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136 管理评论第31卷企业战略选择进行研究,发现企业结合消费者偏好优先考虑质量战略而非价格竞争。上述文献在实践层面证实产品质量对消费者购买决策和企业生产决策产生影响。对于质量的特性的研究,郭克莎[11]认为质量具有物质性和社会性。质量的物质性表现为绝对质量,即在一定科学技术条件下产品的客观物质性能。 Shewhart[12]认为质量是产品本身具有的可以测量的物理特性。 Crosby[13]认为质量是产品符合相关标准的程度,是有形的并且可以测量的。相对地,质量的社会性表现为相对质量,即产品满足一定消费条件下某种社会需求的程度。 Juran[14]从顾客感知出发,认为质量是产品在使用时能满足顾客需求的程度,实质是顾客质量或市场质量。 Feigenbaum[15]基于顾客视角,认为质量通过借助营销、制造、维修中的综合体来满足顾客期望。 Groocock[16]认为质量是指产品相关特性和符合顾客需求的程度,顾客需求受到他们愿意交付的价格、时间和方式的限制。对质量的界定中,不难发现随着市场供需关系的转变、经济发展,对质量的研究侧重于社会性,产品通过客观性能满足一定消费条件下某种需求的程度就是质量。本文从顾客视角出发,结合数量需求的经济学定义,界定产品质量需求的内涵某一既定的价格水平和收入水平下,消费者在购买同等数量产品时体现的或潜在的对满足期望的产品质量特性的要求。产品质量很早就进入了经济学家的视野,但由于缺乏包含产品质量与产品数量的实证数据,研究大多停留在理论层面Linder[17]提出重叠需求理论,认为需求结构与收入水平密切相关,当国民收入越接近,其需求结构重叠部分就越大。 Grossman和Helpman[18]提出了产品改进的阶梯模型,分别论述了产品垂直差异来源于不同的质量分布、产品水平差异的原因是创新。 Aghion和Howitt[19]提出质量提升内生增长理论,需求和价格受质量调控,消费者效用需求水平取决于产品数量和产品质量,性价比决定消费者选择。赵平[20]认为质量需求是人们需要并有支付能力购买的一定数量产品的质量。 Hummels和Klenow[21]指出,产品质量和多样性是直接影响消费者效用的需求变量。 Birol等[22]发现中产阶级消费者愿意支付更安全和更高质量食品的价格溢价。与本文研究最为接近的是产品质量发展领域的文献。李志德[23]认为产品质量需求与经济水平和国民收入相关。国内消费者对高档产品的需求量迅速增加,价格因素的作用有所下降,产品质量需求的结构大幅提升。国际贸易引起消费早熟和攀比,消费者更为重视产品质量和品牌,但国内质量供给短缺造成质量消费需求和品牌消费需求的外流。在新新贸易环境下,对于产品质量的探讨往往与国际贸易领域相关。施炳展[24]基于海关贸易数据,打破了单位价值等价于质量的假设,利用产品质量内生决定模型,分别从产品需求和供给层面给出了产品质量决定方程,为产品质量测度提供了理论基础。马述忠和吴国杰[25]在此基础上,探讨了中间品进口对出口产品质量的影响。纵观国内外学者对产品质量的研究,主要集中在概念特性、重要性和影响因素等方面,尽管学者们已经认识到产品质量供需结构平衡的重要性,但依旧缺乏对产品质量需求和影响因素的量化实证。鉴于现有研究对消费者产品质量需求实证研究的欠缺和不足,本文利用1994 2017年美国统计数据对产品质量需求的关键影响因素进行分析,充分考虑因素间的互为内生关系,构建联立方程进行系统评价,为平衡产品质量供需结构提供科学有效的指导。模型与数据1、理论模型分析本文引用Hallak和Sivadasan[26]的质量内生决定模型,该模型运用固定替代弹性constant-elasticity-of-sub-stitution,CES需求系统来进行跨类别的产品质量的核算。