消費升級對商貿流通業轉型升級的拉動作用研究

高玲玲

內容摘要：文章基于我國1997-2016年省級面板數據構建了面板向量自回歸模型，實證檢驗了消費升級對商貿流通業轉型升級的影響以及商貿流通業轉型升級與消費升級之間的動態關系。研究發現，消費升級對商貿流通業轉型升級起到顯著促進作用，但這一作用呈現動態變化的特征。具體而言，從初期到第三期，消費升級對商貿流通業轉型升級的促進作用逐漸增強，且邊際效應遞增。但是在第四期之后，這一促進作用開始不斷減小，且這一趨弱作用在第十期保持穩定。基于這一動態關系的描述，文章發現消費升級與商貿流通業轉型升級之間存在一個倒“U”型的動態關系，但消費升級對商貿流通業轉型升級的解釋力度仍保持較強的趨勢。

關鍵詞：消費升級? ?商貿流通業? ?轉型升級? ?PVAR模型

引言及文獻綜述

自2012年起，我國經濟增速逐漸放緩，GDP增速由2011年的9.3%下降到7.8%，經濟增長進入新常態。在此背景下，調結構、轉方式，推動產業轉型升級成為中央促進經濟結構轉型的重要手段。與此同時，我國服務業占國民經濟的比重不斷上升，2015年，我國第三產業占國民經濟的比重首次超過50%，2017年我國第三產業所占比重達到58.8%。因此，對加快我國整體經濟的結構升級而言，第三產業的轉型升級成為重中之重。而商貿流通業作為服務業的重要組成部分，其市場規模從2000年6161億元增長至2015年30364億元，平均年增長率高達11.22%。由此可見，以商貿流通業為主的服務業發展成為我國經濟新常態下的新增長點。與此同時，國家對商貿流通業的轉型升級高度重視，2015年國務院出臺《關于推進線上線下互動加快商貿流通創新發展轉型升級的意見》，強調要通過推進線上線下互動加快商貿流通的創新發展和轉型升級。在此背景下，研究商貿流通業轉型升級的影響因素具有十分重要的現實意義和理論價值。本文通過梳理既有文獻發現，關于商貿流通業的文獻大多從商貿流通業發展的影響因素進行研究，如FDI（吳萌，2018）、消費金融（趙明慧，2018）、政府干預（沈文捷，2018）、大數據技術（盧杰，2017）以及物流技術革新（葉琳，2017）等，但是鮮有文獻研究商貿流通業轉型升級的影響因素。根據國家發布的《2016年度中國商貿物流發展運行報告》顯示，消費對物流需求的拉動效應進一步顯現，2016年全國單位與居民物品物流總額達到7399億元，按可比價格計算其同比增長44.4%，增速較去年同期提高7.3個百分點。根據國家統計局公布的數據，我國居民最終消費支出對經濟增長的貢獻率從2008 年的45. 7%增長到2015 年的66. 4%，我國經濟增長成功實現由投資、出口拉動向消費拉動轉變，在新常態下，消費成為促進我國經濟增長的新動能。在這種背景下，我國居民的消費升級能否帶動商貿流通業實現結構升級？現有文獻對影響消費的因素的研究主要集中在產業結構（石奇等，2009）、零售業（楊婷婷等，2017）、服務業（王玥，2017）、經濟增長（賈永翠和吳蕙亭，2004）等，這些研究均忽略了消費升級對經濟變量的影響，尤其是以商貿流通業為代表的服務業的影響。對此，本文借助面板向量自回歸模型分析了消費升級與商貿流通業發展之間的相互關系以及動態互動，從而對現有相關文獻進行了一定補充。

研究模型與數據說明

（一）模型建立

面板向量自回歸模型的優勢在于其不需要設定模型變量的內生或外生，面板向量自回歸模型統一將所有變量視為內生變量，從而保證模型估計的準確性。為了更規范的利用該模型進行研究，需要對該模型使用的前提假設進行檢驗分析，以此保證本文模型使用的正確性。模型設置的第一步需要檢驗面板向量自回歸模型的滯后期選擇，滯后期決定模型的估計優度，好的滯后期可以提高模型的估計準確性。具體而言，本文需要用到三個估計準則，分別為AIC、BIC、HQIC準則。基于上述準則基本可以準確確定模型的最優度，估計結果如表1。從表1 的估計結果來看，本文共進行了5階滯后期的選擇，通過貫徹各個準則各期滯后期的顯著性可以判斷最優滯后期。通過觀察發現，在第三期時所有準則均在5%的水平上顯著，這一結果表明本文的模型估計應選擇滯后三期的模型。

