商貿流通業與居民消費能力協同發展的影響因素分析

蘇金玲

內容摘要：本文基于2009-2014年省級面板數據，通過構建商貿流通業與居民消費能力測算的綜合指標評價體系來測度二者協同發展水平，之后構建動態面板計量模型實證探究影響二者協同發展的因素。最后，基于研究結論，文章提出相關政策建議。

關鍵詞：商貿流通業 居民消費能力 協同發展 影響因素

引言與文獻綜述

消費、投資、出口對于我國改革開放以來實現經濟快速發展具有重要影響作用，但各自的貢獻率不盡一致。長期以來，經濟發展過度依賴政府投資和出口貿易，引致我國經濟發展需求結構的偏倚，無法推動我國經濟持續高效發展。當前，在推動經濟結構轉型過程中，應注重從刺激擴大消費需求的視角制定策略，而商貿流通業是與消費需求直接對接的行業，其行業發展變化必然會對居民消費能力產生一定程度的影響（陳君，2015；張立平，2016）。反過來看，居民消費水平的變化同樣會增加消費需求，倒逼商貿流通業供給的增加，對商貿流通效率和能力提出更高的要求。

學者針對上述問題進行了大量研究，研究主要集中在兩個層面：商貿流通業對居民消費能力的影響效應和商貿流通業對居民消費行為（消費結構）的影響效應。就前者而言，張艷（2015）研究認為商貿流通業發展和我國消費增長之間存在著明顯的聯動效應，流通業的發展狀況會在一定程度上影響消費支出，而消費增長會促進流通業市場發展。另外，強調居民消費平滑性的存在，使得流通業貿易發展政策必須結合消費者的行為因素和習慣因素。張立平（2016）基于理論分析和計量分析兩個層面研究商貿流通業與居民消費增長的相關關系，結果發現商貿流通業的發展可以顯著提升居民消費能力，且反過來居民消費的增長也可以間接影響商貿流通業的發展。就后者而言，韓術斌和肖歆（2016）基于面板數據構建計量模型，采用靜態面板固定效應模型探究了商貿流通業對居民消費影響的結構性差異，結果發現商貿流通業發展對中低收入階層的正向促進效應較強，而對中高層次消費的影響較低。董媛（2016）利用1995-2013年時間序列數據并借助向量誤差修正模型來研究現代商貿流通業對居民消費結構的影響，結果發現現代商貿流通業與居民消費結構之間存在長期均衡穩定關系，且前者有利于提升居民生存型消費和享受型消費支出的增加。

上述研究對于厘清商貿流通業與居民消費的相關關系具有重要借鑒意義，但仍有改進之處。即有研究只是集中研究了商貿流通業與居民消費總量、消費結構兩組宏觀變量之間的相關關系，忽略了二者協同發展的重要性及我國地區間經濟發展的異質性。因此，本文將基于二者協同發展的視角為切入點，以探究二者協同發展的地區現狀，并在此研究基礎上分析影響二者均衡發展的影響因素，以期為二者均衡、高效發展提供建議。

商貿流通業與居民消費能力協同發展水平測度與分析

（一）商貿流通業與居民消費能力內涵界定

參考趙凱等（2009）、王玲芳（2012）的研究，本文認為商貿流通業是指專門從事商品流通的行業（批發零售等）及服務于商品流通的服務型行業（交通運輸、倉儲和郵政業、租賃、餐飲住宿等）的綜合。根據上述定義，商貿流通業主要指商品流通過程的直接貿易需求及其服務于上述貿易行業的附帶性服務業，故商貿流通業又稱為商貿流通服務業。居民消費能力主要包含居民的消費支出水平（直接消費能力）、居民的消費需求（潛在消費能力）、居民消費率（居民消費傾向的變化）三個方面。

（二）商貿流通業與居民消費能力協同發展測度指標體系

基于對商貿流通業與居民消費能力的內涵界定，本文通過構建綜合指標評價體系來分別測度上述變量。具體的一級指標（內涵指標）、二級指標（測算使用指標）如表1所示。商貿流通業共有3個一級指標，9個二級指標，分別從商貿流通業的基本發展水平、發展基礎、發展環境三個方面進行界定。居民消費能力包含3個一級指標和3個二級指標。之后，本文采用可以客觀賦權重的熵值法進行測度，同時將測算后的權重水平列于表1。基于數據可得性的考量，本文的研究對象為除西藏之外的30個省、自治區、直轄市。基于商貿流通業數據統計口徑的異質性和統計變量的變動，本文將研究樣本時間段設定為2009-2014年，所有數據均來自于2010-2015年《中國統計年鑒》。需要指出的是，考慮數據獲取的有效性，基本發展水平數據涉及批發、零售、住宿與餐飲企業，發展基礎數據涉及公路、城市公共交通、鐵路、航空業、水上運輸等。

