粵港澳大灣區(qū)居民消費結(jié)構(gòu)研究
——基于非線性近似不相關(guān)回歸估計

徐芳燕 陳 敏

(1.廣東外語外貿(mào)大學 經(jīng)濟貿(mào)易學院，廣東 廣州 510006； 2.澳門大學 社會科學學院，澳門 999078)

消費已經(jīng)成為拉動我國經(jīng)濟增長的最主要動力。消費結(jié)構(gòu)不僅反映了人們的消費水平和消費質(zhì)量，也體現(xiàn)居民的生活水平和質(zhì)量狀況。粵港澳大灣區(qū)是我國改革開放程度最高、經(jīng)濟活力最強的區(qū)域，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和可持續(xù)發(fā)展是根本任務(wù)，消費是大灣區(qū)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的重要支撐和關(guān)鍵動力。大灣區(qū)居民的生活質(zhì)量處于較高水平，其消費結(jié)構(gòu)具有一定的特點，在經(jīng)濟發(fā)展新階段下發(fā)生著深刻的變化，分析粵港澳大灣區(qū)的居民消費結(jié)構(gòu)，研究其生活水平狀況和經(jīng)濟發(fā)展形勢，對粵港澳大灣區(qū)的經(jīng)濟規(guī)劃、高質(zhì)量發(fā)展及相關(guān)產(chǎn)業(yè)的布局具有重要的參考意義，同時對研究我國其他地區(qū)的消費結(jié)構(gòu)及發(fā)展趨勢極具參考價值。

一、文獻回顧

從研究內(nèi)容上看，當前有關(guān)消費結(jié)構(gòu)的文獻主要從三個方面進行研究：消費結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀和變化趨勢、消費結(jié)構(gòu)變動的影響因素及消費結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性。

在研究消費結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀和變化趨勢時，學者們主要利用價格彈性、支出彈性和收入彈性進行分析。張穎熙(2014)認為，我國城鎮(zhèn)居民在交通、通信、醫(yī)療保健、文化娛樂方面的服務(wù)消費富有彈性，在家庭服務(wù)、教育、居住方面的服務(wù)消費缺乏彈性(1)張穎熙：《中國城鎮(zhèn)居民服務(wù)消費需求彈性研究——基于QUAIDS模型的分析》，《財貿(mào)經(jīng)濟》2014年第5期，第127-135頁。。元惠連等(2016)發(fā)現(xiàn)，我國城鎮(zhèn)居民消費需求不足較為突出，食品、衣著等基本生活需求的消費比重下降(2)元惠連、夏慶杰、王志偉：《中國城鎮(zhèn)居民消費需求分析》，《經(jīng)濟科學》2016年第4期，第54-64頁。。收入和價格因素對消費結(jié)構(gòu)升級具有隨時間推移而變化的影響效應(yīng)(3)孫皓、宋平平：《城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的升級與趨同——基于強度與因素視角的分析》，《西南民族大學學報(人文社科版)》2019年第12期，第113-120頁。。曾國軍等(2022)認為，在城鎮(zhèn)化不斷推進的過程中，城鄉(xiāng)居民食品消費結(jié)構(gòu)的差異逐漸減小，對糧食的剛需程度下降，對肉禽和蔬菜的需求上升(4)曾國軍、梁月和、徐雨晨：《中國城鄉(xiāng)居民食品消費結(jié)構(gòu)變遷研究》，《數(shù)量經(jīng)濟研究》2022年第1期，第54-72頁。。任保平等(2021)發(fā)現(xiàn)，綠色消費、共享消費、信息消費等新型消費方式，推動居民消費水平提高，引起社會消費體系的重構(gòu)(5)任保平、苗新宇：《新經(jīng)濟背景下擴大新消費需求的路徑與政策取向》，《改革》2021年第3期，第14-25頁。。