从产品需求层面来看,模型设定的j产品的效用函数为U ∑jdjqj σ-1σ[ ]σσ-1,σ 1 1效用函数下的j产品需求量为dj p-σj qσ-1j EP ,σ 1 2第9期宋明顺,等产品质量需求及其内在影响因素研究137 式1和式2中,dj表示j产品的数量,pj表示j产品的价格,qj表示j产品的质量,σ表示产品种类间的替代弹性,E表示消费者商品支出水平,P表示多种产品的价格指数,定义为P ∑ p1-σqσ-1,σ 1 3产品质量内生决定模型中,质量而不是价格被认为是消费者对产品多种属性需求的体现。通过Dixit和Stiglitz[27]效用函数,消费者需求进行单位质量的调整,同样地,价格也需要进行单位质量的调整,可以定义为d-j djqj,p-j pjqj4对于消费者需求可以重新理解为在一定支出水平和产品价格指数下,对某一产品质量调整下价格的需求dj p-1-σj EP ,σ 1 5产品质量内生决定需求层面的解释和定义,完整地考虑了质量调整下的需求和价格,指出消费者效用需求水平取决于产品数量和产品质量,决定消费者最优选择的是产品价格与产品质量的比值,即性价比。本文参照质量内生决定模型,对产品质量需求进行理论推导。其中,对于E支出水平,用国民收入Y不考虑税率来体现,对于多种产品的价格通过消费者对产品偏好C来表示dj p-σj qσ-1j YC ,σ 1 6式中,Y为国民收入,C为消费者偏好,Y/ C表示市场环境。式6表明垂直差异化产品市场中,消费量取决于产品质量、价格以及市场环境,即性价比和市场接受度,可得种类j的质量需求qσ-1j djpσj CY ,qj d 1σ-1j p σσ-1j CY 1σ-1,σ 1 7式7表明消费者对产品质量的需求和国民收入、产品价格、消费量、消费者偏好均相关,与已有文献的研究成果相一致Mitra和Trindade[28]将收入分配和出口产品质量差异相联系,表明在出口贸易中国民收入分配与产品质量需求正相关。李志德[23]强调除了价格之外,影响产品质量需求的因素包括消费者收入、相关产品的价格、消费者的偏好、消费者对未来的预期、人口结构的变动以及政府的消费政策等。2、计量模型构建按照Roberts等[29]、Gervais[30]的做法,由式7构建计量模型,数据具有时间维度,在t年产品质量需求可表示为qt d 1σ-1t p σσ-1t CY 1σ-1t,σ 1 8两边取自然对数,进行整理后得如下计量回归方程式lnqt α0 1σ - 1 lndt σσ - 1 lnpt 1σ - 1 lnct - 1σ - 1 lnyt εt1, σ 1lnqt α0 α1 lndt α2 lnpt α3 lnct α4 lnyt εt1, σ 1 9α1 1σ - 1 0,α2 σσ - 1 0 ,α3 1σ - 1 0,α4 - 1σ - 1 0式中,lnqt表示产品质量需求,lnpt表示产品价格,lnyt表示国民收入,lndt表示消费量,lnct表示消费者偏好,下标t为年份。产品质量需求、产品价格和国民收入间互为内生检验过程见下文,直接回归的估计结果是有偏的,Gujarati[31]从理论上提出联立方程模型能够完整有效地表达经济系统之间的相互关系,适合用来研究系统问题。王铭利[32]运用联立方程实证中国经济增长与环境污染关系,估计结果更有效。本文首先建立产品质量需求的单方程、产品价格的单方程和国民收入的单方程,后联立为系统模型。产品质量需求的单方程为式9。产品价格单方程中,曹丽等[33]提出产品价格与产品价值有关,实证发现高的产品价值会降低价格敏138 管理评论第31卷感性。 Dingel[34]实证后得出国民收入水平会影响产品价格和产品质量。 Friedman[35]认为商品的价值在流通过程中受市场供给与需求的互相影响。