我國商貿流通業發展與城鄉居民消費增長實證研究

蘇俊華+博士生+彭海陽+博士生

◆ 中圖分類號：F713.3 文獻標識碼：A

內容摘要：本文基于2009-2014的省級面板數據，在利用綜合指標評價體系測度商貿流通業發展水平的基礎上，構建動態面板計量模型，實證探究了商貿流通業發展對城鄉居民消費支出的影響。結果發現，商貿流通業可以有效促進城鄉居民消費支出水平的提升，但存在顯著的城鄉差異和區域差異。東部區域和中部區域的商貿流通業發展更能加快農村居民消費支出的提升，而西部區域的商貿流通業更有利于提升城鎮居民消費支出。商貿流通業對城鎮居民消費支出的促進效應由大到小依次是西部、中部、東部；而對農村居民消費支出的促進效應由大到小依次是中部、西部、東部。最后，基于上述研究結論提出相關政策建議。

關鍵詞：商貿流通業 城鄉居民消費 實證研究

問題的提出

改革開放以來，我國經濟快速發展，經濟總量大幅提升，2015年達到67.67萬億元。但受限于巨大的人口基數，我國的人均GDP較低，個人可支配收入水平不高，且存在顯著的城鄉差異。由此決定了城鄉居民的消費水平在總體上偏低，消費規模上存在差異。實現消費拉動內需，擴大消費對經濟增長的貢獻率，降低經濟發展對出口和投資的依賴程度是實現經濟可持續發展的必經之路。而商貿流通業作為鏈接生產與消費的中間產業，其對于提升居民消費水平，改變居民消費偏好，進而拉動經濟增長是否具有一定的促進效應？如果存在，是否存在一定的城鄉差異和區域差異？

有關商貿流通業對居民消費的影響效應，學者做了大量研究，但基于不同的研究方法和研究對象得出了不同的研究結論。羅永華（2011）研究認為，對于廣東省而言，要大力發展流通業，促進居民消費增長，可以從優化物流業發展區域布局，加強商貿流通企業與制造業間的互動協調發展，借助“物聯網”技術提升流通業的信息化水平，創新發展思路，積極發展新型的流通業態，通過整合資源積極培育和組建大型流通企業集團，構建農村現代流通體系，擴大農村居民消費。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。居民消費平滑性的存在使得商貿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。熊曦等（2015）研究發現，民族地區商貿流通業與居民消費能力協同發展的情況不太理想，而城市人口密度、批發和零售業全社會固定資產投資、城鄉居民人均現金消費支出、億元以上商品交易市場數、居民消費率等是主要影響因素。韓術斌等（2016）采用面板數據固定效應模型，從商貿流通業發展對不同收入組和不同消費類別影響的兩個角度出發，實證分析得出商貿流通產業發展對居民消費的影響具有結構差異。其中商貿流通業的發展對中低收入階層的促進作用較強，對文教娛樂和醫療保健兩種享受型消費支出表現出的促進作用相對較弱。謝喬昕等（2016）研究發現，商貿流通產業整體上緩解了城鄉居民消費二元性，縮小了城鄉居民消費差距，且這種緩解作用主要通過消費刺激渠道實現。張立平（2016）分析發現，商貿流通業發展與居民消費增長具有顯著的相關關系，并且主要表現為商貿流通業促進居民消費的增長，反之居民消費也間接地影響商貿流通業的發展。

既有研究對于厘清商貿流通業發展對城鄉居民消費的相關關系具有重要借鑒和指導意義，但仍然具有改進的空間。其一，多數學者采用限額以上批發、零售、餐飲、住宿商業銷售額與營業額單一性的指標來測度商貿流通業，缺乏綜合性和代表性，無法準確度量商貿流通業中的基本投入水平。其二，鮮有學者通過構建省級面板數據進行定量分析。基于此，本文基于2009-2014年省際面板數據，構建動態計量模型，采用廣義矩估計（GMM）的方法進行參數估計，從全國和分區域層面探究了商貿流通業發展對城鄉居民消費之間的關系。