關(guān)于消費結(jié)構(gòu)變動的影響因素方面的研究。范金(2012)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟全球化對經(jīng)濟規(guī)模較大的國家居民消費結(jié)構(gòu)變化的影響作用更加明顯(6)范金：《經(jīng)濟全球化對發(fā)達國家居民消費結(jié)構(gòu)變化影響研究》，《南京社會科學》2012年第1期，第9-16頁。。王雪琪等(2016)采用GMM 估計發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民的消費支出存在較強的慣性，消費習慣和收入是影響城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)最為關(guān)鍵的因素(7)王雪琪、趙彥云、范超：《我國城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動影響因素及趨勢研究》，《統(tǒng)計研究》2016年第2期，第61-67頁。。唐琦等(2018)發(fā)現(xiàn)，我國城鎮(zhèn)家庭消費結(jié)構(gòu)出現(xiàn)了極大的轉(zhuǎn)變，在空間、時間維度以及不同類型的家庭之間差異明顯(8)唐琦、夏慶杰、李實：《中國城市居民家庭的消費結(jié)構(gòu)分析：1995—2013》，《經(jīng)濟研究》2018年第2期，第35-49頁。。祝仲坤(2020)研究了互聯(lián)網(wǎng)對農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的影響，認為互聯(lián)網(wǎng)技能會帶來農(nóng)村居民的消費升級(9)祝仲坤：《互聯(lián)網(wǎng)技能會帶來農(nóng)村居民的消費升級嗎？——基于CSS2015數(shù)據(jù)的實證分析》，《統(tǒng)計研究》2020年第9期，第68-81頁。。楠玉(2022)認為，消費將成為經(jīng)濟高質(zhì)量增長的重要推動力，城市化階段要實現(xiàn)高收入階段的邁進，需要充分發(fā)揮城市化階段的消費帶動功能(10)楠玉：《消費結(jié)構(gòu)升級與高質(zhì)量增長：機制與評估》，《首都經(jīng)濟貿(mào)易大學學報》2022年第3期，第11-23頁。。

關(guān)于消費結(jié)構(gòu)異質(zhì)性的研究，學者們主要是通過加入虛擬變量和分類討論實現(xiàn)。鄭志浩等(2016)通過將居民進行分類和設(shè)置時間虛擬變量，研究城鎮(zhèn)居民消費偏好的差異和時間上消費偏好的變化，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民食物支出水平將會繼續(xù)提高，食物支出占居民支出的比重將會繼續(xù)下降(11)鄭志浩、高穎、趙殷鈺：《收入增長對城鎮(zhèn)居民食物消費模式的影響》，《經(jīng)濟學(季刊)》2016年第1期，第263-288頁。。王勇(2017)發(fā)現(xiàn)，住房價格波動對自有住房家庭生存型消費需求區(qū)域異質(zhì)性影響的財富效應(yīng)顯著(12)王勇：《住房價格波動對自有住房家庭消費的區(qū)域異質(zhì)性影響研究》，《數(shù)理統(tǒng)計與管理》2017年第3期，第402-418頁。。臧旭恒等(2019)認為，習慣形成是居民消費變化的一個基本特征，收入階層異質(zhì)性是居民稟賦差異的主要體現(xiàn)(13)臧旭恒、陳浩：《習慣形成、收入階層異質(zhì)性與我國城鎮(zhèn)居民消費行為研究》，《經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理》2019年第5期，第20-32頁。。唐升等(2022)認為，通過縮小居民收入差距等途徑，可促進城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)的升級與趨同，激發(fā)消費市場潛力(14)唐升、孫皓：《城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級：趨同特征與演化路徑》，《中國軟科學》2022年第3期，第141-153頁。。

從實證方法上看，關(guān)于消費結(jié)構(gòu)的理論模型主要有：Deaton等(1980)提出的近似理想需求系統(tǒng)(AIDS)模型(15)Deaton A S， Muellbauer J， An Almost Ideal Demand System， American Economic Review， 1980， No.3， pp.312-326.，利用斯通價格指數(shù)線性化AIDS模型得到的LA-AIDS模型，Matyas等(1992)提出的Panel Data模型(16)Matyas L， Sevestre P， The Econometrics of Panel Data： A Handbook of Theory and Applications， Kluwer Academic Publishers， 1992.，Banks等(1997)在AIDS模型中加入支出對數(shù)的二次項后建立的二次近似完美需求系統(tǒng)(QUAIDS)模型(17)Banks J， Blundell R， Lewbel A， Quadratic Engel Curves and Consumer Demand， Review of Economics and Statistics， 1997， No.4， pp.527-539.。QUAIDS模型是AIDS模型的擴展形式，該模型的支出份額與總支出之間的關(guān)系不是線性關(guān)系，而是更靈活、更具普遍性的非線性關(guān)系。