本文对于产品价格的衡量从产品的社会必要劳动时间、社会有效需求与供给以及国民收入出发,其中社会有效需求分为质量需求和数量需求,产品价格的计量模型如下lnpt β0 β1 lnqt β2 lnyt β3 lndt β4 lnst β5lnlt εt2 10式中,lnst表示商品供给水平,lnlt表示制造业的劳动生产率。微观经济学中,国民收入是物质生产部门劳动者在一定时期所创造的价值,是土地、劳动、资本等要素所有者在一定时期内提供生产要素所得的报酬,即工资、利息、租金和利润等的总和[36]。面对收入不平等问题,各国通过财政政策和货币政策等政策工具试图解决该问题。刘超等[37]认为在经济新常态条件下,货币政策与经济增长速度和质量关系显著,进而影响国民收入。 Argitis和Pitelis[38]认为扩张的货币政策会影响信贷市场的效率,从而影响劳动收入者的收入以及生产资本收入者的资本积累及福利。本文选取货币供给量、利率作为货币政策的调控手段,产品价格作为影响国民收入在国民经济各部门和各阶层居民之间的分配媒介,建立国民收入的计量模型lnyt γ0 γ1 lnpt γ2 lnmt γ3 lnrt εt3 11式中,lnmt表示货币供给量,lnrt表示利率。综上,建立产品质量需求的联立方程模型lnqt α0 α1 lndt α2 lnpt α3 lnct α4 lnyt εt1lnpt β0 β1 lnqt β2 lnyt β3 lndt β4 lnst β5lnlt εt2lnyt γ0 γ1 lnpt γ2 lnmt γ3 lnrt εt3ìîíïïïï12变量间的系统关系如图1所示。图1 产品质量需求模型系统结构图3、数据来源与变量说明本文研究的是一个通用性问题,在实证阶段不存在区域限制,考虑到数据的完整性,采用美国19942017年调整后的季度数据,分别来自于美国经济分析局BEA官网、美国消费者满意度指数ACSI官网、美国劳工部劳动统计局BLS和美国联邦储备局FED。产品质量需求q,表示消费者对产品质量需求的走势,由消费者满意度指数american consumer satisfac-tion index,ACSI进行度量。产品价格p,表示商品使用价值和价值的变化,参照Dolmas[39]的做法,由个人消费支出价格指数personal consumption expenditures price index,PCE度量,这优于传统的居民消费价格指数consumer price index,CPI指数。国民收入y,表示居民当期收入总和,由人均收入personal income,PI度量。消费量d,表示居民在购置满足生活的商品时产生的支出,由商品零售额goods sales,GS度量。消费者偏好c,表示消费者对商品喜好变化趋势,参照吕风勇[40]的做法,由耐用品/非耐用品的变动指数度量。商品供给水平s,表示商品实际生产和供给的变化情况,由工业生产指数industrial production度量。劳动生产率llabor productivity,LP,是某一种商品所必需的平均劳动生产时间,由制造业劳动生产率度量。货币供给量m,代表影响价格走势的货币因素,采用广义货币M2口径。利率r,该变量是宏观经济学的核心变量,关注的是市场资金借贷关系,由美国国债的市场收益率treasury bond yield rate,TBYR度量,具体如表1所示。第9期宋明顺,等产品质量需求及其内在影响因素研究139 表1 模型主要变量说明及数据来源变量阐释数据来源qt产品质量需求,美国顾客满意度指数度量美国消费者满意度指数官网pt产品价格,消费价格指数度量美国经济分析局官网yt国民收入,人均收入度量美国经济分析局官网dt消费量,商品零售额度量美国经济分析局官网ct消费者偏好,耐用品/非耐用品的指数度量美国经济分析局官网st商品供应量,工业生产指数度量美国劳工部劳动统计局lt劳动生产率,制造业劳动生产率度量美国劳工部劳动统计局mt货币供应,广义货币度量美国联邦储备局rt利率,美国国债的市场收益率度量美国联邦储备局本文收集到1994年第3季度至2017年第1季度的91个季度数据,由于各变量的量纲不相同,为减少估计误差,需要对样本数据进行去量纲处理,综合考虑后本文选用标准差化法,这是目前常用的去量纲方法之一。