市化有利于提升消費(fèi)水平和消費(fèi)率

人口城市化是衡量地區(qū)城市化水平的重要指標(biāo)，直接反應(yīng)了一個地區(qū)農(nóng)村人口向城市遷移的狀況，對一個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有極其重要的推動作用。 關(guān)于人口城市化與居民消費(fèi)之間的關(guān)系，已有眾多學(xué)者進(jìn)行了研究分析，城市化對居民消費(fèi)的促進(jìn)作用已得到絕大多數(shù)學(xué)者的論證。周少甫、范兆媛（2017）發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化質(zhì)量對居民消費(fèi)率存在顯著的正向影響。鄭得坤、李凌（2020）發(fā)現(xiàn)城市人口規(guī)模的擴(kuò)大并不能提升居民消費(fèi)率，城市人口密度的增大才能提升居民消費(fèi)率。

我們按照城鄉(xiāng)結(jié)合部、縣城、中心城區(qū)的層級遞進(jìn)順序，作為城市化程度的度量，即城鄉(xiāng)結(jié)合部城市化程度最低（賦值為1），中心城區(qū)城市化程度最高（賦值為3），以此考察城市化程度對居民消費(fèi)的影響。

1.城市化提升消費(fèi)水平——統(tǒng)計圖示。

消費(fèi)與城市化層級關(guān)系的描述統(tǒng)計（圖3）顯示，按照城鄉(xiāng)結(jié)合部、縣城、中心城區(qū)的遞進(jìn)順序，家庭消費(fèi)額依次上升。

圖3 城市化水平越高，消費(fèi)越高

2. 城市化提升消費(fèi)水平——回歸結(jié)果。

圖3 代表的是一元回歸，會存在遺漏變量偏誤， 所以需加入控制變量。表7 的模型（1）在控制了家庭收入水平之后，家庭的月消費(fèi)額， 以城郊為參照基準(zhǔn)，在收入相等的條件下，縣城每戶消費(fèi)額多出446 元，但統(tǒng)計上不夠顯著（p=0.306），主城區(qū)居民消費(fèi)額增加704元， 統(tǒng)計顯著性水平較高 （p=0.13）。 模型（2）在控制更多變量之后仍得出類似的結(jié)果，相比城郊，住在中心城區(qū)家庭月消費(fèi)增加919 元。 可見，人口的城鎮(zhèn)化發(fā)展層級對居民消費(fèi)水平的提升起正向促進(jìn)作用。

表7 城市化程度對消費(fèi)的影響

注：（1）括號內(nèi)的數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤；（2）***、**、* 和 # 分別代表在 1%、5%、10%和 15%水平下顯著。

（四）教育水平有利于促進(jìn)消費(fèi)

隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高和教育事業(yè)的發(fā)展，我國居民的平均受教育年限和高學(xué)歷人口比例逐漸上升，社會人力資本存量不斷提高。人力資本影響消費(fèi)的途徑主要有以下兩個：一是人力資本增加能夠為個人及家庭帶來更高的收入，并能提高收入預(yù)期，進(jìn)而提高家庭的消費(fèi)水平；二是通過教育改變個人或家庭的認(rèn)知模式和消費(fèi)觀念，使家庭的消費(fèi)偏好和消費(fèi)行為產(chǎn)生差異（李通屏，王金營，2007）。 一般來說，戶主人力資本水平高的家庭掌握了較多的消費(fèi)知識和技能，其消費(fèi)觀念更能與時俱進(jìn)，對新消費(fèi)形式的接受度較高，且由于存在較高的收入預(yù)期， 人力資本水平高的家庭具有較高的邊際消費(fèi)傾向和較強(qiáng)的財富效應(yīng)，其消費(fèi)水平也相對較高(周弘，2011；張學(xué)敏、陳星，2016)。

1.描述統(tǒng)計。

為了進(jìn)行實(shí)證分析，我們簡單地將受訪者視為戶主，或者認(rèn)為其代表了家庭的教育層次。 按照受訪者學(xué)歷組統(tǒng)計的收入和支出均值如表8 所示，除消費(fèi)率之外，家庭收入、消費(fèi)總額、人均收入、人均消費(fèi)額等各項指標(biāo)，均嚴(yán)格隨著學(xué)歷上升而遞增（高中和中專教育年限相同，可視同一組）。

