不同經濟社會條件下消費對流通業發展的差異性影響研究

郭馨梅 教授 何宗武

（北京工商大學 北京 100048）

相關文獻綜述

流通和消費相互作用、相互影響。流通業發展的質量和水平決定著消費需求的最終實現，影響著消費者的消費觀念、方式、內容與成本等（馬克思，1867；宋則，2010；李駿陽，2011）。當前研究成果關于其他間接因素在消費和流通關系中的作用（即其他參與因素在消費對流通業發展影響中的解釋程度）相對較少。但是，人口結構變動對儲蓄率和消費率的影響具有雙面性（袁志剛、宋錚，2000；李春琦、張杰平，2009）；基礎設施的乘數效應、消費效應、擠入和擠出效應并存（郭廣珍、劉瑞國、黃宗曄，2019）；城鄉差距的擴大不利于社會公平，卻增加了發展和享受型消費支出占比，推動消費結構升級（陳建寶，2013）；互聯網有助于促進居民消費升級，但對居民消費升級的影響呈倒U型非線性關系，即異質性影響（李旭洋、李通屏、鄒偉進，2019）。

消費和流通業之間的關系因不同社會發展條件的影響存在著非線性特征。基于以上研究，本文以人口結構、城鄉消費差異以及互聯網發展為例，進一步研究不同經濟社會條件下消費對流通業發展的非線性影響，并借此探究消費升級的溢出路徑，為實現流通業高質量發展與消費提檔升級指明發展方向與重點。

模型設定及指標選取

（一）模型設定

為研究不同經濟社會條件下消費對流通業發展的非線性影響，本文借用Hansen（1999）提出的門檻回歸檢驗建立面板門檻回歸模型。門檻模型設定如下，多門檻模型依此類推：

其中，i表示省份，t表示年份，Lit和dit分別表示被解釋變量（流通業增長率）和解釋變量（消費水平增長率）。xit為對流通業增長率有顯著影響的控制變量，θ為相應的系數向量。git為門檻變量，在本文中分別為老年撫養比、城鄉消費水平比以及互聯網普及率，γ*為特定門檻值。I為示性函數，其值為0或1，以括號內條件為判斷依據。μi用于反映各省文化民俗等不可觀測因素的個體效應，εit為隨機干擾項。

（二）指標選取

本文采用各省批發零售業、住宿餐飲業、交通運輸與倉儲郵政業增加值之和作為狹義流通業增加值，以此計算流通業增長率，并用該指標作為被解釋變量衡量流通業發展情況；消費升級的一個重要表現就是居民消費水平大幅提高，因此本文采用居民消費水平指標作為解釋變量來描述居民消費情況。

根據當前研究，本文選取部分反映居民消費特征的主要相關指標以描述不同經濟社會條件。當前我國人口結構主要呈現老齡人口比重不斷增加的特征，因此本文用老年人口撫養比來體現人口結構調整；采用農村和城鎮消費水平比作為衡量城鄉消費水平差異的指標，據此分析城鄉消費能力差異對流通業發展的影響；互聯網普及率直接影響居民消費方式，也是衡量一個地區信息基礎設施完善程度的重要指標；居民消費價格指數、城鎮化以及社會消費品零售總額增長率等是影響流通和消費的重要指標，故選取相應指標作為重要控制變量。本文數據主要來源于國家和各省各年統計年鑒，考慮到統計口徑變化及數據可獲得性，本文選取2005-2018年全國各省市（港澳臺除外）省級面板數據進行分析，樣本數據描述性統計見表1。對于個別缺失數據，本文采用插值法補全。

表1 樣本描述性統計（2005-2018年，N=31，T=14，NT=434）

表2 門檻效果檢驗

表3 門檻值估計結果

表4 模型參數估計結果

表5 2016年各模型門檻階段省份數（個）

實證分析

（一）實證結果

如表2所示，可知老年撫養比和城鄉消費水平比的變化對流通業增長的單一門檻效應最顯著，而互聯網普及率的變化對流通業增長的雙門檻效應最顯著。

可以算出在5%顯著水平下LR統計量臨界值約為7.35，由此可得，當LR值小于7.35時所對應的γ取值范圍即為95%水平下的置信區間，然后在各置信區間內取得相應門檻值，門檻估計值及95%置信區間見表3。

模型參數估計結果見表4。在控制變量指標中，城鄉消費水平比對流通業增長率的影響最為明顯；其次分別是社會消費品零售總額、城鎮化率、互聯網普及率、消費價格指數增長率以及老年撫養比。其中，城鄉消費水平比、互聯網普及率和老年撫養比與流通業增長率為負相關。整體結果與實際情況和多數研究結果相符，但老年撫養比與流通業增長率的負相關關系在本文中并不顯著，這主要是因為一方面由于“棘輪效應”的存在，消費者很難會降低其已經達到的消費水平，所以老年撫養比對流通業增長率的影響較小；另一方面主要是因為老年撫養比對流通業的影響是非線性的，故老年撫養比對流通業增長率的線性關系不顯著，后者解釋同樣適用于其他門檻變量。