该方法是将某个指标的各观察值减去指标平均值,然后除以该指标的标准差,从而消除量纲和数量级的影响,公式如下x′pq xpq - x-p / sp 13基本回归结果及分析1、模型的估计与分析1数据平稳性检验为保证计量模型结果的有效性,有必要先检验各变量的平稳性。本文采用ADF单位根检验法对9个变量进行检验,并按照c,t,p格式列表。结合ADF判断准则,当无趋势项t0时,只要有一个检验拒绝原假设显著则可判定数据序列平稳。原值检验中,lnst序列平稳,lnqt序列不平稳但趋势平稳,其余变量序列不平稳。对非平稳序列进行一阶差分均为平稳序列,可知9个变量均为一阶单整序列I1,如表2所示。表2 变量平稳性检验结果变量c,t,p原值检验结果一阶差分检验结果ADF值P值结论ADF值P值结论lnqt1,1,p -4. 035751 0. 0109平稳-7. 819859 0. 0000平稳1,0,p -1. 126766 0. 7023非平稳-7. 769181 0. 0000平稳0,0,p -1. 150901 0. 2260非平稳-7. 780399 0. 0000平稳lnyt1,1,p -2. 192368 0. 4876非平稳-7. 901258 0. 0000平稳1,0,p -2. 375635 0. 1515非平稳-4. 574665 0. 0000平稳0,0,p -0. 525295 0. 4865非平稳-2. 455698 0. 0144平稳lnpt1,1,p -1. 551498 0. 8040非平稳-6. 738129 0. 0000平稳1,0,p -0. 839212 0. 8027非平稳-6. 722127 0. 0000平稳0,0,p -0. 387067 0. 5420非平稳-3. 652902 0. 0004平稳lndt1,1,p -2. 137939 0. 5176非平稳-7. 641351 0. 0000平稳1,0,p -1. 074991 0. 7228非平稳-7. 675165 0. 0000平稳0,0,p -1. 083116 0. 2506非平稳-7. 616028 0. 0000平稳lnct1,1,p -1. 726624 0. 7313非平稳-10. 99557 0. 0000平稳1,0,p -1. 092209 0. 7161非平稳-11. 05549 0. 0001平稳0,0,p -1. 098636 0. 2449非平稳-11. 11524 0. 0000平稳lnst1,1,p -2. 702516 0. 2383非平稳-4. 572699 0. 0021平稳1,0,p -2. 887775 0. 0508平稳-4. 385830 0. 0006平稳0,0,p -2. 734381 0. 0067平稳-4. 224383 0. 0000平稳lnlt1,1,p -1. 818626 0. 6875非平稳-6. 057455 0. 0000平稳1,0,p -2. 263601 0. 1861非平稳-4. 259149 0. 0009平稳0,0,p -1. 266560 0. 1878非平稳-3. 552620 0. 0005平稳140 管理评论第31卷续表变量c,t,p原值检验结果一阶差分检验结果ADF值P值结论ADF值P值结论lnmt1,1,p -3. 037054 0. 1282非平稳-6. 402537 0. 0000平稳1,0,p 0. 248972 0. 9742非平稳-6. 444305 0. 0000平稳0,0,p -0. 530697 0. 4842非平稳-1. 033280 0. 