（三）商貿流通業與居民消費能力協同發展測度結果

假設基于熵值法測度的商貿流通業發展水平指數為Ts，居民消費能力指數為Tc，二者協同發展水平D可以根據如下公式測度所得，。

參考熊曦等（2015）的研究結論，本文將商貿流通業與居民消費能力協同發展指數分為四類，以便于進行區域間差異分析，抑或是對區域階段性（周期性）的差異分析。當滿足0≤D<0.3時，則認為二者處于不協同發展階段；當滿足0.3≤D<0.5時，則認為二者處于基本協同發展階段；當滿足 0.5≤D<0.8時，則認為二者處于良好協同發展階段；當滿足0.8≤D<0.1時，則認為二者處于優質協同發展階段。表2給出了樣本區間內各省市自治區商貿流通業與居民消費能力協同發展的平均水平，可以發現，不同地區之間的協同發展指數存在顯著的差異。協同發展指數最高的是上海，達到0.9515；最低的是甘肅，僅有0.1904。根據協同發展指數由高到低的順序，達到優質協同發展的地區有上海、北京、廣東、天津、江蘇、浙江、山東；達到良好協同的地區有福建、重慶、遼寧、海南、河北、湖北、湖南、吉林、河南、黑龍江；達到基本協同的地區有四川、山西、江西、安徽、內蒙古、青海、陜西；處于不協同的地區有新疆、廣西、云南、寧夏、貴州、甘肅。研究發現優質協同地區主要集中在東部地區，良好協同發展地區主要集中在中部地區和部分西部地區，基本協同和不協同地區基本集中在西部地區。

商貿流通業與居民消費能力協同發展影響因素實證分析

（一）計量模型設定

考慮到商貿流通業與居民消費能力協同發展受商貿流通業和居民消費能力各自靜態水平與動態變化的影響，本文從上述兩個方面選取影響二者協同發展的影響因素。參考熊曦等（2015）的研究，本文選擇上述綜合指標評價體系中的變量作為解釋變量，以基于綜合指標評價體系測度的協同發展指數作為被解釋變量，構建動態計量模型進行回歸分析，基本的模型如下所示：

將商貿流通業與居民消費能力協調發展指數的一階滯后項加入模型，以探究被解釋變量動態變化的特征。另外，被解釋變量與商貿流通業產出水平（A1）或者居民消費支出水平（D1）之間可能存在一定的相互策動效應，也即模型可能存在一定的內生性問題。由此可知，適用于傳統靜態面板模型的面板固定效應模型（FE）和面板隨機效應模型（RE）不再適用于該模型，因為其無法有效解決模型中潛在的內生性問題。因此，本文將采用廣義矩估計（GMM）的方法進行回歸分析，由于一步系統GMM方法相比于二步GMM或者是差分GMM可以運用更多的數據信息，本文將采用一步系統GMM方法對模型參數進行估計。

（二）實證結果分析

表3給出了上述計量模型在全國層面、東部層面、中部層面和西部層面的估計結果，其中東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、山東、福建、廣東、海南；中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。由表3可知，不同地區分類下回歸參數估計系數在影響程度上存在差異，在影響行為（系數符號）上卻保持顯著的一致性。另外，表3同時給出了薩甘檢驗（Sargan 檢驗）和向量自回歸檢驗（AR（2））的結果，前者結果表明模型參數回歸估計中工具變量的設定是有效的，后者結果表明模型估計的殘差不存在二階序列相關性，總體表明模型設定與參數系數估計是合理有效的。

就商貿流通業與居民消費能力協同發展指數的一階滯后項（Dt-1）而言，回歸系數為0.012、0.033、0.017、0.009，且均通過了顯著性水平為10%的假設檢驗，表征協同指數存在一定的時空傳承性抑或是惰性，即前期發展有利于提升后期的協同發展指數。啟示著政府在制定宏觀經濟戰略或者是微觀企業發展策略時，應注重政策一致性，而非由于主政官員的變動改變原有制定好的策略。

就基本發展水平（A）而言，產出水平（A1）、從業人數（A2）的回歸系數均為正，且均通過了顯著性水平為10%的顯著性檢驗，且前者對協同發展的影響程度大于后者。主要是因為商貿流通業產出水平越大，從業人數越多，一方面可以提升從事商貿流通業人員的收入水平，增大商貿流通市場需求，提升行業穩定性。另一方面，商貿流通業產出水平的提升刺激市場的同時，優化了居民的消費偏好和穩定性，使二者達成協調穩步發展。發展規模（A3）回歸系數呈現區域差異，在全國和東部樣本層面下，二者回歸系數為0.003、0.027，而在中部和西部樣本層面下，二者回歸系數為-0.009、-0.012，且都未通過一定顯著性水平的顯著性檢驗。

就發展基礎（B）而言，交通運輸從業人數（B1）、貨物中轉量（B2）、道路里程數（B3）的回歸系數為正，表征交通基礎設施的快速發展有利于促進商貿流通業與居民消費能力協同發展。從統計上看，前兩者通過了顯著性水平為10%的顯著性檢驗，后者并未通過一定程度下顯著性檢驗，表征前兩者是影響商貿流通業與居民消費能力協同發展的主要因素，后者回歸次數偏小，對協同發展的影響程度可以忽略不計。