（二）實證結果分析

由表4可知，在以老年撫養比為門檻變量時，其門檻效應顯著，當小于門檻值13時，老年撫養比的系數估計值為0.344；而在門檻值之上時，其系數為0.190，即每百個勞動人口撫養的老年人數以13個為限，消費水平增長率每增加一個單位，流通業增長率即由增加0.334個單位降為0.190個單位。可以看出，老年撫養比大于13時，消費水平增長對流通業增長促進作用小于老年撫養比處于門檻值之下時的情況，即老年撫養比對流通業發展會產生更強抑制作用。近年來，我國老齡化程度不斷加深，2018年我國60周歲以上老年人口占總人口比重為17.9%，可以預見未來一段時間內老年撫養比對流通業的抑制作用將會進一步增大。與此同時，專項產業規劃扶持不到位、研發創新乏力、營銷力度不足以及產品服務不配套等使我國養老服務有效供給不足，質量效益不高，老年用品市場供需矛盾比較突出。因此，要緩解人口進一步老齡化對經濟發展所帶來的負面影響，除了要靠人口政策的落實，關鍵還是要從流通端著手，繁榮老年市場，刺激老年市場商品供需。

從農村和城鎮消費水平比值上來看，當兩者比值大于0.224時，隨著農村消費水平的提升，各省份整體消費水平提升對流通業增長的促進作用顯著下降。在0.224門檻值的兩端，消費水平對流通業增長率的影響系數由1.150降為0.281。從總量角度來講，受到收入水平以及社會保障條件的影響，社會總消費水平主要取決于收入水平較高的城鎮居民，城鎮居民消費對流通業增長的貢獻一般要大于農村地區，這也從側面反映了城鎮化對流通業發展的重要影響。從實證結果來看，城鎮化對流通業增長率的影響系數在0.16左右，影響顯著。2018年全國城鎮和農村消費水平增速分別為7.9%和10.6%，其中中部地區分別為4.5%和9.5%。因此，城鎮消費水平增速過慢會對流通業發展產生更強抑制作用。

在以互聯網普及率為門檻變量的模型估計中，互聯網普及率對流通業發展的影響存在雙重門檻效應，兩個門檻值0.483和0.691將互聯網普及率增長過程分為三個階段。第一階段，隨著互聯網普及率的上升，消費水平對流通業增長率的影響系數為0.359，促進作用顯著；第二階段，其促進作用明顯下降；第三階段，其影響系數變為負值，由第二階段的0.155降為-0.367，說明隨著互聯網的進一步普及，互聯網流量對流通業增長的促進作用在逐漸減弱。截至2018年12月，我國網民規模達8.29億，普及率達到59.6%，超過全球平均水平4.1個百分點；移動電商、農產品電商、跨境電商等快速發展，全國網上零售額90065億元，增長23.9%，網絡交易成為居民主要消費方式之一。如表5所示，2018年互聯網普及率處于三個門檻階段的省份數量分別為8個、18個和5個，即對大部分省份而言，互聯網流量對流通業發展的拉動作用在逐漸減弱。傳統電商所依賴的互聯網用戶增長以及流量紅利也在逐漸萎縮，唯有線上線下融合才有出路。從產業結構優化升級的動因來看，業態融合既是傳統業態拓展新的增長點、開辟新利潤源的倒逼行為，又是在消費升級時代彌補傳統零售短板、依托信息技術爭取競爭優勢的戰略之舉，業態融合既是趨勢又是動力。

總體來看，消費水平提升對流通業增長具有較大促進作用，但由于受到人口結構調整、消費水平差異以及互聯網流量紅利觸頂等因素的影響，導致消費水平提升對各省流通業發展的促進作用并沒有完全發揮出來，同時各省份流通業增長及消費升級情況因所處發展階段不同而存在差異。

政策建議

（一）推動業態創新，繁榮老年消費市場

大力發展城市養老，積極拓展農村養老，加快培育家居養老，優化養老服務供給，促進養老產業高質量發展；繁榮老年用品和消費市場，創新老年商品供給，釋放高齡人群消費潛力；加快推動“養老服務+流通”、“互聯網+養老”等模式創新，培育養老服務新業態。

（二）增加優質供給，提升農村消費質量

優化商貿流通基礎設施，進一步推動農村購銷網絡升級、新型電商渠道下沉，豐富農村消費市場品類，提升消費品質，實現農民消費便利化；同時，完善農村市場監管制度，加強商品質量安全以及經營秩序監管。

（三）進一步推動新型城鎮化進程，充分挖掘中小城市居民消費潛力

優化城市發展空間，提升基礎設施承載能力，完善城市服務和保障功能，形成推動新型城鎮化進程的核心動力；同時，重視非核心城市商業及配套產業規劃，挖掘中小城市居民消費潛力，充分發揮中小城市對區域經濟發展的重要帶動作用。

（四）完善基礎設施建設，加快推動線上線下融合發展

完善網絡基礎設施建設，加快5G、AR以及AI等新技術的推廣和使用；加快線上線下融合的全渠道轉變，將線下物流、服務、體驗等優勢與線上商流、資金流、信息流融合，拓展智能化、網絡化的全渠道布局；加大促進農產品電子商務發展及跨境電子商務發展，推動流通業跨行業、跨產業、跨國界融合發展。