2695非平稳lnrt1,1,p -1. 657354 0. 7619非平稳-9. 291427 0. 0000平稳1,0,p -1. 333117 0. 6112非平稳-9. 310768 0. 0000平稳0,0,p -1. 340074 0. 1658非平稳-9. 340225 0. 0000平稳注“c1”表示被检验序列带常数项,“c0”表示不带常数项;“t1”表示带趋势项,“t0”表示不带趋势项;p表示滞后期数。原假设是时间序列存在单位根。2模型的内生性检验与识别为确认产品质量需求、产品价格和国民收入是否相互影响,需要进行变量的内生性检验,即检验方程的联立性,通常采用Hausman检验。具体过程首先就内生变量对整个方程的全部外生变量进行辅助回归,得到内生变量的估计值和残差值,见式14 16式。lnqt α0 α1 lndt α2 lnct α3 lnst α4 lnlt α5 lnmt α6 lnrt residt1 14lnpt β0 β1 lndt β2 lnct β3 lnst β4 lnlt β5 lnmt β6 lnrt residt2 15lnyt γ0 γ1 lndt γ2 lnct γ3 lnst γ4 lnlt γ5 lnmt γ6 lnrt residt3 16由式14得lnqt的估计值ln qt︿和残差值residt1,式15得lnpt的估计值ln pt︿和残差值residt2,式16得lnyt的估计值ln yt︿和残差值residt3。将ln pt︿ 、residt2;ln yt︿ 、residt3分别引入产品质量需求方程9式,将ln qt︿ 、residt1;ln yt︿ 、residt3分别引入产品价格方程10式,将ln qt︿ 、residt1;ln pt︿ 、residt2分别引入国民收入方程11式,通过残差项的显著性判断变量是否内生,进而检验方程的联立性,结果如表3所示。表3 产品质量需求、产品价格与国民收入内生性检验检验变量lnqt lnpt lnyt估计系数P值估计系数P值估计系数P值ln qt︿-resid1t - - -0. 0112 0. 0912 - -ln pt︿-resid2 t -3. 1206 0. 0808 - - 0. 6316 0. 0510ln yt︿-resid3t -2. 7835 0. 0435 0. 3212 0. 0000 - -由表3可知,resid系数显著不为0,可以联立方程,通过Hausman内生性检验,产品质量需求、产品价格与国民收入的内在关系及相互作用机制应该通过联立方程模型反映。基于联立方程模型识别的阶条件和秩条件,式12可识别。3估计方法选择及估计结果广义矩估计方法generalized of moment,GMM将准则函数定义为工具变量与扰动项的相关函数,使其最小化得到参数的估计值,允许随机误差项存在异方差和序列相关,因此,GMM可作为联立方程模型的估计方法[41]。本文数据为时间序列数据,选取HAC矩阵作为加权矩阵,估计结果如下lnqt 0. 0203 3. 0755lnpt - 1. 9961lnyt - 0. 2698lndt - 0. 1087lnctlnpt - 0. 003 0. 1161lnqt 0. 9086lnyt 0. 1008lndt - 0. 0846lnst - 0. 0336lnltlnyt 0. 0253 0. 4866lnpt 0. 6004lnmt 0. 1421lnrtìîíïïïï根据内生性检验结果,产品质量需求、产品价格和国民收入间存在显著相关性,回归结果再次验证这一结论。在产品质量需求决定方程中,产品价格与消费者的产品质量需求在1水平上显著正相关,即产品价格每上涨1个百分点,消费者对产品质量的需求相应增加3. 0755个百分点,这种正相关关系体现了质量的外部有效性。