根據上述討論和檢驗結果，本文建立滯后三期的面板向量自回歸模型，具體模型設定形式如下：

Yit=αi+βt+Ayit-1+μit

（二）數據說明

本文用于分析的主要變量為商貿流通業發展變量和消費升級變量，根據面板向量自回歸模型的設定，本文不需要加入其他控制變量，只需將核心變量設置正確即可。本文變量度量的主要工作在于如何衡量轉型升級這一概念。經過分析，本文認為為了度量商貿流通業轉型升級可以將屬于商貿流通業發展的全要素生產率作為代理指標，該指標計算的方法主要基于隨機前沿法，通過估算投入產出率，進而測算全要素生產率。其中商貿流通業發展的投入變量包括該產業的從業人員和固定資產投入，而產出變量則為該產業的增加值量。為了度量消費升級變量，本文主要利用三次產業的比重衡量，具體的為第三次產業的比重衡量，這一指標基本能夠囊括消費升級的大部分內容，同時也體現了產業結構升級的內涵。本文使用的數據來源為我國1997-2016年31個省級的面板數據，所有數據均來自《中國統計年鑒》。

實證結果分析

（一）面板單位根檢驗

面板向量自回歸模型不僅對滯后期存有要求，而且還需要對具體的估計變量作出規定，即需要各變量是平穩變量，這是保證估計一致性的前提。為此，本文采用單位根檢驗法檢驗各變量的平穩性，具體需要的兩個檢驗準則分別為LLC和IPS準則，如果假設檢驗顯著拒絕這兩個準則則表明變量是平穩的。所有變量的平穩性檢驗結果如表2所示，表2 結果表明，無論是LLC準則還是IPS準則，商貿流通業轉型升級變量和消費升級變量均在1%的水平上顯著，即表明這兩個變量是平穩性變量，從而保證了本文估計變量的前提條件得到滿足。

（二）格蘭杰因果檢驗

經過前文的假設檢驗分析，面板向量自回歸模型的準備工作基本完成，現需要對兩變量之間的因果關系進行統計上的檢驗。這里本文采用格蘭杰因果關系檢驗，格蘭杰因果關系檢驗通過建立聯立方程識別各變量相互之間影響關系的顯著性程度，從而可以在統計意義上分析因果關系。根據前文滯后期選擇的標準，本文同樣用三階滯后的格蘭杰因果檢驗模型進行分析。檢驗結果如表3所示。研究發現，從消費升級與商貿流通業轉型升級之間的關系來看，卡爾方值在1%的水平上拒絕原假設，即認為消費升級與商貿流通業轉型升級之間存在因果聯系，也就是說，消費升級是商貿流通業轉型升級的格蘭杰因;從商貿流通業轉型升級到消費升級之間的關聯看，卡爾方值并不顯著，即接受原假設，則認為商貿流通業轉型升級不是消費升級的格蘭杰因。結合這兩者關系的檢驗，本文認為消費升級與商貿流通業轉型升級之間存在一種單向的因果關系，也就是只存在消費升級促進商貿流通業轉型升級這一關系鏈條。通過這一關系檢驗，可為下一步分析提供檢驗基礎，具體兩者影響效應的大小還需要脈沖響應和方差分解方法來識別，因而也說明了本文模型的優勢。