盡管關(guān)于消費結(jié)構(gòu)的研究內(nèi)容十分豐富，但也存在不足。研究對象主要集中在我國城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民以及某一省份居民的消費結(jié)構(gòu)上，缺乏對典型發(fā)達地區(qū)居民消費結(jié)構(gòu)的研究，特別是粵港澳大灣區(qū)。建設(shè)粵港澳大灣區(qū)是我國全面對外開放的國家戰(zhàn)略，關(guān)于灣區(qū)經(jīng)濟的研究是發(fā)展國家戰(zhàn)略的內(nèi)在需要。粵港澳大灣區(qū)的居民消費結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)多樣化的特點(18)國世平、榮亞平：《粵港澳大灣區(qū)消費結(jié)構(gòu)變動趨勢研究》，《消費經(jīng)濟》2018年第2期，第12-19頁。。本文對粵港澳大灣區(qū)居民消費結(jié)構(gòu)進行研究，擴大消費結(jié)構(gòu)的研究范圍，也能為優(yōu)化欠發(fā)達地區(qū)的消費結(jié)構(gòu)提供較好的借鑒。

二、研究設(shè)計

根據(jù)前文對文獻的梳理和分析開展研究設(shè)計，包括研究假設(shè)、計量模型構(gòu)建、估計方法和變量選擇、樣本選擇與數(shù)據(jù)來源說明。

(一)研究假設(shè)

食品和衣著是居民維持生命的必需品，缺乏價格彈性和支出彈性，這一特點不會隨著時間的推移和收入的提高發(fā)生大的改變。近年來，粵港澳大灣區(qū)居民收入水平迅速提高，食品消費在消費總支出中的比例是降低的，支出彈性也許有逐漸降低的趨勢。在人們生活水平不斷提高和對高品質(zhì)生活不斷追求的過程中，衣著消費在消費總支出中的比例可能升高，支出彈性也許會增加?；浉郯拇鬄硡^(qū)經(jīng)濟較發(fā)達，交通工具種類繁多，通信費用的降低以及電子產(chǎn)品功能的豐富使得手機漸漸變成生活必需品，所以，交通和通信的價格彈性和支出彈性有所下降。隨著教育體制的不斷改革以及政府對教育事業(yè)投入的不斷增加，居民文教娛樂的支出彈性相比過去可能增大。醫(yī)療保健具有生存性消費的特征，這一特征使其缺乏價格彈性，隨著居民收入水平的不斷提高以及對健康生活的追求，人們可能會增加醫(yī)療方面的支出。目前國家醫(yī)療保障制度逐漸成熟和完善，醫(yī)療報銷的比例和項目不斷增加，居民醫(yī)療保健支出在消費總支出中的比例也可能下降，醫(yī)療保健的支出彈性可能會有所降低。粵港澳大灣區(qū)居民生活水平較高，他們對改善居住環(huán)境的需求逐漸提高，后期房價增幅較大引起房租不斷攀升，買房和租房等居住消費的成本越來越高。由此提出如下兩個假設(shè)：

H1：食品、生活用品及服務(wù)的支出彈性較小，衣著、居住、文教娛樂和其他用品與服務(wù)的支出彈性相對提高，交通通信消費的支出彈性變低，醫(yī)療保健的支出彈性不確定。

H2：食品、衣著缺乏價格彈性，而交通通信、醫(yī)療保健價格彈性降低，文教娛樂消費富有價格彈性。

(二)模型構(gòu)建

較之AIDS模型，QUAIDS模型更強調(diào)支出對數(shù)的二次方項對消費份額的影響，并能對非線性的消費預(yù)算份額進行估計。QUAIDS模型能反映出被研究商品隨著收入水平的上升由奢侈品轉(zhuǎn)變?yōu)楸匦杵返目赡苄?19)Cranfield J A L， Eales J S， Hertel T W， et al.， Model Selection When Estimating and Predicting Consumer Demands Using International， Cross Section Data， Empirical Economics， 2003， No.2， pp.353-364.(20)Yu W S， Hertel T W， Preckel P V， et al.， Projecting World Food Demand Using Alternative Demand Systems， Economic Modeling， 2004， No.1， pp. 99-129.(21)Seale J L， Regmi A， Modeling International Consumption Patterns， Review of Income and Wealth， 2006， No.4， pp.603-624.。針對粵港澳大灣區(qū)居民消費需求特點建立的QUAIDS模型為：

