一、 引言

上世纪90年代以来，中国经济取得了长足的发展。统计数据显示，2000年，中国的国内生产总值为99215亿元，到了2012年，这个数字上升到了519322亿元。消费、投资和出口一直是拉动国民经济发展的“三驾马车”，然而，由于受到全球金融危机的冲击，世界经济特别是欧美经济表现低迷，欧美市场对中国商品的需求明显放缓，中国对外出口发展受阻，使得中国经济过于依赖出口的缺陷暴露无遗。此外，追求粗放型的投资推动与出口导向经济模式，也对中国人民赖以生存的环境造成了不可承受的压力。因此，在世界经济成长放缓以及环境压力日增的大背景下，过度依赖投资和出口来助推经济的增长并非长久之计，消费应该成为经济增长的根本动力。然而，随着中国经济的迅猛发展，我国的居民消费水平却一直在低谷徘徊，对国民经济的贡献率不仅远远低于西方发达国家，甚至还低于世界平均水平。统计显示，2000年，我国居民消费占GDP的比重为45%，到了2012年，该比重却降至了27%。显然，居民消费需求的不足在一定程度上制约了我国经济的长期发展。要提升居民消费对国民经济的贡献率，就必须扩大社会的有效消费需求，实现消费结构升级，从而推动我国社会经济的持续转型。综观国外发达国家的经验，消费结构的升级必须寄望于城市中产阶层的发展与壮大。中产阶层无疑是各个社会中最具消费潜力的群体，他们作为社会中最积极、最主要的购买力量, 其消费特征以及生活方式将对整个社会经济生活尤其是消费趋势与消费文化产生十分重要的影响。

一般认为，随着居民收入水平的提高，消费者的人均消费能力与消费水平也呈现出增长的趋势。然而，有研究表明，收入水平的上升对不同社会阶层消费倾向的影响不尽相同。也就是说，不同社会阶层的消费结构会呈现出明显的差异。相对于低收入阶层与高收入阶层，中产阶层消费支出中服务消费的比重会因收入水平的提高而显著增长。显然，中产阶层服务消费倾向的持续上升，是现代服务产业发展的基础。所以，研究中产阶层的消费服务化问题，既可以深化中产阶层服务消费的理论研究，又可以促进现代服务业的发展，进而推动我国社会经济的转型。本文就以来自上海消费者的经验数据为基础，对城市中产阶层消费者的消费模式服务化问题进行理论与实证研究，以期为政府以及相关企业制定针对性的政策或营销策略提供参考。

二、 文献综述

在西方发达国家，其社会分层多为典型的“橄榄球型”，即两头小，中间大，中产阶层已经成为社会的中坚力量。他们拥有大量的社会财富，其消费支出对于推动整个国民经济的发展有举足轻重的作用。因此，西方有关中产阶层消费的研究文献比较丰富。但是在国内，由于我国的社会结构距离“橄榄球型”的理想状态尚有一定距离，整个中产阶层在总人口中的比例还比较低。虽然社会分层研究始终是国内社会学学术研究的热点，但有关中产阶层消费结构的研究尚处于起步阶段，而有关中产阶层消费服务化的研究成果更显零碎。目前，国内外有关中产阶层消费服务化的研究主要体现在以下几个方面：