国民收入与产品质量需求间呈负相关关系,似乎很难理解,但事实上这与经济发展后期的溢价效应相关,国民收入到达某一阈值后,消费者相信产品质量是市场流通的先决条件,同价同质关系使得消费者偏好品牌,对质量的关注度反而下降。对于国民收入未到达阈值时与质量需求间的关系探讨将在下文着重分析,第9期宋明顺,等产品质量需求及其内在影响因素研究141 结果既符合市场规律又具有创新。消费量与产品质量需求呈现负相关,即消费者对产品的数量需求越大,对于产品的质量需求会相应下降,与边际效用递减规律相一致。同时,消费者偏好与产品质量需求负相关,表明消费者对非耐用品的质量需求高于耐用品,这与非耐用品的易消耗、强感知特性相关。在产品价格决定方程中,劳动生产率与产品价格负相关,劳动生产率提高1个百分点,价格下降0. 0336个百分点,这符合马克思政治经济学中商品价值量与劳动生产率的论述。此外,产品价格主要受市场供需结构的影响,这一观点在产品质量需求、消费量和商品供给水平与产品价格关系中得到体现。国民收入与产品价格呈显著的正向关联,符合市场规律。在国民收入决定方程中,产品价格、货币供给量及利润均在1的水平上与国民收入正相关,表明市场流通的货币数量和产品价格切实影响了国民收入。政府通过调整货币供给量以及利率,会直接影响国民收入,间接影响到消费者对产品的质量需求,验证了货币信贷政策对市场需求短期调控的有效性。为验证联立方程模型的有效性,与单方程回归OLS结果对比,如表4所示。可以发现产品需求方程和产品价格方程中的自变量的系数、显著性和相关性符合均存在较大差异,国民收入方程的影响系数存在差异。结合经济性意义,验证联立方程GMM估计的方法适用性,拟合偏差较小,精度较高。表4 产品质量需求影响因素回归结果方法变量单方程OLS回归联立方程GMM回归lnqt lnpt lnyt lnqt lnpt lnytlnqt -0. 00030. 9704 0. 1161∗ ∗ ∗0. 0001lnpt 1. 6815∗0. 08230. 5644∗ ∗ ∗0. 00003. 0755∗ ∗0. 01100. 4866∗ ∗ ∗0. 0000lnyt -0. 95760. 2626 0. 8291∗ ∗ ∗0. 0000-1. 9961∗ ∗0. 04640. 9086∗ ∗ ∗0. 0000lndt -0. 18090. 4148 0. 1003∗ ∗ ∗0. 0000-0. 26980. 33970. 1008∗ ∗ ∗0. 0000lnct -0. 3267∗0. 0701-0. 10870. 3376lnst -0. 1407∗ ∗ ∗0. 0000-0. 0846∗ ∗ ∗0. 0000lnlt 0. 1839∗ ∗ ∗0. 0000-0. 03360. 6187lnmt 0. 5478∗ ∗ ∗0. 00000. 6004∗ ∗ ∗0. 0000lnrt 0. 14240. 0000 0. 1421∗ ∗ ∗0. 0000R2 0. 7213 0. 9986 0. 991 0. 6947 0. 9954 0. 9896Adj.R2 0. 7083 0. 9986 0. 991 0. 6805 0. 9951 0. 9893注括号内为P统计量;∗ ∗ ∗ 、∗ ∗ 、∗分别表示在1、5、10水平上显著,下同。2、关键影响因素分析由方程估计结果可知,国民收入与产品质量需求间存在显著的关系,但关系较为复杂,并非简单的线性关系,需要进行深入分析。为此,本文通过进行国民收入和产品质量需求原始数据下的曲线拟合,确定两者的关系,证明两者存在周期性关系,如图2和表5所示。根据函数表达式,可得极值点对应的国民收入单位百万美元,下同,数据来源BEA的Personal Incomeand Its Disposition报表的Personal Income指标分别是7851. 4和13836. 3。国民收入在[5969. 9,7851. 4]和[13836. 3,16427. 