(1)

(2)

(3)

其中，wi表示第i種商品的支出份額，pi和pj分別是第i和第j種商品的價格，m是總支出，a(p)為綜合價格指數(shù)，b(p)為C-D型價格指數(shù)集合，αi、rij、βj、λi為待估計參數(shù)。

根據(jù)模型各參數(shù)的估計結(jié)果，可以通過計算得出更具解釋意義的三種彈性，包括各類商品消費的支出彈性、馬歇爾價格彈性(非補償需求價格彈性)和?？怂箖r格彈性(補償需求價格彈性)，計算公式如下：

支出彈性：

(4)

馬歇爾價格彈性：

(5)

?？怂箖r格彈性：

(6)

式(4)—(6)中：

(7)

(8)

其中，δij表示克羅內(nèi)克(Kronecker)函數(shù)，當i=j時，δij=1；當i≠j時，δij=0。

(三)估計方法與變量選擇

在樣本數(shù)據(jù)中，有些家庭的某項消費可能出現(xiàn)零的情況，在這種情況下采用最小二乘法對系數(shù)進行估計可能會造成有偏估計，為了解決這個問題，Poi(2002)建議采用非線性近似不相關(guān)回歸(non-linear seemingly unrelated regression，NLSUR)中的迭代可行廣義非線性最小二乘法(FGNLS)(22)Poi B P， Dairy Policy and Consumer Welfare， In： Three Essays in Applied Econometrics， Chapter II， Doctoral Thesis, Department of Economics， University of Michigan， 2002.，運用統(tǒng)計軟件Stata 16.0對QUAIDS模型進行估計。為防止過度識別而產(chǎn)生奇異矩陣，在估計參數(shù)時只選擇7個方程，其他用品和服務(wù)的需求模型中各個參數(shù)可通過參數(shù)的對稱性和齊次性約束條件求出，且模型估計結(jié)果不受影響。

本文確定的八項居民消費支出在分類上與國家統(tǒng)計局公布的統(tǒng)計分類一致。按照國家統(tǒng)計局的分類標準，將消費數(shù)據(jù)分成八個大類：食品、衣著、居住、生活用品及服務(wù)、交通通信、文教娛樂、醫(yī)療保健、其他用品及服務(wù)。在該模型中，被解釋變量是各類服務(wù)消費支出份額，解釋變量是消費總支出和各類商品的價格指數(shù)。解釋變量中各類商品價格指數(shù)具體是指食品價格指數(shù)、衣著價格指數(shù)、居住價格指數(shù)、生活用品及服務(wù)價格指數(shù)、交通通信價格指數(shù)、文教娛樂價格指數(shù)、醫(yī)療保健價格指數(shù)、其他用品及服務(wù)價格指數(shù)。使用粵港澳大灣區(qū)內(nèi)9市2區(qū)的各類商品消費價格指數(shù)作為價格指標，所有價格指數(shù)均以2009年價格為定基指數(shù)100進行指數(shù)化處理。