表8 按照學(xué)歷層次組統(tǒng)計的收入和支出均值

2.教育對消費(fèi)的影響——回歸結(jié)果。

已有文獻(xiàn)顯示，人力資本水平能夠提升消費(fèi)水平。 本文回歸結(jié)果（見表9）顯示，無論是模型（1）的家庭消費(fèi)額還是模型（2）的人均消費(fèi)額，相比小學(xué)學(xué)歷，大致上存在依次遞增趨勢，但部分系數(shù)統(tǒng)計上不顯著。家庭消費(fèi)率則并不存在顯著的趨勢?？梢缘贸黾彝ハM(fèi)水平有隨著受訪者學(xué)歷上升而遞增的趨勢；而在控制了有關(guān)變量之后，消費(fèi)率與教育水平之間不存在明顯的單調(diào)關(guān)系。

表9 學(xué)歷層次對消費(fèi)的影響

（五）互聯(lián)網(wǎng)帶寬與消費(fèi)

張勛等（2020）將中國數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)和中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)相結(jié)合，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字金融的發(fā)展顯著地提升了居民消費(fèi)。馬香品（2020）認(rèn)為，數(shù)字技術(shù)改變了居民消費(fèi)行為與消費(fèi)決策，重塑了居民消費(fèi)的信息傳遞模式、心理情景模式、需求動能模式，優(yōu)化了消費(fèi)循環(huán)升級的實(shí)現(xiàn)路徑。我們把網(wǎng)絡(luò)帶寬分為四類，研究帶寬對家庭消費(fèi)的影響。本部分的回歸策略有所調(diào)整，同時也僅報告了因變量的一個度量指標(biāo)，即家庭消費(fèi)額的回歸結(jié)果。為了研究網(wǎng)速對家庭消費(fèi)的影響，分別以家庭寬帶網(wǎng)速、家庭擁有的三大主要家電數(shù)（空調(diào)、冰箱和洗衣機(jī)合計數(shù)）、家庭擁有的汽車數(shù)作為解釋變量，對家庭消費(fèi)額進(jìn)行回歸，然后把回歸結(jié)果（表10）進(jìn)行比較。

模型（1）是以網(wǎng)速為核心解釋變量的模型，回歸結(jié)果顯示，在控制了收入等變量之后，以家庭無寬帶為基準(zhǔn)，隨著帶寬增加，家庭消費(fèi)依次增加。具體而言，“100M 以下”網(wǎng)速統(tǒng)計上不顯著；“100M—300M”家庭，消費(fèi)額高出無寬帶家庭732 元/月（以20%的統(tǒng)計顯著水平）；“300M 以上”家庭，消費(fèi)額顯著高出無寬帶家庭1027 元/月。 因此可以得出結(jié)論，網(wǎng)速能夠促進(jìn)家庭消費(fèi)。

模型（2）以家庭的家電數(shù)為核心解釋變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，家電數(shù)對家庭消費(fèi)額沒有影響。

模型（3）以家庭汽車數(shù)為核心解釋變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，家庭多出一輛汽車，家庭消費(fèi)額顯著增加 597 元/月。

對回歸結(jié)果可做如下解釋。網(wǎng)速快的家庭，數(shù)字經(jīng)濟(jì)意識比較強(qiáng)，而且線上消費(fèi)也更為便利，因此即使控制了家庭收入水平和房產(chǎn)財富存量，消費(fèi)額仍然顯著高出較多；類似地，汽車也同樣為消費(fèi)提供了便利，因此家庭擁有汽車對家庭消費(fèi)額有顯著的正向效應(yīng)；而耐消品中的三大家電，帶有純粹消費(fèi)性質(zhì)，所以在控制了家庭收入和房產(chǎn)財富存量后，家電數(shù)不對消費(fèi)產(chǎn)生影響。李濤等（2020）也發(fā)現(xiàn)，當(dāng)收入水平越過門檻值后，基礎(chǔ)設(shè)施投資促進(jìn)居民消費(fèi)。本文的回歸結(jié)果同樣也證明了數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施有助于家庭消費(fèi)提升。因此，本文回歸結(jié)果具有很強(qiáng)的政策含義：從消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)來看，推動網(wǎng)絡(luò)通訊基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加速發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟(jì)，促進(jìn)新型線上消費(fèi)發(fā)展，相比于鼓勵家電消費(fèi)等傳統(tǒng)型的促消費(fèi)政策措施，更有利于帶動全社會總體消費(fèi)水平的提高。