6]区间内,消费者对产品质量的需求随着国民收入的提高呈下降趋势,在[7851. 5,13836. 2]区间内,消费者对产品质量的需求随着国民收入的提高而上升。本文将区间节点对应时间节点,国民收入7851. 4的时间节点为1999年第一季度,国民收入13836. 2的时间节点为2012年第三季度,为确定节点的准确性,进行断点检验,结果如表6所示。142 管理评论第31卷图2 国民收入与产品质量需求的拟合图像表5 国民收入与产品质量需求的函数表达式变量系数置信区间常数107. 8 [104. 3, 111. 2]lny -0. 01111 [-0. 01213, -0. 0101]lny2 1. 109e-06 [1. 015e-06, 1. 203e-06]lny3 -3. 409e-11 [-3. 691e-11, -3. 127e-11]Adj.R2 0. 962表6 Chow’s断点检验表时间F值对数似然比Wald值1999年第一季度7. 165678∗ ∗ ∗0. 000045. 64912∗ ∗ ∗0. 000050. 15974∗ ∗ ∗0. 00002012年第三季度16. 27152∗ ∗ ∗0. 000082. 62324∗ ∗ ∗0. 0000113. 9006∗ ∗ ∗0. 0000由检验结果可知,1999年第一季度、2012年第三季度为有效区间节点。将国民收入与产品质量需求关系分为三个阶段,这与Rostow[42]提出的经济增长阶段理论相对应。 Rostow把人类社会的历史发展分为六个阶段1传统社会阶段;2起飞准备阶段;3起飞进入自我持续增长的阶段;4成熟阶段;5高额群众消费阶段;6追求生活质量阶段。 “高额群众消费阶段”和“追求生活质量阶段”是两个关键性阶段第5阶段,主导部门转到耐用消费品生产方面;第6阶段,其主导部门是服务业与环境改造事业。对比阶段特征,国民收入与产品质量需求关系的第一阶段应属于高额群众消费阶段,第二阶段与第三阶段是追求生活质量阶段,但内在追求的侧重点不同,其阶段界定及特征如下1994 1998年,规模消费阶段,对应高额群众消费阶段。 1990 1991年美国经历短期萧条期,经济复苏缓慢。 1993年,克林顿政府进行宏观经济政策调控,以及20世纪80年代经济结构调整和产业政策作用,经济复苏进入快速发展期,此时国民必要物质需求得到满足,并出现追求物质进步的消费倾向,但此时更为关注的是产品数量而不是产品质量。1999 2011年,质量消费阶段,对应追求生活质量阶段。美国新经济发展阶段,带动技术革命和创新,产品种类大幅增加,生产效率快速提升,国民收入增加,中产收入群体扩大。中产群体有意愿且有能力去关注产品质量,质量需求成为需求显性体现,直接影响企业生产决策和产业结构,间接影响国家贸易。2012 2017年,品牌消费阶段,对应追求生活质量阶段。美国经济持续温和复苏,内生增长动力趋稳,每年的经济增速在2左右,超过发达国家均值,国民收入到达高水平状态。消费观念发生改变,由于品牌具有经济价值和效用价值,因此,消费者对品牌感知要强于质量感知,质量是影响产品购买的重要因素但不再是关键因素。另一方面,尽管美国提出“再工业”政策、期望振兴美国制造业,但仍无法满足消费者日益增长的质量需求。同时,由于贸易保护政策实施限制国际贸易,消费者为了匹配产品质量供给水平自发降低质量需求。该阶段,国家尤为需要关注产业结构和市场质量供应水平,满足消费者质量需求和品牌需求。3、结果的稳健性检验为检验估计结果的稳健性和可信度,考虑两阶段最小二乘法估计对模型进行再次估计。与GMM估计类第9期宋明顺,等产品质量需求及其内在影响因素研究143 似,两阶段最小二乘法估计能较好地处理联立方程组的内生性问题,回归结果如表7所示。表7 产品质量需求影响因素回归结果方法变量联立方程GMM回归联立方程两阶段最小二乘法回归lnqt lnpt lnyt lnqt lnpt lnytlnqt 0. 