供給側改革背景下流通產業發展對居民消費結構升級影響路徑分析

易善安

內容摘要：供給側改革的重點在于擴大內需，優化居民消費結構。流通產業作為基礎性產業，必然會對居民消費結構的升級產生一定的影響。本文采用定量與定性分析相結合的方式，分析流通產業發展對居民消費結構升級的直接影響和間接影響。結果表明：流通產業發展對居民消費結構升級具有一定的促進作用；我國實行供給側改革以來，居民消費結構得到了一定的優化；流通產業發展對農村居民消費結構升級的帶動作用較強，對城鎮居民消費結構升級的帶動作用較弱。此外，流通產業的發展還能夠通過影響居民就業、添加新消費熱點以及影響其它產業發展等方式，間接影響居民消費結構。

關鍵詞：供給側改革 流通產業 居民消費結構 恩格爾系數

我國經濟進入新常態以來，政府不斷加強對國民經濟結構的調整，通過實行供給側改革，轉變了經濟發展方式，充分發揮了消費對經濟增長的拉動作用。消費作為傳統經濟學理論中拉動經濟增長的“三駕馬車”之一，對國家或地區經濟增長具有重要的帶動作用。但我國居民儲蓄率受多重因素影響居世界第一位，造成國內消費率不足（李湘滇，2018）。本文采用定量與定性分析相結合的方法，探究供給側改革背景下流通產業發展對居民消費結構升級的影響路徑，以期能夠為我國制定優化居民消費結構政策提供借鑒。

流通產業發展對居民消費結構升級的直接影響

（一）變量設置與來源

本文使用商貿流通業產值增長率作為衡量我國流通產業發展狀況的指標。孫文娟（2017）、郭崇等（2017）指出商貿流通業包含批發與零售業、郵電與運輸產業以及住宿與餐飲業等產業。所以本文選取我國批發與零售業、郵電與運輸產業以及住宿與餐飲業等產業產值加總得到我國年度商貿流通業產值，然后使用年度增加值與上年度比值作為商貿流通業產值增長率（孫文娟，2017），具體計算公式如公式（1）所示。

本文衡量居民消費結構的指標采用恩格爾系數。恩格爾系數越高表示居民消費結構越差，反之則居民消費結構越好（王雪等，2016）。它的計算方法如公式（2）所示。

由于我國城鎮居民和農村居民消費結構存在較大差異，國家統計部門將農村和城鎮居民恩格爾系數分開進行統計（韓術斌等，2016），具體數據如表1所示。如表1 所示，本文選取了1991-2016年我國商貿流通業產值增長率（SL）、農村居民恩格爾系數（NL）、城鎮居民恩格爾系數（CL），定量分析商貿流通業產值增長率與居民恩格爾系數之間的關系。較長跨度的時間序列可能會存在異方差性，所以本文在計量分析之前對SL、NL以及CL進行取對數處理，這并不會導致數據失去其經濟學意義，取對數之后的結果分別用LNSL、LNNL以及LNCL表示。

（二）模型設置

1.單位根檢驗。協整分析要求原始時間序列必須是平穩的，如果使用非平穩的時間序列進行協整分析，會影響模型的準確性，也可能會出現“偽回歸”（王小華，2015）。所以，本文首先利用Eviews對原始序列進行平穩性檢驗，檢驗結果如表2所示。如表2所示，LNSL的平穩性檢驗結果顯示，其ADF值為-2.453164，高于10%顯著性水平下的ADF值-2.635542，說明它不是平穩的時間序列，對其一階差分結果為-3.544009，ADF值位于1%顯著水平下的臨界值和5%顯著水平下的臨界值之間，說明一階差分得到了平穩序列。同理可知LNNL以及LNCL也不是平穩的時間序列，但是它們一階差分的結果DLNNL和DLNCL是平穩序列。所以，DLNSL、DLNNL以及DLNCL是一階單整序列，可以對它們進行協整檢驗。

2.協整模型。高鐵梅計量經濟學課本顯示，協整模型如方程（3）所示：

如方程（3）所示，c為常數項，bi為相關系數，a為殘差，此外需要說明的是殘差a必須為平穩的時間序列，否則此協整模型無效（胡日東等，2014）。根據模型（3）本文設置了探究DLNSL與DLNNL的模型（4）；DLNSL與DLNCL的模型（5）。

3.模型輸出結果。本文將Eviews輸出結果整理之后如表3所示。如表3所示模型（4）P值為0.148455，說明它的擬合效果較好，DLNSL與DLNNL的相關系數為-0.037897，相關系數P值為0.0148小于0.05，說明該系數有效，DLNSL與DLNNL之間為負相關關系。具體而言就是，DLNSL每上升一個百分點能夠帶動DLNNL下降0.037897個百分點。模型（5）P值為0.01619，說明它的擬合效果較好，DLNSL與DLNCL的相關系數為-0.021157，相關系數P值為0.0162小于0.05，說明該系數有效，DLNSL與DLNCL之間為負相關關系。具體而言就是，DLNSL每上升一個百分點能夠帶動DLNCL下降-0.021157個百分點。

