購買力提升促進商貿流通業穩定發展的實證分析
——基于消費需求的門檻特征

羅 芳（江西服裝學院 南昌 330201）

引言

商貿流通業的穩定發展有賴于社會消費的持續增長，其中居民購買力又對消費起著決定性作用。2018年我國居民的人均收入水平已經達到28228元，較2000年的城鄉居民收入分別增長了3.49倍與11.53倍。我國居民購買力得到了極大提升，但在購買力不斷提升的背景下，消費不足仍成為了現階段制約我國經濟持續增長的重要原因。那么，購買力的持續提升能否促進我國商貿流通業穩定發展？消費在兩者關系的變化中起到何種作用？這是經濟高質量發展過程中亟待解決的問題，也是新時代下商貿流通業增長轉型中面臨的關鍵問題。

文獻綜述

購買力大小是決定居民消費水平的重要因素，而消費需求的變化又會影響居民購買力的提升。因此，在商貿流通業優化轉型時期，提升居民購買力水平對行業整體發展具有重要意義。購買力、消費需求與商貿流通業發展之間的關系一直是學術界的研究熱點。彭鑫等（2015）在研究中指出，居民購買力表現出較大的區域差異，購買力的不同是經濟發展差距形成的重要原因；王旭明等（2013）認為，消費需求的不足嚴重制約了居民購買力水平的提升，尤其是在消費價格指數上升時期，居民購買力下降幅度更加明顯，購買力的下降導致了居民在商品服務方面支出的減少，從而制約了服務業發展；馬立平、陳玉新（2014）在研究中指出，居民購買力受消費價格指數的影響顯著，消費價格指數的波動對低收入群體的購買力影響最大，尤其是在高消費價格指數下，低收入群體的消費熱情下降明顯，其購買力對服務業發展的積極作用也明顯受限；馬伯鈞（2015）認為消費需求的擴大是促進國內貿易發展的關鍵，而居民購買力與消費需求之間存在著相互影響的關系，購買力提升對消費增長具有促進作用，同時消費需求變化會對購買力的經濟效益產生約束作用；劉偉、蔡志洲（2016）認為居民消費是拉動我國經濟增長的主要動力，經濟發展水平的提升能夠推動居民消費需求擴大，但消費不足的問題仍然制約著我國居民購買力經濟效應的增長；謝磊（2018）認為購買力大小是制約經濟持續發展的重要因素，尤其是在城鄉差異的影響下，居民購買力的形成決定了其消費需求總量的變化，從而影響了產業調整與經濟發展，但在消費不足時期，居民購買力的經濟效益明顯降低。

表1 各變量的均值描述統計結果

從以往研究來看，購買力變化是影響商貿流通業穩定發展的重要因素，但是在不同消費需求情況下，居民購買力的經濟作用會受到影響，其對商貿流通業的影響作用也發生了變化。以往研究僅注重從理論層面分析購買力、消費與商貿流通業三者關系，而基于定量視角的研究仍有待豐富。因此，本文擬在面板門檻效應模型基礎上，采用2005-2017年我國省級面板數據對居民購買力、消費需求與商貿流通業的關系進行實證分析，以檢驗在不同消費需求約束下，購買力對商貿流通業影響作用的門檻特征及城鄉差異。

研究方法與數據說明

（一）研究方法

由于我國經濟發展表現出明顯的空間異質性，同時家庭購買力與消費習慣也存在較大差異，因此在模型構建過程中除了要考慮時期變化的影響外，還需對截面差異進行控制，對此構建面板數據模型能夠有效反映出購買力與商貿流通業的關系變化。但是一般線性面板數據模型只能反映出變量間的線性變化趨勢，其對不同消費需求條件下購買力與商貿流通業可能存在的非線性關系難以客觀反映。對此，Hansen提出的門檻效應模型很好解決了變量間非線性關系的問題，其通過設置門檻變量能夠客觀的反映變量間存在的門檻特征。因此本文采用門檻效應模型實證分析不同消費需求下居民購買力對商貿流通業的影響作用，一般的模型表達形式如下：

在式（1）中，Y代表商貿流通業發展水平；consume為門檻變量消費需求；r1-rn代表不同消費需求的門檻臨界值，用于對不同消費需求進行水平劃分；x為購買力；M為擬選取的控制變量；α與β為各變量的待估參數；c與ε為常數與殘差。