1. 关于中产阶层的界定

中产阶层的概念历来是学术界一个颇有争议又颇为棘手的话题。一方面，中产阶层的概念在很多学科中都有涉及；另一方面，在有关中产阶层的研究中，中产阶层的界定实际上是与其他社会阶层的界定同时展开的，因而中产阶层的界定标准在某种程度上也可以说是社会不同阶层的界定标准。自20世纪40年代以来，学者们纷纷从政治学、社会学、经济学以及管理学等不同学科的视角提出了中产阶层的划分标准，主要包括收入界定法、职业界定法、声誉界定法、综合界定法等。收入界定法认为中产就是指中等数量的财产，那么中产阶层就是指拥有中等数量财产的社会阶层，因而在一些研究中，中产阶层也被称为中等收入阶层（Thurow和Lester，1985；Milanovic与Yitzhaki，2002；Ben-Ami，2008）。职业界定法认为职业标准能更好地界定阶层之间的区别，并将中产阶层界定为进行脑力劳动并使用专业或管理技能进行工作的群体（Morton，2004）。声誉界定法是指根据社会公众对不同人群的主观评价与判断将人们划入到不同的社会阶层，同一阶层的成员享有相似的公众声誉，阶层内部的互动与交往比较频繁，并且具有共同的行为预期（Warner，1941；Gilbert与Kahl， 1982）。综合界定法是指综合考虑社会、文化、收入、职业等因素，采用多种指标与多重标准来界定中产阶层(Hughes与Woldekidan,1994; 李春玲,2003）。

由于收入指标与中产阶层概念具有天然联系，出于直观性与易懂性，许多学者从收入角度对中产阶层进行了界定。本文对中产阶层的界定同样遵循收入标准，主要参考Thurow和Lester（1985）以及Pressman（2010）的研究成果，该研究从收入的角度将美国中产阶层定义为调整后的家庭可支配收入处于美国家庭调整后可支配收入均值的75%~125%之间的群体。

2. 中产阶层消费行为的研究

随着中产阶层的崛起，目前国内外也涌现了一些有关中产阶层消费行为的研究成果。Hughes与Woldekidan（1994）以东盟中产阶层为研究对象，发现东盟的中产阶层热衷于高雅文化的消费，如正式的音乐与剧院。Linda P.Morton（2004）认为随着美国1990年代经济的平稳发展，美国中产阶层的消费呈现更加多样化与自由的特点。美国中产阶层一般选择居住在封闭式小区（gated communities），在健康食品、奢侈品、娱乐以及艺术展览等方面的消费增多，他们愿意在那些能让他们舒适、快乐、健康、保持年轻并能为他们节省时间的商品上消费。Wong（2007）以马来西亚消费者为例，研究了伊斯兰社会中产阶层与新型消费模式问题。Das（2009）认为经济全球化导致全球中产阶级的规模迅速扩张，中产阶级的扩张反过来又带动了中等收入国家消费模式的变革。他们有能力也有意愿享受诸如全球旅游、世界级的产品与服务等 “奢侈品”。此外，中产阶层对于自己的子女教育投入很大，以增加教育消费来维持自己的中产阶级地位。Cui与Song（2009）认为中国中产阶层的规模在2005年就高达8700万人，并认为中产阶层群体会更加偏好高质量、品牌化、差异化的产品。从相关研究可以发现，随着经济的发展和收入的增加，中产阶层的消费越来越集中于文化、娱乐、教育等服务性消费。

3. 中产阶层服务消费的研究

随着中产阶层拥有财富的不断增加，其消费的范围逐渐由传统的实物消费向服务消费转变，即不再满足于一般的物质消费，而是追求那些能够为其带来精神上与感官上满足感的各种娱乐、休闲活动等服务消费。在国外，服务消费在中产阶层消费结构中所占的比例逐年上升并呈现多元化趋势，在我国，服务消费也随着富裕阶层与中产阶层队伍的壮大而快速发展。不过，相对于中产阶层服务消费实践的蓬勃发展，有关中产阶层休闲与服务消费的研究还处于探索阶段。国内外学术界都只出现了一些零星的成果，如Eijck与Mommaas（2004）对荷兰中产阶层中的上层群体的休闲消费行为与特点进行了较为系统性的研究。研究结果表明，相对于政府公务员与私营企业雇员，创业者（或自营人员）更热衷于社交型休闲活动，并且相比较于其他两类群体，他们更多地进行高雅文化（诸如参观艺术展、博物馆，阅读文学名著以及关于文化与艺术的书籍）与体育运动消费。Lui、 Kuo、 Fung等（2012）研究了中国中产阶层的旅游消费特点。研究发现相对于西方旅游者，中国中产阶层在旅游规划、信息获取渠道、交通出行、旅游时间、旅行内容等方面存在明显的差异，这一成果对旨在吸引中国旅游者的旅游从业者具有借鉴作用。