(四)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

模型中所采用的2009—2020年粵港澳大灣區(qū)內(nèi)9市2區(qū)的面板數(shù)據(jù)均來自2010—2021年《中國統(tǒng)計年鑒》《廣東統(tǒng)計年鑒》和各市(區(qū))統(tǒng)計年鑒。由于部分數(shù)據(jù)的統(tǒng)計口徑在2015年前后發(fā)生一些變化，本文對相應(yīng)各類商品消費的價格指數(shù)做了調(diào)整，如2009—2015年，“食品煙酒”的價格指數(shù)用“食品”“煙酒”價格指數(shù)的平均值表示，“生活用品及服務(wù)”指數(shù)用“家庭設(shè)備及其用品”指數(shù)替代。為計量估計的需要，資料中缺失的“其他用品及服務(wù)”價格指數(shù)，借鑒唐琦等(2018)的研究方法(23)唐琦、夏慶杰、李實：《中國城市居民家庭的消費結(jié)構(gòu)分析：1995—2013》，《經(jīng)濟研究》2018年第2期，第35-49頁。，使用當年該地區(qū)的“居民消費價格總指數(shù)”替代。樣本數(shù)據(jù)中少數(shù)地區(qū)存在個別年份缺失的情況，采用了價格指數(shù)插值法對其進行補充。為了發(fā)現(xiàn)不同時間段居民消費結(jié)構(gòu)的變化情況，將考察時間分為2009—2013年和2014—2020年兩個階段。

三、實證分析

根據(jù)研究設(shè)計開展實證分析，該部分內(nèi)容包括對各變量的統(tǒng)計描述、模型估計結(jié)果、各類消費價格彈性分析以及穩(wěn)健性檢驗等。

(一)變量的描述性統(tǒng)計

表1是2009—2013年和2014—2020年主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。在兩個時間段中，食品支出都占居民生活消費總支出的主要部分，其份額均為30%以上，均值分別為10 627.28元和13 332.18元，其次是居住支出和交通通信支出。兩個時間段各類商品的支出份額變化都不大，說明粵港澳大灣區(qū)的消費結(jié)構(gòu)趨于穩(wěn)定，但是各類人均支出和各類支出份額的最大值和最小值相差甚大，各類人均支出的標準差比較大。

表1 粵港澳大灣區(qū)樣本數(shù)據(jù)中各變量的描述性統(tǒng)計

在各類人均消費支出中，兩個階段的增長率最低的是衣著消費和交通通信消費，分別為14.57%和18.3%，而增長率最高的是居住消費，其增長率為86.26%，且支出份額增加了8.88%，是各類商品中支出份額變化最大的，其余支出份額變化較明顯的商品中，食品、衣著、交通通信、文教娛樂支出份額分別減少了2.25%、1.32%、2.76%、1.42%，其余的商品支出份額均減少，但減少的份額小于1%。根據(jù)恩格爾定律，隨著家庭收入的增加，用于食品消費的支出占收入比重下降，食品消費份額減少與經(jīng)濟發(fā)展的一般趨勢相符，而衣著消費、交通通信消費和文教娛樂消費的下降則有些反常，由此可見，居住消費的增長擠占了其他商品消費，通過降低生活質(zhì)量、縮減文教娛樂消費的比重和減少長期人力資本投資的方式來維系居住支出，加重了居民的生活負擔。從長期來看，房價上漲導致的居民消費的增加，對改善粵港澳大灣區(qū)居民的人力資本和經(jīng)濟的長期發(fā)展都是十分不利的。

(二)QUAIDS模型回歸結(jié)果

實證結(jié)果表明，大多數(shù)參數(shù)估計結(jié)果在1%、5%或10%顯著性水平上是顯著的，且系統(tǒng)方程的擬合度較好，模型的R2基本都在90%以上。各變量估計系數(shù)的大小和符號能反映出它們影響粵港澳大灣區(qū)居民各項消費支出份額的情況。由于表格內(nèi)容較多，這里只報告2014—2020年粵港澳大灣區(qū)居民消費數(shù)據(jù)QUAIDS模型估計結(jié)果(見表2)，2009—2013年模型估計結(jié)果備索。

表2 2014—2020年粵港澳大灣區(qū)居民消費數(shù)據(jù)QUAIDS模型估計結(jié)果

(三)QUAIDS模型穩(wěn)健性檢驗

為了確保上述分析結(jié)果的可靠性和比較結(jié)果的穩(wěn)定性，下文給出了QUAIDS模型的消費支出二次項系數(shù)為0即AIDS模型的參數(shù)估計結(jié)果。如表3所示，AIDS模型的每個參數(shù)的符號基本和QUAIDS模型一致，且各個系數(shù)之間的差距不大，說明QUAIDS模型的回歸結(jié)果的穩(wěn)健性較好。由于表格內(nèi)容較多，這里只報告2014—2020年QUAIDS模型的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，2009—2013年的結(jié)果備索。