（二）數據說明

1.被解釋變量。本文選取商貿流通業作為被解釋變量。商貿流通業是我國居民日常生活消費的主要供給部門，在劉彬斌（2016）的研究中采用服務業發展水平對其進行衡量。但是，由于服務業的部門種類數量較多，其經濟總量往往高于商貿流通部門，這就可能會導致結果有效性出現偏差。對此，司增綽（2011）等采用社會消費品零售總額反映其發展水平，其認為這一指標能夠較為全面的反映零售、批發等主要商貿流通部門的經濟增長情況。因此本文擬采用社會消費品零售總額對商貿流通業發展水平進行衡量，記為Y。

2.核心解釋變量。本文采用購買力作為核心解釋變量。購買力即居民用于商品與服務消費的能力，根據目前學術界對購買力的劃分其主要分為已實現的購買力、結余購買力、正在形成的購買力與全部購買力。在上述四種購買力類型中，全部購買力能夠客觀反映出居民在一段時期購買商品或服務的最大能力，其在反映購買力水平方面具有較高的有效性。由于我國城鄉發展存在較大的區域異質性，因此城鄉居民在購買力方面也存在較大差距。為了客觀反映出購買力對商貿流通業的影響，本文參照國家統計局課題組的指標設定，分別采用城鎮與農村居民收入衡量其居民的購買力水平，其分別記為xcity與xrural。

3.門檻變量。本文選取消費需求作為門檻變量。消費需求是影響商貿流通業發展的重要因素，在不同消費需求條件下居民的購買力水平會發生相應變化。因此，本文采用城鄉居民的消費支出對消費需求進行衡量，這一指標能夠較為全面的反映出我國居民的消費情況，在方福前（2009）的研究中也對這一指標的解釋力給予了肯定，城鄉消費需求分別記為consumecity與consumerural。

4.控制變量。本文選取產業水平、投資水平、勞動投入作為控制變量，分別采用第三產業占GDP總量、商貿流通業固定資產投資總額與行業從業人員數量衡量，并分別記為cy、tz、labor。所有數據均采用2005-2017年我國31省市區的面板數據，除了產業水平采用原始數據外，其他變量均采用對數值，以消除模型的異方差問題提高檢驗結果的有效性。表1為各變量的均值描述統計結果。

從表1中可以看到，2005-2017年我國商貿流通業均值不斷增長，城鄉居民購買力與消費需求也呈現出同步變化趨勢。對比城鄉居民購買力與消費需求對數值的大小情況可知，城鎮居民購買力與消費需求較農村居民明顯偏高，城鄉差距仍然較大，這意味著城鄉購買力對商貿流通業的影響大小可能存在差異，后文將采用門檻效應模型對兩者關系進行具體分析。

表2 單位根檢驗

表3 門檻效應檢驗摘要

實證分析過程

（一）數據平穩性檢驗

本文采用LLC方法對各變量的單位根進行了檢驗，以判斷各變量是否滿足平穩性要求，具體結果如表2所示。由表2可知，在原序列下，商貿流通業、勞動投入與城鎮消費的單位根問題較為嚴重，不存在顯著的平穩性，一階差分后，所有變量均不存在單位根，各變量符合平穩性要求。

（二）門檻效應分析

根據公式（1）進行門檻效應回歸，表3中的模型1與模型2分別為城鎮農村購買力對商貿流通業影響作用的顯著性估計結果。由表3可知，在模型1與模型2中城鄉居民購買力對商貿流通業的影響作用均存在顯著的單門檻特征，即在消費需求的約束下，城鄉購買力對商貿流通業的影響均表現出顯著的兩階段變化。根據門檻值可知，當城鎮居民消費需求的對數值大于9.2978時即意味著消費需求處于高水平，小于9.2978時則消費需求處于低水平。同理，當農村消費需求對數值大于8.128時處于高水平消費需求，小于8.128時處于低水平消費需求。根據門檻顯著性檢驗結果，表4列出了各變量系數值的回歸估計結果。