总体来看，国内外学术界有关中产阶层消费者行为的研究虽然出现了一些有价值的研究成果，但在总体上还不够深入与透彻，有关中国城市中产阶层的研究更加缺乏，而有关城市中产阶层与消费服务化这一主题，特别是在中产阶层消费模式休闲与服务化倾向的测度方面，相关的研究几乎是空白。本文将基于《上海统计年鉴》、 《上海经济年鉴》的数据，运用计量方法，对基于收入变量的社会阶层与消费服务化的关系进行计量研究。

三、 实证分析

最终消费支出会随着可支配收入的增加而增加已经成为不争的事实，国内外许多研究成果也已经表明了这一点。但是在最终消费支出增加的前提下，服务性消费支出是否增加仍需进一步验证。同时，由于本文重点研究中产阶层的消费服务化问题，服务性消费支出与可支配收入之间的关系在不同阶层中的差异也是本文应该关注的问题。

1. 数据与变量选取

本文的目的是研究中产阶层的可支配收入与最终消费支出中服务性消费支出之间的关系，并试图比较可支配收入与服务性消费支出之间的关系在不同阶层之间的差异。为了达到研究目的，从上海统计年鉴中获取按收入水平分组统计的城市居民家庭生活基本情况统计表，从中收集2000年到2012年13年间按收入水平分组的人均可支配收入和人均消费性收入支出的数据。参考Thurow和Lester（1985）的标准，家庭可支配收入处于家庭调整后可支配收入总均值的75%~125%之间的群体属于中产阶层，本文将统计表中的中等收入户和中高收入户归为中产阶层，把低收入户和中低收入户归于较低阶层，而把高收入户归为较高阶层。

为了消除价格变动因素对人均可支配收入和人均服务型消费支出数据的影响，在利用统计数据进行实证分析之前，本文以1978年为基期，利用消费者价格指数将数据进行平减处理。之后，取中等收入户和中高收入户对应数据的均值作为中产阶层的人均可支配收入和人均服务性消费支出的数据，较低阶层和较高阶层的处理同理进行。

经过上述对数据的处理，本文用INC和CONS分别表示人均可支配收入变量和人均服务型消费支出变量，得到了每一年有3个截面、共39组观测值的面板数据。

2. 数据平稳性的单位根检验

一般回归前要检验面板数据是否存在单位根，以检验数据的平稳性，以避免伪回归的出现，确保估计的有效性。为了有效消除异方差性，并减少变量的波动，在进行分析之前对经济变量做对数化处理，分别计为In（inc）和In（cons）。通过多种方法进行单位根检验，结果都不能显著拒绝有单位根的原假设，说明In（inc）和In（cons）存在单位根，是非平稳序列。然后对In（inc）和In（cons）的一阶差分变量再进行单位根检验，各种方法的结果都显著拒绝原假设，说明一阶差分后序列变成平稳的，如表1所示。所以In（inc）和In（cons）都是一阶单整的，可用于协整分析。

3. 数据的协整检验

协整检验的作用是检验模型的变量之间是否存在长期稳定的关系，其前提是解释变量和被解释变量在单位根检验时为同阶单整。两变量协整关系的存在使一阶单整的回归也有意义。经过单位根检验，In（inc）和In（cons）都是一阶单整的，可用于协整分析。通过各种常见方法对In（inc）和In（cons）进行协整检验，Kao检验的ADF统计量为-0.176016，p=0.043，较为显著，Pedroni检验的7个统计量中有6个通过了显著性检验。Johansen检验的结果如表2所示，以上检验结果均表明，In（inc）和In（cons）之间存在协整关系，为后期面板数据模型的构建奠定了基础。