模型、變量與數據選取

（一）計量模型設定

基于樣本區間內宏觀經濟的變化，本文將采用簡約型計量模型。其中，被解釋變量為城鎮居民消費支出（UCON）和農村居民消費支出（RCON），核心解釋變量為商貿流通業發展水平（DEV）。另外，參考既有研究，同時選取城鎮人均收入水平（UINC）、農村人均收入水平（RINC）、政府轉移支付（TRE）、老年撫養比（ORA）、少兒撫養比（YRA）、城市化水平（URB）作為控制變量。考慮到前期的城鄉居民消費支出會影響下期城鄉居民消費支出，因此在模型中加入城鄉居民消費支出的一階滯后項。具體的計量模型如式（1）和式（2）所示。

UCONit=β0+β1UINCit+β2TREit+

β3ORAit+β4YRAit+β5URBit+β6UCONit-1

+εi+μit （1）

RCONit=β0+β1RINCit+β2TREit+

β3ORAit+β4YRAit+β5URBit+β6RCONit-1

+εi+μit （2）

上述模型屬于一種動態模型，城鎮居民消費支出（UCON）和農村居民消費支出（RCON）與其一階滯后項、城鎮人均收入水平（UINC）、農村人均收入水平（RINC）之間存在一定的相互作用效應，即模型可能存在內生性。而傳統適用于面板模型的固定效應模型（FE）、隨機效應模型（RE）無法有效識別，因此本文將采用廣義矩估計（GMM）的方法來解決模型設定中存在的內生性問題。

（二）變量說明與數據來源

被解釋變量。城鎮居民消費支出水平（UCON）和農村居民消費支出水平（RCON）數據直接來源于《中國統計年鑒》。

控制變量。城鎮人均收入水平（UINC）、農村人均收入水平（RINC）、政府轉移支付（TRE）、老年撫養比（ORA）、少兒撫養比（YRA）的數據直接來源于《中國統計年鑒》。城鎮化水平（URB）采用城鎮人口與地區人口的比值表示。

核心解釋變量。商貿流通業發展水平（DEV）將采用綜合指標評價體系的方法進行測度，包括3個基準層，8個指標層。基準層具體包括：商貿流通業發展水平、商貿流通業發展基礎水平、商貿流通業增長水平。具體指標說明如表1所示。隨后，采用客觀賦權重的熵值法進行基本指標賦權重，并測度地區的商貿流通業綜合評價指數。需要指出的是，基于數據的可得性，本文測度中采用的商貿流通的數據主要包括限額以上批發、零售、餐飲、住宿企業；交通運輸從業人數主要來源于鐵路、公路、城市公共交通、水上運輸、航空業、裝卸搬運、郵政業等運輸服務業；運輸里程主要來源于鐵路、內河航道、公路道路；貨運運輸與中轉量主要來源于鐵路、公路、水運。考慮到商貿流通業統計口徑的變化，本文將研究時間段設定在2009-2014年，上述數據直接源自《中國統計年鑒》，研究對象為除我國西藏、港澳臺地區之外的30個省、自治區和直轄市。

實證分析

（一）全國層面分析

表2給出了全國層面下式（1）和式（2）的回歸結果，為了進行對比分析，保證估計結果的穩健性，表2同時給出了靜態面板模型的回歸結果。總體來看，可以發現固定效應模型的回歸結果與廣義矩估計的回歸結果基本一致，存在數據大小和統計顯著性的差異，從側面反映了估計結果是穩健可靠的。為了驗證GMM估計結果的有效性，同時進行了序列相關檢驗（AR（2））和SARGAN檢驗。AR（2）檢驗結果表明模型回歸殘差不存在二階序列相關性，SARGAN檢驗表征工具變量設定有效，總體表明模型設定和方法運用均是合理的。下面將采用模型（1）和模型（3）的回歸結果進行分析說明。