表10 網(wǎng)速、家電、汽車對消費(fèi)的影響對比

注：（1）括號內(nèi)的數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤；（2）***、**、* 和 # 分別代表在 1%、5%、10%和 15%水平下顯著。

四、回歸結(jié)果的政策啟示

本文的實(shí)證回歸結(jié)果有豐富的政策含義。 為應(yīng)對疫情沖擊和中美經(jīng)貿(mào)摩擦，需要提升消費(fèi)，建立內(nèi)需型經(jīng)濟(jì)新優(yōu)勢，結(jié)合實(shí)證結(jié)果，提出如下五條建議。

（一）提升市民收入水平，尤其是低收入群體的水平

新冠疫情沖擊下居民收入下降成為制約消費(fèi)的關(guān)鍵點(diǎn)，提升消費(fèi)最為根本的是提升居民收入水平。 一是要提高居民收入在收入分配中所占的比重。 二是要增加就業(yè)。 增加居民收入占比不能只依靠提高工資和其他收入，必須要提高經(jīng)濟(jì)體的效率和效益。 需要思考如何解決減員增效與增加就業(yè)的矛盾。 考慮到現(xiàn)在民營企業(yè)占中國就業(yè)的80%以上，要想增加就業(yè)，就要大力優(yōu)化營商環(huán)境，包括減稅降費(fèi)等，以支持民營企業(yè)的發(fā)展。

回歸結(jié)果也顯示低收入群體的消費(fèi)傾向更高，因此提升低收入人群的收入水平，對提振消費(fèi)的效果更佳。要提升低收入家庭的收入水平，首先是繼續(xù)加大穩(wěn)就業(yè)的力度，落實(shí)幫扶中小微企業(yè)政策，讓資金真正進(jìn)入這些企業(yè)中，穩(wěn)定好基本盤；其次，可以適當(dāng)加大財政資金對低收入群體的幫扶力度，支持靈活創(chuàng)業(yè)就業(yè)；最后是進(jìn)一步完善好各種社會保障措施，提高消費(fèi)意愿。

（二）穩(wěn)定住房價格，減輕房價對消費(fèi)的擠出效應(yīng)

對于自有住房家庭來說，房價上漲是否能夠促進(jìn)家庭消費(fèi)存在爭議，一般認(rèn)為效應(yīng)不明顯；對于無自有住房家庭來說，房價上漲會通過兩種路徑影響家庭消費(fèi)。 第一，當(dāng)住房作為一種商品價格上漲時，在家庭收入不變的前提下，會使家庭真實(shí)收入水平相對下降，家庭消費(fèi)能力減弱，結(jié)果是擠出消費(fèi)。 而且，房價上漲往往伴隨著住房租金價格的上漲，從而使得家庭收入的邊際消費(fèi)傾向下降。第二，房地產(chǎn)價格增長過快時，無房家庭要么只能購買一套更小的住房，要么就必須依靠減少當(dāng)期消費(fèi)以增加儲蓄，以便在未來購買高價的住房，同樣不利于消費(fèi)增長。 本文實(shí)證結(jié)果顯示，有房、房子多、住房更寬敞的那些家庭，消費(fèi)更高，這就意味著，保持房價穩(wěn)定或者慢速增長，讓居民都買得起房子、乃至住上大房子，對于保消費(fèi)非常重要。

（三）繼續(xù)推進(jìn)城市化進(jìn)程

城市化能夠提升消費(fèi)水平，城市人口密度的增大能提升居民消費(fèi)率。 在控制了家庭收入和財富水平等有關(guān)變量之后，主城區(qū)人口的消費(fèi)仍高于縣城，縣城高于城郊，因此，需要逐步改變過去“攤大餅”式、粗放擴(kuò)張的城鎮(zhèn)化發(fā)展模式，著力增強(qiáng)城區(qū)的人口吸納能力、提升城市人口密度，從而降低運(yùn)人的成本、運(yùn)物的成本和知識傳播的成本，充分發(fā)揮城市集聚效應(yīng)對居民消費(fèi)率的提升作用。