4. 模型的设定

基于凯恩斯简单消费函数的基本形式，考虑到数据对数化处理的优势，本文的回归模型为：

$\mathrm{I}\mathrm{n}(\mathrm{c}\mathrm{o}\mathrm{n}\mathrm{s}{)}_{it}={\alpha }_i+\beta \mathrm{I}\mathrm{n}(inc{)}_{it}+u_{it}$

其中，i表示阶层，t表示时期，u表示无法量化的其他影响因素。模型的被解释变量为人均服务性消费支出，自变量为人均可支配收入。

接下来首先要确定模型的影响形式，即确定是使用随机效应模型还是使用固定效应模型。针对使用随机效应模型的原假设，使用Hausman检验，该检验的卡方检验值为5.959048，p值为0.0146，拒绝原假设，所以应该采用阶层固定效应模型。

然后确定模型的形式。模型有3种形式，分别为变系数模型、变截距模型和混合模型，模型形式的确定需要使用F检验。对应的F统计量为：

$\begin{array}{c}{\mathrm{F}}_1=\frac{\left({\mathrm{S}}_2-{\mathrm{S}}_1\right)/\left[\right(\mathrm{N}-1\left)\mathrm{K}\right]}{{\mathrm{S}}_1/[\mathrm{N}\mathrm{T}-\mathrm{N}(\mathrm{K}+1\left)\right]}\sim F\left[\right(N-1)K,N(T-K-1\left)\right]\\ {\mathrm{F}}_2=\frac{\left({\mathrm{S}}_3-{\mathrm{S}}_1\right)/\left[\right(\mathrm{N}-1\left)\right(\mathrm{K}+1\left)\right]}{{\mathrm{S}}_1/[\mathrm{N}\mathrm{T}-\mathrm{N}(\mathrm{K}+1\left)\right]}\sim F\left[\right(N-1\left)\right(K+1),N(T-K-1\left)\right]\end{array}$

其中S1、S2、S3分别为变系数模型、变截距模型和混合模型的残差平方和，K为解释变量的个数，N为截面个体数量，T为时期数目。

对每个模型形式进行回归，得到S₁=0.239677，S₂=0.291051，S₃=0.319388。相应的，F₂=2.74375，F₁=3.53672。在分母自由度为33，分子自由度分别为4和2时，F分布在5%显著性水平上的临界值分别为2.69和3.32。由于F2大于2.69，同时F1大于3.32，可以两次拒绝原假设，模型应该采用变系数的形式。

根据以上分析，我们将模型形式确定为固定影响变系数模型，模型形式如下：

$\begin{array}{c}In(cons{)}_{it}={\alpha }_{it}+{\beta }_{it}In(inc{)}_{it}+u_{it}\\ (i=\mathrm{1,2},3;t=\mathrm{2000,2001},\dots ,2012)\end{array}$

5. 回归分析结果与讨论

为了减少个体截面数据所造成的异方差性，采用截面加权的广义最小二乘法（GLS）来估计回归方程。估计结果显示调整的R方等于0.984639，说明模型的拟合优度很高。模型的回归结果如表3所示。

从模型的回归结果可以直观地看出，三个阶层的斜率系数都为正，且t值都较大，相伴概率p值都明显低于显著性水平，斜率系数都是统计显著的。究其经济意义，具体来讲，对于较低收入阶层，人均可支配收入每增加1%，服务性消费支出大约增加0.88%；对于较高收入阶层，人均可支配收入每增加1%，服务性消费支出大致增加0.98%；对于中产阶层来说，人均可支配收入每增加1%，服务性消费支出大概要增加1.06%。由于人均可支配收入一般是较大的数字，所以1%左右的增加已经是一个不小的幅度，回归结果在经济现实中也是显著的。