1161∗ ∗ ∗0. 00010. 07613∗0. 0999lnpt 3. 0755∗ ∗0. 01100. 4866∗ ∗ ∗0. 00002. 5936∗ ∗0. 03340. 5589∗ ∗ ∗0. 0000lnyt -1. 9961∗ ∗0. 04640. 9086∗ ∗ ∗0. 0000-1. 7363∗0. 10870. 9322∗ ∗ ∗0. 0000lndt -0. 26980. 3397 0. 1008∗ ∗ ∗0. 0000-0. 24490. 27330. 1117∗ ∗ ∗0. 0000lnct -0. 10870. 3376 -0. 21800. 2913lnst -0. 0846∗ ∗ ∗0. 0000-0. 1000∗ ∗ ∗0. 0003lnlt -0. 03360. 6187 -0. 01930. 8556lnmt 0. 6004∗ ∗ ∗0. 00000. 5533∗ ∗ ∗0. 0000lnrt 0. 1421∗ ∗ ∗0. 00000. 1424∗ ∗ ∗0. 0000R2 0. 6947 0. 9954 0. 9896 0. 7183 0. 9972 0. 9910Adj.R2 0. 6805 0. 9951 0. 9893 0. 7052 0. 9971 0. 9910通过比较发现,产品质量需求、产品价格和国民收入方程的变量系数和显著性并未出现较大变化,验证了本文产品价格、国民收入、消费量对产品质量需求的影响。同时,GMM估计得到的R2与两阶段最小二乘法估计得到的R2基本保持一致,表明估计结果是良好且稳健的。结 论本文在产品质量供求信息不对称的背景下,从需求侧出发,引用质量内生决定模型,对产品质量需求及其影响因素进行分析。由于产品质量需求、产品价格和国民收入间存在互为内生,需要构建联立方程模型并进行GMM估计,结果表明产品价格与产品质量需求存在正相关关系,国民收入与产品质量需求之间呈现周期性的阶段特征,消费量的增加会降低产品质量需求,符合边际效用递减规律。消费者对于非耐用品的质量需求要高于耐用品。此外,本文探索发现,国民收入与质量需求的阶段关系与社会发展、经济发展阶段紧密相关,这一观点与罗斯托经济增长阶段理论相吻合规模消费阶段对应于高额群众消费阶段,质量消费与品牌消费阶段对应于追求生活质量阶段。规模消费阶段,消费者选择进行规模性消费,对产品的数量需求要大于质量需求;质量消费阶段,消费者对于产品质量的需求快速增长;品牌消费阶段,消费者关注品牌声誉,对品牌感知要强于质量感知。同时,本文验证了货币信贷政策对市场需求短期调控的有效性。在中国供给侧改革的背景下,本文的研究具有重要的政策意义和学术价值。结合中国技术创新水平、经济发展情况、全球贸易合作程度以及国民消费理念,比对美国产品质量需求的发展阶段,推断中国目前处于质量消费阶段的前期,国民收入增加,消费者开始追求生活质量,产品质量需求较为强烈。面对消费者对产品质量的高需求,生产企业应该及时考虑提高质量供给水平和供给效率,不仅仅是达到流通底线,而使其成为产品的垂直差异来源,在激烈的市场竞争中始终掌握主动权。国家对需求侧管理要注重短期调控,可用货币信贷来刺激需求,进而推动经济增长;对供给侧管理可通过优化要素配置和调整生产结构来提高供给质量,不断满足人民日益增长的美好生活需求,实现中国经济的高质量发展。144 管理评论第31卷参考文献[1] 贾康,苏京春.论供给侧改革[J].管理世界,2016,31-24[2] 纪念改革开放周年系列选题研究中心,王佳宁,盛朝迅.重点领域改革节点研判供给侧与需求侧[J].改革, 2016,29135-51[3] 郭克莎.质量经济学概论[M].广州广东人民出版社, 1992[4] Huang X. 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