4.模型殘差平穩性檢驗。根據高鐵梅對協整模型的定義，協整分析要求模型殘差必須為平穩序列，所以最后需要對模型殘差進行穩定性檢驗，檢驗結果如表4所示。

如表4所示，對模型（4）和模型（5）的殘差進行平穩性檢驗得到了平穩性序列，說明模型（4）和（5）的殘差是平穩的。所以，DLNSL與DLNNL之間為協整關系；DLNSL與DLNCL之間也為協整關系。

流通產業發展對居民消費結構升級的間接影響

本文的實證分析表明流通產業的發展對我國農村居民以及城鎮居民消費結構升級具有一定的推動作用，這是流通產業對我國城鄉居民消費結構升級的直接影響。此外流通產業的發展也能夠通過影響居民就業、添加新消費熱點以及影響其它產業發展等方式間接影響居民消費結構，具體路徑如圖1所示。如圖1所示我國流通產業主要可以分為批發與零售業、住宿與餐飲業、郵電與運輸業、其他相關行業。這些行業可以通過就業、新消費熱點和其他產業發展影響居民消費結構。首先，批發與零售、住宿與餐飲業、郵電與運輸業等行業可以吸納就業，提高我國居民就業率，從而提升居民收入（楊麗等，2013）。國家統計局資料顯示，我國農村剩余勞動力主要就業行業是批發與零售、郵電與運輸以及制造業，而這些行業的平均工資高于我國整體平均工資水平。收入水平的提升不僅可以擴大居民的消費總量，而且可以使居民有更多的收入用于科技、教育、文化、衛生等方面的支出，從而降低食品支出在居民消費總額中的比重，降低居民恩格爾系數，最終優化居民消費結構。其次，批發與零售等行業可以通過培育新的消費熱點，發展新的消費形式，從而帶動居民消費結構的優化升級。如近年來出現的共享消費，協同消費模式，消費者可以與其他消費者共同消費某種產品或服務，從而降低了單個消費者的支出，這提高了消費者的消費能力，優化了居民的消費結構（姜淼等，2013）。再次，流通產業是我國的基礎性產業，它可以帶動其它產業的發展，優化居民消費結構。如近年來出現的外賣行業，消費者每進行一次外賣消費，不僅支出了食品費用，同時也支付了配送費和包裝費，這也增加了消費者在食品支出以外的支出。此外郵電與運輸產業的發展促進了我國電子商務產業的進一步發展壯大，提升了居民網絡消費總額，從而提高了居民在食品支出外的支出比重。

結論與政策建議

結論。本文實證分析的結果是DLNSL與DLNNL之間為協整關系，DLNSL每上升一個百分點能夠帶動DLNNL下降0.037897個百分點；DLNSL與DLNCL之間也為協整關系，DLNSL每上升一個百分點能夠帶動DLNCL下降-0.021157個百分點。這說明流通產業發展對居民消費結構升級具有一定的促進作用，我國實行供給側改革以來居民消費結構得到了一定的優化。對比模型（4）和模型（5）的相關系數可知，流通產業發展對農村居民消費結構升級的帶動作用較強，對城鎮居民消費結構升級的帶動作用較弱。第三部分理論分析表明：流通產業的發展也能夠通過影響居民就業、添加新消費熱點以及影響其它產業發展等方式，間接影響居民消費結構。

政策建議。上述分析表明流通產業發展對我國城鎮以及農村居民消費結構升級具有明顯的促進作用，所以為了推動居民消費結構升級，可以大力發展我國商貿流通產業。為此，我國首先需要出臺相關政策鼓勵各地區發展商貿流通產業，充分發揮商貿流通產業基礎性作用；其次，完善相關法律法規體系。商貿流通業涉及產業種類較多，商家與消費者之間容易發生糾紛，完善的法律體系可以明確責任，有助于糾紛的解決；最后，培養商貿流通人才，商貿流通業的發展需要專業的人才。并且，政府應該從提升農村居民收入入手，逐漸縮小農村居民與城鎮居民的收入差距，引導居民擴大在科技、教育、文化、衛生方面的支出，從而優化居民消費結構。

參考文獻：

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2.郭崇，李曉梅.基于“互聯網+”的商貿流通業發展對我國城鄉居民消費影響分析[J].商業經濟研究，2017（20）

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4.王雪琪，趙彥云，范超.我國城鎮居民消費結構變動影響因素及趨勢研究[J].統計研究，2016，33（2）

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