（四）“重視教育”要落實(shí)于行動，而非停留于口號

教育和人才要內(nèi)培外引。 “外引”是指實(shí)施人才政策，引進(jìn)和留下較高學(xué)歷的人才；“內(nèi)培”要求“重視教育”不能僅停留于口號，而是要落實(shí)于“行動”。 教育作為人力資本投資，不僅有利于科技創(chuàng)新，改善經(jīng)濟(jì)的供給面，而且本文實(shí)證結(jié)果表明了學(xué)歷層次在經(jīng)濟(jì)需求側(cè)的效應(yīng)，即在控制了收入水平和財富存量之后，教育水平仍有利于促進(jìn)消費(fèi)。 因此，政府決策部門必須真正重視教育，而不是僅僅停留在口號上。 由于教育和人力資本是影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“長”變量、“慢”變量，在中、短期里很難看到其“效果”，無法彰顯“政績”，而政府官員的任期較短，這就導(dǎo)致了往往在口頭上重視教育，在行動上則把發(fā)展教育排在次要甚至最后的位置。

客觀而言，有不少類似臨沂的三線城市，無論是基礎(chǔ)教育還是高等教育，并未得到各屆政府的充分重視。 以臨沂為例，即使在主城區(qū)，如北城新區(qū)的中小學(xué)，也存在著大比例的臨時代課老師。臨時老師無事業(yè)編制、工資收入低，教學(xué)效果自然難以保證。人事編制不足、經(jīng)費(fèi)短缺，這種局面實(shí)質(zhì)上還是由于決策部門忽視教育，不重視對教育事業(yè)的財政投入造成的。 從本次調(diào)查數(shù)據(jù)來看，臨沂城鎮(zhèn)全部人口平均收入已達(dá)4134 元/月，如果僅考慮勞動年齡就業(yè)人口的收入，則平均收入會比這個數(shù)字更高。與此形成對照，臨沂市城區(qū)代課老師近年來的月收入一直維持在僅2000 元/月左右，這很難聘任到高水平教師、激勵教師認(rèn)真上課。因此亟需變革體制，通過制度設(shè)計確保政府部門在“行動上”重視教育，從而保證“長期”加大政府對人力資本投資的承擔(dān)力度， 弱化人力資本投資對家庭即期消費(fèi)的擠出效應(yīng)，促進(jìn)家庭消費(fèi)長期穩(wěn)定的增長。

（五）加速發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟(jì)，促進(jìn)消費(fèi)升級

疫情的反復(fù)對消費(fèi)市場產(chǎn)生的負(fù)面效應(yīng)是多方面的。 疫情緩解之后消費(fèi)市場并沒有“滿血復(fù)活”，只是呈現(xiàn)出緩慢恢復(fù)態(tài)勢。這說明疫情對消費(fèi)的影響不僅是市場層面的，也延伸到人們的消費(fèi)心理中，加之社交距離沒有完全取消，消費(fèi)者行為不能完全放開。因此建議大力發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟(jì)，發(fā)揮新型線上消費(fèi)模式對總體消費(fèi)的擴(kuò)散和帶動作用。

回歸結(jié)果啟示，網(wǎng)絡(luò)帶寬發(fā)展對消費(fèi)有著明顯的“撬動”作用，因此建議加強(qiáng)數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，推動無接觸式、線上線下融合等新型消費(fèi)。 國務(wù)院常務(wù)會議指出，基于網(wǎng)絡(luò)數(shù)字技術(shù)的新業(yè)態(tài)新模式，支撐了新型消費(fèi)逆勢快速發(fā)展。新型消費(fèi)結(jié)合了互聯(lián)網(wǎng)，覆蓋的消費(fèi)和服務(wù)領(lǐng)域也在持續(xù)擴(kuò)張，占總體消費(fèi)的比重越來越高。 雖然消費(fèi)市場尚未完全恢復(fù)到疫前水平，但線上新型消費(fèi)模式不僅在加速調(diào)整人們的消費(fèi)習(xí)慣，也在催化人們的消費(fèi)行為，優(yōu)化人們的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，調(diào)適人們的消費(fèi)心理，實(shí)現(xiàn)真正的消費(fèi)升級。 中長期內(nèi)要加快5G、物聯(lián)網(wǎng)等新型基礎(chǔ)設(shè)施的應(yīng)用推廣，形成新型消費(fèi)和新型基建的良性互動，形成供需互促、產(chǎn)銷并進(jìn)的良性循環(huán)，新型消費(fèi)將逐步成為百姓消費(fèi)的“新常態(tài)”模式，更大推動消費(fèi)和升級釋放內(nèi)需，助力雙循環(huán)格局的形成。