表3 2014—2020年粵港澳大灣區(qū)居民消費數(shù)據(jù)AIDS模型估計結(jié)果

在消費支出二次項系數(shù)為0的原假設(shè)下，Wald檢驗結(jié)果中的χ2(7)值在1%的顯著性水平上被拒絕，構(gòu)建消費支出二次項系數(shù)不全為0的QUAIDS模型更適合。如果接受原假設(shè)，那么本文應(yīng)該構(gòu)建消費支出二次項系數(shù)全為0的AIDS模型。Wald檢驗結(jié)果顯示，QUAIDS模型更具有全局性，更適用于一般化的需求系統(tǒng)模型研究。不僅如此，采用均方根誤差檢驗NLSUR方法算出的AIDS和QUAIDS模型的殘差也表明，QUAIDS模型的計算擬合優(yōu)度更好，如表4所示，QUAIDS模型僅在2009—2013年衣著的估計上RMSE值比AIDS模型大，其余均比AIDS模型小，這些與范金等(2011)得出的結(jié)論一致(24)范金、王亮、坂本博：《幾種中國農(nóng)村居民食品消費需求模型的比較研究》，《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》2011年第5期，第64-77頁。。綜上，QUAIDS模型的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表4 模型估算的均方根誤差RMSE

四、消費彈性分析

通過QUAIDS模型估計的參數(shù)計算出八大類商品消費的支出彈性、自身彈性和交叉價格彈性。當商品支出彈性大于1時，意味著該商品的支出份額變化大于總支出的變化，也就是說，隨著收入的提高，居民在增加消費支出時會更傾向于消費這類商品。相反，如果支出彈性小于1，則意味著該商品的支出份額變化小于總支出的變化，即其需求增加的速度慢于收入增加的速度，且大部分是必需品。2009—2013年和2014—2020年粵港澳大灣區(qū)居民消費支出彈性如表5所示。

表5 粵港澳大灣區(qū)居民消費支出彈性

從橫向來看，八大類商品消費的支出彈性均大于0，說明其均為正常品，符合經(jīng)濟理論預(yù)期。

其中，食品、生活用品及服務(wù)、醫(yī)療保健在兩個時間段中的支出彈性均小于1(見圖1)，表明粵港澳大灣區(qū)居民消費支出增加1%，食品、生活用品及服務(wù)、醫(yī)療保健的需求增加小于1%；衣著、文教娛樂與其他用品和服務(wù)在兩個時間段中的支出彈性均大于1，表明粵港澳大灣區(qū)居民消費支出增加1%，衣著、文教娛樂和其他用品和服務(wù)的需求將增加大于1%，這說明了衣著和文教娛樂消費對粵港澳大灣區(qū)的居民重要程度之高。

圖1 粵港澳大灣區(qū)居民消費支出彈性

從縱向來看，居住消費支出彈性出現(xiàn)了大幅升高，從“小于1”提高到“大于1”，一方面是因為2014年統(tǒng)計口徑的變化，而這一變化主要體現(xiàn)在居住方面；另一方面，后期房價增幅較大帶來房租上漲，使得買房和租房等居住消費增加，同時人們改善居住環(huán)境的需求也在增加。交通通信消費的支出彈性由高變低，且低于1，這種變化是由通信費用的降低、電話手機成為必需品、交通工具的多樣化和普及化引起的，進一步而言是由科技的發(fā)展所引起的交通通信成本的降低所推動的。生活用品及服務(wù)的支出彈性由“小于1”在向1靠攏，這說明生活用品及服務(wù)的消費份額受到可支配收入的影響不斷變小，逐漸趨于穩(wěn)定。而醫(yī)療保健的支出彈性變化不明顯，這可能是因為醫(yī)療系統(tǒng)的完善和醫(yī)保制度的落實，使得居民醫(yī)療保健支出在消費總支出中的比例變化不大。

以上結(jié)果基本驗證了H1中食品、生活用品及服務(wù)的支出彈性較小，衣著、居住支出彈性相對提高的說法，也驗證了交通通信的支出彈性變低的假說，但是H1中最后提到的醫(yī)療保健的支出不確定，計算結(jié)果變化不明顯。