另外一个直观的发现是，中产阶层的斜率系数要高于较低收入阶层和较高收入阶层的斜率系数，这说明当可支配收入增加的时候，中产阶层更愿意增加在服务性消费上的支出。用经济学的语言来讲，即中产阶层的服务性边际消费倾向要高于其他两个阶层。中产阶层的这种特点也是本文所重点关注的。实际上，这一结果与现实中不同社会阶层的消费支出实践完全吻合。众所周知，收入是决定消费水平的最重要的因素。当可支配收入增加的时候，消费者消费支出的增加是必然的。但是，服务性边际消费倾向在不同阶层间却存在显著的差异。较低收入阶层更注重的是生存层面的消费，其消费构成主要集中在食品、衣着、居住、家庭设备用品等方面，而在教育、文化娱乐、医疗保健、外出饮食等服务性消费上支出较少。当可支配收入增加时，较低收入阶层会倾向于继续改善自己的生存环境，因而在衣着、食品、居住等方面的追加消费投入远高于服务性消费支出。中产阶层由于拥有较高的可支配收入，他们不需要过多地将精力放在保障生存方面，反而要追求一些精神上的满足。当可支配收入增加时，中产阶层会有更多的资源消费可以带来精神满足的服务性消费。统计显示，当中产阶层的可支配收入增加时，他们在交通、通信、教育、文化娱乐等方面的消费投入增加要高于其在食品、衣着等方面的消费投入。而对于较高收入阶层，由于他们有稳定的较高生活水平，其消费需求长期可以得到满足，其消费结构受可支配收入增长的影响甚微。

四、 结论和政策建议

1. 研究结论

本文基于上海市统计年鉴提供的相关数据，经过处理，收集了2000年到2012年13年间不同社会阶层的人均可支配收入和人均服务性消费支出面板数据，并利用标准的面板数据分析模型，研究了中产阶层可支配收入和服务性消费支出之间的统计关系。主要研究结论有：可支配收入与服务性消费支出之间存在显著的正相关关系，这种关系并不随着消费者所在阶层的改变而改变；但是，中产阶层的服务性边际消费倾向高于较高收入阶层和较低收入阶层。

2. 政策建议

经过30余年的改革与发展，我国国民经济已经到了转型升级的关键时刻。要提升国民经济的质量与效率，大力发展服务经济刻不容缓。而服务经济的发展又离不开一个庞大的中产阶层群体。结合研究结论，本文提出以下几点政策建议：

（1）提高居民收入水平是实现国民经济转型的基础。研究表明，收入水平的提高与服务性消费支出呈现出显著的正相关关系，即居民收入水平的增长会显著地带动服务性消费支出的增长，因此，政府要将提高居民收入水平作为经济发展转型升级的重要推手，将经济改革与发展的焦点聚集于民生，刺激服务性消费支出的增加，从需求方面推动服务产业的发展。

（2）培育中产阶层是推动经济转型的核心。研究表明，虽然居民收入水平与服务性消费支出之间呈正相关关系，但是相对于较高收入阶层和较低收入阶层，中产阶层的服务性边际消费倾向更高。这表明，中产阶层会将增加的消费支出更多地用在服务性消费方面。因而，国民经济要由工业经济向服务经济转型，关键是要培育一个庞大的中产阶层群体。实际上，无论是欧洲还是美国，其发达而庞大的服务经济体系，都离不开一个庞大而稳定的中产阶层群体。

（3）服务性企业要将中产阶层作为主要的目标市场。相对于低收入群体与高收入群体，中产阶层的服务性消费支出倾向更高，这就为服务性企业的市场开拓指明了方向。需求是现代营销理论的核心，服务性企业的发展离不开其对目标市场群体的洞察力与前瞻力。服务性企业特别是中端的服务性企业，必须将中产阶层群体作为主要的目标市场，要针对中产阶层群体的人口统计、心理与行为特征进行市场细分，并设计针对性的营销组合策略，在满足中产阶层消费需求的基础上实现企业的发展目标。

参考文献