就發展環境（C）而言，人口密度（C1）的回歸系數存在顯著的區域異質性，全國層面、中部層面和西部層面的回歸系數為負，分別為-0.121、-0.337、-0.265；而東部層面的回歸系數為正，為0.218，但所有回歸結果均通過了顯著性水平為10%的顯著性檢驗。人均GDP（C2）、公共財政支出（C3）的回歸系數為正，且通過了顯著性水平為10%的假設檢驗，表征人均收入水平越高的地區，商貿流通業和居民消費能力協同發展的概率越大，政府投向于公共財政的支出數額和占比越大，越有利于增加居民的消費支出偏好，同時促進地區商貿流通業的發展。主要是因為東部地區受益于改革開放的先行政策，多個地區屬于對外開放的特區、沿海開放城市、自由貿易區，企業在海關稅收、生產要素配置均具有較大的優惠，致使該地區經濟發展較快，經濟總量領跑全國，人均可支配收入水平較高，且遠遠超過中西部地區的人均收入水平。因此，該地區的商貿流通業發展較好，居民消費能力較強，同時吸引大量中西部人口轉移至此，提升了地區常住人口的比重，進一步刺激了地區商貿流通業發展，促進了二者協同發展。

就居民消費能力而言，居民人均消費支出（D1）的回歸系數為正，分別為0.325、0.445、0.210、0.431，且均通過了顯著性水平為10%的顯著性檢驗，表征居民消費支出水平的增加有利于促進商貿流通業與居民消費能力協同提升。商品零售價格指數（D2）、居民消費率（D3）的回歸系數存在區域異質性，除了西部地區之外，全國層面、東部層面和中部層面的回歸系數為正，而西部地區的回歸系數為負。主要是因為西部地區受限于地理位置不利，經濟發展相對落后，盡管中央政府在西部地區發展上提出了西部大開發戰略、一帶一路戰略、中東部地區援助西部建設等戰略，短時間內難以改變西部地區落后發展的面貌，一旦商品價格指數提升，居民消費率提升，便會引致個人預期的利空變化，會增加對生活必需品的消費。

商貿流通業與居民消費能力協同發展的優化路徑

（一）大力推進商貿流通體系建設，統籌城鄉共同發展

發達完善的城鄉商貿流通體系是提升商貿流通業發展規模與效率的前提和保障，主要集中在城鄉商貿市場建設、商貿市場與居民居住點間的道路建設、政府對城鄉商貿流通業體系的監管、商貿市場自身運營四個方面。隨著城鎮化水平的提升，居民生活集聚性特征更加明顯，農村村莊的數量在急劇下降，因此，政府應著手推進農村商貿市場建設，包括貿易商品市場、農產品交易市場兩方面。同時，政府應出臺一系列相關監管法規、制度，最后根據地方風俗習慣和文化傳承的特征，嘗試將商貿市場承包給當地居民。如此，一方面可以為農村居民提供短期的就業崗位，增加其非農收入；另一方面，可以提升居民生活質量，進一步縮小城鄉發展差距，弱化城鄉二元化特征。

（二）提高地區城鎮化水平，增加居民可支配收入

隨著2014年《國家新型城鎮化發展規劃（2014-2020）》的出臺，新型城鎮化成為推動我國經濟發展和居民增收的重點。而推動新型城鎮化的關鍵是基于地方發展特色，推進一系列符合創新驅動發展的策略，并付諸實施。比如，基于信息技術實現電商企業的發展、完善互聯網金融、運用虛擬現實技術助力流通業等，均可以有效促進商貿流通業發展，直接或間接增加工作崗位，進而提升居民收入水平。另外，在房地產行業，通過降稅、補貼、增加就業崗位等方式，積極引導農村居民轉向城市定居，進一步提高地區城鎮化水平。

（三）加強調研和監管，實現二者協同發展

推進商貿流通業與城鄉居民消費協同發展的另一關鍵是政府監管，有效的監管是提升運營效率、規避不作為的有效手段。政府在監管過程中，首先應對同一地區不同的商貿市場運營進行實地調研，及時發現并解決問題。其次，需要對不同的商貿市場運營進行時空對比分析，通過營造平臺推動信息流通，提升整體效益水平。

參考文獻：

1.陳君.農村消費升級背景下城鄉雙向商貿流通服務體系構建[J].改革與戰略，2015（7）

2.張立平.我國商貿流通業發展與居民消費增長的關系研究[J].商業經濟研究，2016（8）

3.張艷.商貿流通業發展對我國消費增長的影響分析[J].商業經濟研究，2015（16）

4.董媛.現代商貿流通業對居民消費結構的影響分析[J].商業經濟研究，2016（10）

5.韓術斌，肖歆.商貿流通業對我國城鎮居民消費行為影響實證分析[J].商業經濟研究，2016（3）

6.趙凱，宋則.商貿流通服務業影響力及作用機理研究[J].財貿經濟，2009（1）

7.王玲芳.浙江省商貿流通業的產業關聯與波及效應分析[D].浙江工商大學，2012

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