需求模型的價格彈性是指收入不變時，八大商品的自身價格變化1%引起的該商品消費量的變化。價格彈性大于1，表示該商品富有彈性，小于1則為缺乏彈性?；浉郯拇鬄硡^(qū)2009—2013年和2014—2020年的八大類商品消費的價格彈性如表6和表7所示。相較于?？怂箖r格彈性，馬歇爾價格彈性更具有現(xiàn)實意義，故下文以沒有經(jīng)過收入補償?shù)鸟R歇爾價格彈性為例，對各類商品消費的價格彈性進行分析。

表6 2009—2013年粵港澳大灣區(qū)居民消費價格彈性計算結(jié)果

表7 2014—2020年粵港澳大灣區(qū)居民消費價格彈性計算結(jié)果

如圖2所示，兩時間段中食品消費的自價格彈性為負數(shù)且絕對值不斷增加，說明食品價格上升會導致居民減少其份額。衣著消費的自價格彈性在兩個時間段之間發(fā)生了翻轉(zhuǎn)，由較小的正值變?yōu)檩^大的負值，對自身價格變得更加敏感，且隨自身價格變化由正比變?yōu)榉幢取＞幼∠M的自價格彈性由負轉(zhuǎn)正，居住價格的上升導致其占比提高。生活用品及服務(wù)的自價格彈性相比第一階段下降明顯，說明價格上升對自身份額的削減作用大幅減弱。交通通信的自價格彈性由負轉(zhuǎn)正，絕對值大幅下降，受自身價格影響變小。文教娛樂的自價格彈性由正轉(zhuǎn)負，且其絕對值大幅增加，隨自身價格變化由正比變?yōu)榉幢取ａt(yī)療保健消費的自價格彈性降低，由對自身價格的提高富有彈性轉(zhuǎn)變?yōu)槿狈椥?，這也說明了國家醫(yī)保制度的完善減輕了人們的醫(yī)療負擔，H2得到驗證。

圖2 粵港澳大灣區(qū)八大類商品消費的自價格彈性

表6和表7非主對角線上的數(shù)據(jù)具有交叉價格彈性，反映了各項消費相互之間的補充或替代關(guān)系，交叉價格彈性為正數(shù)，表示兩種商品之間是替代關(guān)系；交叉價格彈性為負數(shù)，表示兩種商品之間是補充關(guān)系(25)譚濤、張燕媛、唐若迪等：《中國農(nóng)村居民家庭消費結(jié)構(gòu)分析：基于QUAIDS模型的兩階段一致估計》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟》2014年第9期，第17-31頁。?？梢钥闯觯幼〉南M價格的變化對居住之外的其他各項消費影響最大且最明顯，而其他消費項目的價格變化對其他的商品消費均沒有較大影響，說明其他商品消費對居住消費價格的變動極其敏感。2009—2013年居住對衣著的交叉價格彈性為2.307458，兩者為替代關(guān)系，居住對其他用品和服務(wù)的交叉價格彈性為4.782042，為替代關(guān)系；2014—2020年居住對衣著的交叉價格彈性為-1.38452，由替代關(guān)系轉(zhuǎn)變?yōu)榛パa關(guān)系，居住對文教娛樂的交叉價格彈性為-1.90803，依舊是互補關(guān)系，居住對醫(yī)療保健的交叉價格彈性為2.911343，為替代關(guān)系。居住消費價格的上升促進了文教娛樂的消費，這可能是由于房價的提高導致房屋周邊的教育費用和娛樂設(shè)施收費的提高，而居住消費價格的提高大大擠出了醫(yī)療保健的消費，使人們減輕對醫(yī)療保健的重視，這很不利于粵港澳大灣區(qū)的醫(yī)療保障。