就城鄉居民消費支出的一階滯后項（UCONt-1、RCONt-1）而言，其回歸系數分別為0.223和0.109，通過了顯著性水平為5%的假設檢驗（T=2.31，T=2.12），表征樣本區域當期的居民消費水平每提升1%，其下期的居民消費水平會提升22.3%或10.9%。回歸結果同時說明城鄉居民消費支出具有顯著的惰性或者傳承效應，其實地區政府主政官員更替后在制定宏觀經濟政策時，需要適度保證政策的一致性。進一步發現，城鎮居民消費支出一階滯后項的系數大于農村居民消費支出一階滯后項的系數（0.223>0.109），表征城鎮居民的消費偏好程度強于農村地區。

就商貿流通業（DEV）而言，其對城鎮居民消費支出和農村居民消費支出影響的回歸系數分別為0.079和0.204，且均通過了顯著性水平為10%的假設檢驗（T=1.84，T=2.10），表征商貿流通業的發展有利于提升地區居民的消費水平，但其對農村居民消費支出的促進效應大于對城鎮居民消費支出的促進效應（0.204>0.079）。主要是因為商貿流通業主要涉及的是批發零售、餐飲、住宿及服務于上述行業的基礎設施和供給能力，城市作為地區經濟發展的核心動力地帶，其批發零售、餐飲、住宿及相關的基礎發展水平均領先于農村地區。具體流通業服務體系建設、服務人員培訓、流通體系運營等方面均優于農村地區，大部分農村所售商品均是源自城市。農村地區的商貿流通業發展水平較低，體系不夠完善，集中程度較低，運營管理效率較低。一旦農村商貿發展提升起來，其對農村居民增加消費支出的邊際效應便會明顯高于城鎮地區。這主要仍然反映的是城鄉二元經濟體制下，城鄉商貿流通業發展的異質性，進一步啟示和告誡當局應在統籌兼顧的戰略下，加快提升農村商貿流通業發展的基礎設施，建立完善的流通體系。

就控制變量而言，城鄉居民的人均收入水平（UINC、RINC）為正（0.102，0.054），前者通過了顯著性水平為5%的假設檢驗，后者通過了顯著性水平為1%的假設檢驗，表征城鄉居民人均收入水平的提升可以顯著提升居民的消費能力。但前者的回歸系數大于后者，主要是因為城鄉二元經濟體制下，農村居民的收入水平主要源自農業收入和外出務工收入，而城市居民收入源自第二產業和第三產業，不僅收入水平高，而且享有養老、醫療、教育等方面相對優厚的服務水平。政府轉移支付（TRE）的回歸系數為正，大小分別為0.009和0.145，但前者僅通過了顯著性水平為10%的假設檢驗，而后者通過了顯著性水平為1%的假設檢驗，表征政府轉移支付對農村居民消費的影響遠高于城鎮居民。主要是因為，政府轉移支付不僅可以提高居民的收入水平，還可以有效提升農村居民的消費偏好。如針對農村種田大戶的農機購買補貼、種子補貼、農肥補貼，針對所有農民的糧食補貼等，均可以促進居民消費水平的提升和消費偏好的優化。老年撫養比（ORA）的回歸系數分別為0.024和0.111，但前者并未通過一定顯著性水平的假設檢驗，后者通過了顯著性水平為10%的假設檢驗，且后者的回歸系數明顯大于前者。少兒撫養比（YRA）的回歸系數分別為0.077和0.240，且均通過了顯著性水平為10%的假設檢驗。主要是因為城鎮居民具有養老保險和退休工資，無需擔心養老支出，即老齡化的加重對其消費水平的改善并未有較大影響；而農村居民缺少社會保障，特別是醫療保障方面，受限于收入水平，無法及時有效治療疾病，農村老齡化水平的加大必將顯著促進其醫療支出。但城鄉居民均比較重視兒女受教育水平，在教育支出方面具有較大的支出偏好。城鎮化水平（URB）的回歸系數為0.102和0.034，但前者通過了顯著性水平為5%的假設檢驗，而后者并未通過一定顯著性水平的假設檢驗。