從表4中可以看到，模型1與模型2的擬合優度相對較優，F檢驗結果也在1%水平上達到顯著，說明兩模型的設定合理，且變量的選取有效。模型1中，城鎮居民購買力對商貿流通業的發展具有顯著促進作用，隨著消費需求的提升，購買力的影響作用具有顯著的單門檻特征，其表現出明顯的上升趨勢。即在低需求情況下購買力的促進作用相對較低，而高需求情況下購買力的促進作用相對較高；模型2中，農村居民購買力對商貿流通業的影響作用與城鎮地區相似。不過，在不同消費需求條件下，城鎮居民購買力的影響作用均高于農村居民，在低消費需求情況下，城鎮居民購買力的對數值每提升1個百分點能夠帶動商貿流通業增長0.551個百分點，而農村僅為0.119個百分點，城鎮較農村地區高出0.432個百分點；而在高消費需求情況下，城鎮居民購買力的影響作用高出農村居民0.428個百分點。不過農村居民購買力的經濟增長彈性相對較高，相對于低消費需求情況下，高消費需求條件下的農村居民購買力系數值高出了0.007個百分點，而城鎮居民僅為0.003個百分點。并且，在模型1與模型2中，農村與城鎮居民購買力在分別作為控制變量時，農村居民購買力的系數值也明顯小于城鎮。從這一結果可知，城鎮居民購買力水平的提升對商貿流通業的發展起著主導作用，原因在于，我國長期存在二元性的經濟結構體制，城鎮地區的經濟發展水平遠高于農村，城鎮地區在交通運輸、物流倉儲等基礎設施建設方面更加完善，同時零售、批發等主要商貿流通部門也大多集聚在城鎮地區，因此城鎮地區的產業水平普遍高于農村地區，城鎮居民對商貿服務行業的社會需求也相對較大，這就決定了城鎮居民購買力對商貿流通業表現出更加突出的經濟增長效應。而我國農村地區經濟發展相對落后，很多偏遠的農村地區仍存在較高的貧困發生率，農村居民對土地生產的依賴性較強，第一產業仍然是農村區域內部主要的經濟部門，同時農村地區缺乏商貿流通業發展的良好市場條件，這就導致了農村居民購買力表現出相對較低的經濟效應。不過，在邊際遞減規律的影響下，城鎮居民購買力對商貿流通業的促進作用呈現出邊際遞減狀態，而農村居民購買力的經濟增長效應存在較大的增強潛力。

表4 門檻效應回歸估計結果

結論與建議

本文構建了門檻效應模型，采用2005-2017年我國31個省區市的面板數據實證檢驗了不同消費需求條件下居民購買力對商貿流通業的影響作用及門檻特征，通過對比城鄉居民購買力影響作用的區域差異，本文得出以下結論：購買力對商貿流通業的發展具有顯著促進作用，同時在消費需求的影響下，城鎮居民購買力的促進作用明顯高于農村居民，但農村居民購買力的經濟增長彈性相對較高。因此，擴大消費、刺激內需是經濟新常態下我國經濟發展的重要戰略方針。

在商貿流通業優化轉型的現階段，為進一步提升城鄉居民的購買力水平、激發全社會的消費熱情，本文提出以下建議：第一，注重提高居民收入水平，為購買力的持續提升奠定基礎。首先，要進一步加快推進個稅方案改革與優化，落實個人所得稅征收管理政策，同時要根據地區的經濟發展實際，逐步提高個稅起征點，削減個體稅務負擔，從而促進居民收入增長，進而為居民消費支出的提高形成保障。其次，要鼓勵城鄉居民創業發展，對此政府可開展勞動技能培訓活動，引導適齡勞動力提高技能知識水平，從而增加其就業機會、降低社會失業率，進而為社會消費的增長提供內部動力；第二，注重商貿流通業的內部結構調整，鼓勵高質量產品與服務的研發，激發居民的消費熱情，重點挖掘農村剩余消費潛力。首先，要推動行業內部的結構調整，鼓勵行業創新，加大對新型產品的研發力度。對此要采用先進的生產與管理技術，提高資源的投入—產出效率，從而滿足居民對高質量產品的服務需求，實現居民消費與行業供給的均衡發展。其次，要根據農村居民的消費習慣，加快農村商貿、物流行業網點的普及，培育適應農村消費需求的新興增長點，引導農村居民參與社會消費過程，進而充分發揮農村消費對商貿流通業的積極作用。