（三）脈沖響應分析

如圖1所示，從脈沖響應結果來看，整體而言消費升級促進了商貿流通業轉型升級。從第0期到第3期，商貿流通業轉型升級受消費升級的影響開始顯著增加，且消費升級促進商貿流通業轉型升級的作用不斷遞增。第4期之后，這一促進作用呈現減弱的趨勢，且這一減弱趨勢一直維持到10期。根據這一動態波動關系可以發現，消費升級與商貿流通業轉型升級之間的關系呈現出一種倒“U”型關系，這一動態效果表現出現增強后遞減的過程。對于這一結果，本文認為，消費規模的增加擴大了市場需要，從而為商貿流通業的發展提供了足夠的市場空間。消費的增加提高了對商貿流通業運輸倉儲等服務的需求，從而促進了商貿流通業的發展。但這只是規模上的變動，消費規模和市場的擴大雖然促進了商貿流通業規模發展，但并不能激發商貿流通業實現轉型升級。而當消費升級后，消費者增加了對服務類商品的需求，這一類型的需求需要匹配更高質量的運輸和倉儲服務，因此，這就對商貿流通業發展提出了更高的要求，從而促使商貿流通業不斷轉變發展方式和質量，最終促進了商貿流通業的轉型升級。雖然消費升級能夠對商貿流通業轉型升級起到促進作用，但目前就我國商貿流通業發展的實際情況而言，政治制度和該行業本身發展的諸多問題限制了商貿流通業的發揮。其主要原因還是在于投入商貿流通業的基礎設施建設、法制環境治理和金融服務支持不足。同時，該產業自身物流技術進步速度較慢，無法實現產業內生增長。由此可以看出，流通產業自身的原因限制了商貿流通業轉型升級實現增長質量提高，從而導致了消費升級的作用遞減并趨弱。

（四）方差分解

雖然脈沖響應分析對兩者之間的動態關系進行了分析，這是從絕對值意義上進行的解析，但是從相對意義上而言，脈沖響應分析仍然存有局限。因此，需要用到方差分解法分解消費升級影響商貿流通業發展的比重和相對重要性。方差分解結果如表4所示。表4 結果顯示，總體而言，消費升級對商貿流通業發展解釋的貢獻度是逐漸增強的，且隨著時間的推移其促進作用越來越大。但是本文進一步發現，在12期后消費升級對商貿流通業發展的解釋貢獻度保持平穩，不發生變化。這一結果與脈沖響應分析類似，說明消費升級對商貿流通業發展的促進作用有限，存在邊際效應。

結論與建議

本文基于我國1997-2016年省級面板數據構建了面板向量自回歸模型，實證檢驗了消費升級對商貿流通業轉型升級的影響以及商貿流通業轉型升級與消費升級之間的動態互動關系。研究發現，從統計性的因果關系而言，消費升級與商貿流通業轉型升級之間存在單向因果關系，也就是說，消費升級是商貿流通業轉型升級的格蘭杰因。脈沖響應分析表明，消費升級對商貿流通業轉型升級的促進作用呈現動態變化特征，具體而言呈現出促進作用先增加后遞減的倒“U”趨勢。方差分解得到的相對解釋貢獻度再一次證明了上述結論。

根據前文研究結論，本文提出如下建議：第一，政府應采取措施釋放消費升級的作用。如，政府可以通過積極的財政政策降低企業和居民的稅負，從而降低企業經營成本促進企業生產、增加居民可支配收入促進居民消費，最終釋放市場潛能，發揮消費升級對商貿流通業發展的促進作用;第二，要注重商貿流通業行業發展與建設。提高商貿流通業發展能力可以從外部環境和自身發展兩方面入手。就外部環境而言，要打破阻礙商貿流通產業發展的機制障礙，降低其制度性交易成本，要完善商貿流通業發展相關法規、規范商貿流通業發展法制環境、加強和建設商貿流通業發展相關基礎設施建設。就自身發展方面，商貿流通業要提高自身自主創新能力，加大對科研投入、人才引進的力度，以此促進產業優化升級;第三，加快消費結構升級。在供給側結構性改革的基礎上，提高以內需驅動經濟增長的貢獻率。在保證消費規模的基礎上，優化消費結構實現消費的轉型升級，進而促使商貿流通業實現產業升級。

參考文獻：

1.吳萌.FDI對我國商貿流通業集聚的影響——基于省級層面數據的分析[J].商業經濟研究，2018（3）

2.趙明慧.城市化進程中消費金融對商貿流通業發展影響研究[J].商業經濟研究，2018（2）

3.沈文捷.政府干預對我國商貿流通業影響的實證分析[J].商業經濟研究，2018（1）

4.盧杰.大數據技術對商貿流通業發展的影響研究[J].商業經濟研究，2017（23）

5.葉琳.物流技術革新對商貿流通業發展的影響[J].商業經濟研究，2017（22）

6.石奇，尹敬東，呂磷.消費升級對中國產業結構的影響[J].產業經濟研究，2009（6）

7.楊婷婷，王麗莉，張博.消費升級背景下零售企業供應鏈模式優化[J].商業經濟研究，2017（18）