（二）分區域分析

為了進一步研究區域間發展的異質性，按照傳統區域經濟帶的區分方式將樣本劃分為三個區域：東部、中部和西部。參數估計時采用廣義矩估計（GMM）的方法進行回歸，表3給出分區域層面的回歸結果。為了進一步體現商貿流通業發展對城鄉居民消費支出影響的差異，分區域估計時分別以城鎮居民消費支出和農村居民消費支出為被解釋變量。

城鄉居民消費支出的一階滯后項（UCONt-1、RCONt-1）的回歸系數均為正，且通過了顯著性水平為5%的假設檢驗。這和全國層面的回歸結果是一致的，進一步驗證了上述變量的連續傳承效應。商貿流通業（DEV）的回歸系數均為正，且通過了顯著性水平為10%的假設檢驗，但存在顯著的區域異質性。具體來看，就城鎮而言，其回歸系數由大到小依次是西部區域、中部區域、東部區域；就農村而言，其回歸系數由大到小依次是中部區域、西部區域、東部區域。主要是因為中西部地區商貿流通業發展水平低于東部地區，保證了其居民消費支出對商貿流通業的邊際效應大于東部地區。政府在制定發展戰略和具體政策時應采取差異化政策，不能盲目一刀切，應基于地區特色和消費文化有針對性地制定策略建議。

政策建議

（一）城鄉統籌規劃，著力推進農村商貿流通業基礎設施建設

研究發現城鄉商貿流通業可以顯著提升居民消費支出水平，但農村商貿流通業相關的流通業基點、流通業管理人員配置、流通業居民消費偏好程度均低于城鎮地區。因此政府應適度提升居民參與商貿流通業的體系中，而非自給自足的狀態。首先，政府可以調研農村地形地貌、村莊集聚程度、常住村民商貿流通業需求程度，為之后的商貿基礎設施建設找準方向。其次，根據調研結果，準確定位商貿流通村級市場，保證其對周圍村莊居民具有大致相同的輻射力度，具體可以體現在交通便利性。有計劃、有針對性地設定商貿流通商品的層次和品質，制定合理的價格水平，限定在居民可承受范圍之內，且保證質量。最后，適度對參與商貿流通業的從業人員進行業務培訓、從業資格培訓、從業道德水平培訓。同時，引導農村居民樹立消費意識和生產效率意識，使其商貿流通業消費偏好于流通業，降低其“原始化”自給自足的覆蓋面。

（二）推動精準扶貧，探究居民消費特點以定向推動商貿流通業發展

研究表明居民收入水平的提升可以顯著提升居民的消費支出，但我國區域發展異質性明顯，東部地區經濟發展水平較高，人均可支配收入明顯高于中西部地區。因此響應國家“精準扶貧”的戰略，針對中西部地區的貧困戶，應實施個人定向負責制，根據家庭具體特點，制定特定的發家致富策略，最終實現脫貧，達到小康水平。提高居民消費水平之后，并不能直接有效地推動消費水平的提升。研究表明老年撫養比對居民消費支出呈現區域差異，東部地區不明顯，中西部地區具有顯著的提升效應。啟示政府應適度推進醫療改革，加大老年人群的養老和醫療社會保障，提升其邊際消費傾向。另外，研究表明，少兒撫養方面可以顯著促進居民消費水平的提升。因此，商貿流通業應根據老齡化提升需求和青少年教育支出等方面加大供給，在推動商貿流通業發展的同時，提升了居民消費水平。

參考文獻：

1.羅永華.廣東省流通業發展對居民消費支出影響的實證研究[J].商業時代，2011（18）

2.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）

3.王浩，熊曦.民族地區商貿流通業與居民消費能力協同發展的影響因素實證研究[J].云南民族大學學報（哲學社會科學版），2015（6）

4.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）

5.謝喬昕，宋良榮.商貿流通業發展影響城鄉居民消費二元性的實證分析[J].消費經濟，2016，（2）

6.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）