五、結(jié)論和政策建議

采用非線性近似不相關(guān)回歸中的迭代可行廣義非線性最小二乘法進行參數(shù)估計，計算得到了八大類商品消費的支出彈性、自價格彈性和交叉價格彈性，得到如下結(jié)論。第一，八大類商品消費的支出彈性均大于0。衣著、文教娛樂、其他用品和服務(wù)在兩個時間段中的支出彈性均大于1。第二，八大類商品的自價格彈性從2009—2013年到2014—2019年變化較大，交通通信消費的支出彈性由高變低，這種變化是由科技的發(fā)展所引起的交通通信成本的降低所推動的。值得注意的是，醫(yī)療保健消費的自價格彈性降低，由對自身價格的提高富有彈性轉(zhuǎn)變?yōu)槿狈椥裕@說明了國家醫(yī)保制度的完善，醫(yī)療保健成本降低減輕了人們的負擔，人們對醫(yī)保消費價格波動的敏感度降低。第三，根據(jù)交叉價格彈性可以看出，居住的消費價格變化對居住之外的其他各項消費影響最大，而其他消費項目的價格變化對其他的商品消費均沒有較大影響，這說明其他商品消費對居住消費價格的變動極其敏感。不僅如此，居住消費價格上升促進了文教娛樂的消費，這可能是由于房價的提高導致房屋周邊的教育費用的提高和娛樂設(shè)施收費的提高，而居住消費價格的提高大大擠出了醫(yī)保的消費，使人們減輕對醫(yī)保的重視，不利于粵港澳大灣區(qū)的醫(yī)療保障。第四，消費升級是推進大灣區(qū)全面建設(shè)、實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要路徑，通過優(yōu)化消費經(jīng)濟，積聚多元化創(chuàng)新生態(tài)資源，可以拓展內(nèi)需，釋放巨大的消費潛能。

(一)充分發(fā)揮政府作用

政府應(yīng)對廣大企業(yè)進行專項幫扶，特別是中小企業(yè)和個體工商戶，如在餐飲業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、文體旅游業(yè)、交通運輸及物流業(yè)實行發(fā)放消費券等專項資金幫扶政策。緩交社保費用，降低稅負和企業(yè)經(jīng)營壓力，幫助企業(yè)提升活力。合理控制房價，鼓勵居民積極進行消費，同時，提升居民的整體收入水平，建立彈性工資機制和可持續(xù)增長機制，以增加低收入人群的收入，擴大中等收入群體數(shù)量。

(二)完善社會保障體系

完善養(yǎng)老、醫(yī)療和失業(yè)等保險制度，促進養(yǎng)老、醫(yī)療和嬰幼兒的托育服務(wù)消費，推動構(gòu)建粵港澳大灣區(qū)共建共享的公共服務(wù)體系。加大特殊醫(yī)療設(shè)備的研制力度，繼續(xù)將更多的特殊藥物和進口藥物納入醫(yī)保，減輕昂貴的醫(yī)療帶來的價格壓力，人們只有對高額的醫(yī)療費用放下防備之心，才能做到放心消費。嘗試建立社保服務(wù)跨境協(xié)作機制，推動粵港澳三地社保服務(wù)順暢對接，加快社保卡跨境應(yīng)用。

(三)共建灣區(qū)消費供給市場

充分發(fā)揮粵港澳大灣區(qū)的特色優(yōu)勢，香港、澳門、廣州、深圳等中心城市要發(fā)揮輻射帶頭作用，加強區(qū)域間的協(xié)調(diào)聯(lián)動，積極培育和完善當前消費市場結(jié)構(gòu)，培育建設(shè)國際消費中心城市，加強粵港澳互聯(lián)互通，與大灣區(qū)構(gòu)建共建共享體系，打造國際消費高地。減免高速通行費用，消除交通壁壘，保證運輸通暢，打通物流渠道，完善現(xiàn)代流通體系，提高政府的服務(wù)意識和服務(wù)能力，建設(shè)高效率、低成本的國際物流中心。

(四)大力拓寬消費領(lǐng)域

積極發(fā)展符合居民消費需求的教育、文化、旅游、信息服務(wù)以及金融等產(chǎn)業(yè)，同時發(fā)展由數(shù)字技術(shù)等新技術(shù)驅(qū)動的新興消費，線上和線下相互融合，提升消費層次。向新興企業(yè)提供財政補貼和稅費優(yōu)惠，加大政策支持力度。重視新興消費的品質(zhì)和安全，只有將質(zhì)量標準作為新興企業(yè)生產(chǎn)的第一要務(wù)，才能確保消費品的質(zhì)量安全，人們才能放心消費。