政府消費、居民消費與商貿流通產業發展

陳綿綿（貴州財經大學 貴陽 550025）

文獻綜述

國內有關消費與商貿流通產業發展的文獻較多，限于篇幅本文僅羅列其中具有代表性的幾篇文獻。張令娟（2016）以我國1997-2015年的時間序列數據探究商貿流通產業與消費之間的關系，結果說明了商貿流通產業與居民消費水平之間的存在正向關系。徐杰等（2018）利用我國1997-2016年省級面板構建PVAR模型，探究農村居民消費與商貿流通產業發展之間的相關關系，并利用脈沖響應分析和方差分解分析二者之間的動態關系，結果表明農村居民消費與商貿流通產業發展之間為顯著的正相關關系，二者存在雙向格蘭杰因果關系。張旭波（2019）基于我國2007-2016年的省級面板數據構建普通面板數據模型探究消費升級、金融支持與商貿流通產業發展之間的關系，結果表明消費升級與商貿流通產業發展之間為顯著的正相關關系，城鎮居民消費結構升級對商貿流通產業發展具有更顯著的推動作用。

已有研究多基于時間序列構建多元線性模型，或者采用省級數據構建普通面板模型，忽略了商貿流通產業發展的空間效應，本文構建空間杜賓模型探究政府消費、居民消費與商貿流通產業發展的關系，具有一定的創新。

政府消費、居民消費影響商貿流通產業的實證分析

（一）變量選取與來源

商貿流通產業發展水平不同的學者使用了不同的度量指標，有學者使用社會消費品零售總額表示，也有學者將批發、零售、餐飲、物流等商貿流通產業所屬行業的產值進行加總得到商貿流通產業發展水平，本文借鑒后者將2008-2017年我國批發、零售、餐飲、物流等行業產值加總得到商貿流通產業總值，使用SM表示，原始數據來源于國家統計局。政府消費水平使用政府消費支出總額表示，使用zcost表示；考慮到我國城鄉居民消費水平存在顯著的差異，因此本文將居民消費水平分為城市居民消費和農村居民消費，分別使用ccost和ncost表示。參考已有文獻，經濟發展水平與對外開放水平對商貿流通產業發展水平具有顯著影響，本文使用人均GDP和進出口貿易總額度量，分別使用pgdp和open表示，數據均來源于國家統計局。為消除價格因素的影響，本文以2000年為基期對價格指標進行了貼現處理，為消除可能存在的異方差性，本文隨后對原始數據進行了取對數處理。

（二）空間權重矩陣的構建

目前主流的空間權重矩陣有三種，分別是鄰接矩陣、距離矩陣以及經濟距離矩陣，本文的研究主題是政府消費、居民消費與商貿流通產業發展，而政府消費、居民消費、商貿流通產業發展水平與地區經濟發展水平密切相關。如果使用鄰接矩陣或者距離矩陣就忽視了經濟發展對政府、居民消費以及商貿流通產業發展的影響，這也是已有研究忽略的地方。鑒于此，本文以2008-2017年我國30個省市（西藏、港澳臺地區除外）的GDP總額，以2000年為基期進行了平減，隨后構建經濟距離矩陣，構建方法為：

Eji是描述地區間差異性的一個矩陣，Yi為地區i的實際gdp總額，Y——j為地區j的實際gdp總額。

（三）空間自相關檢驗

進行空間計量分析的第一步是進行空間自相關性檢驗，如果變量不存在空間自相關性，則無法構建空間計量模型，僅需構建普通面板模型即可說明變量之間的關系。本文的被解釋變量為商貿流通發展水平，只要商貿流通產業發展水平呈現出空間自相關性，即可構建空間計量模。對2008-2017年商貿流通產業發展水平進行空間自相關檢驗，原理如方程1所示，結果如表（1）所示。

其中，i和j均為省份，Wij為本文構建的經濟距離矩陣，I為莫蘭指數。由表1可知2008-2017年我國商貿流通產業發展水平存在明顯的空間自相關性，2008年空間自相關系數為0.057，而2017年空間自相關系數上升到0.074，說明我國商貿流通產業空間自相關水平呈上升趨勢。圖1是我國商貿流通產業2017年的局域莫蘭指數，觀察圖1可知：我國30個省市局域莫蘭指數多數位于第一和第三象限，說明我國30個省市商貿流通業發展水平呈現出“高-高”集聚和“低-低”集聚的空間特征，可以構建空間計量模型。

（四）空間杜賓模型設置

空間計量模型主要包括空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）、空間杜賓模型（SDM），其中最常用的是空間誤差模型和空間杜賓模型，本文采用空間杜賓模型的形式探究政府消費、居民消費與商貿流通產業之間的關聯性，空間杜賓模型的基本形式如方程（2）所示。

如方程（2）所示：Y為被解釋變量、X為解釋變量，W為空間權重矩陣，β為回歸系數，θ為解釋變量空間之后系數，ρ為被解釋變量空間滯后系數，ε為隨機誤差項基于空間杜賓模型的基本形式，設置本文的空間杜賓模型，如方程（3）所示。

如方程（3）所示：lnsm為商貿流通產業發展水平的對數形式，lnzcost、lnccost、lnncost分別是政府消費、城鎮居民消費以及農村居民消費的對數形式，lnpgdp和lnopen為本文的控制變量，分別指經濟發展水平和對外開放水平，W為上文設置的經濟距離矩陣，β為回歸系數，θ為解釋變量空間滯后系數，ρ被解釋變量空間滯后系數，ε為隨機誤差項。

（五）模型回歸結果

在進行空間面板回歸之前，本文先進行了普通面板回歸，普通面板的豪斯曼檢驗推薦使用固定效應模型，在表2中本文將隨機效應模型的結果也出示出來，作為固定效應模型的對比，回歸系數以固定效應模型為主。普通面板的回歸結果表明：政府消費與商貿流通產業發展之間為顯著的正相關關系，說明我國政府消費水平提升能夠促進商貿流通產業發展。城鎮居民消費水平的回歸系數為正且在1%的水平上顯著，說明我國城鎮居民消費水平提升對商貿流通產業發展具有明顯的正向推動作用。農村居民消費水平回歸系數為正，但不顯著，但不能因此忽略農村居民消費水平對商貿流通產業發展的作用。經濟發展水平與商貿流通產業發展之間為顯著的正相關關系，說明經濟發展水平提升能夠帶動我國商貿流通產業發展。對外開放水平的回歸系數為正且顯著，說明我國對外開放的深化發展對商貿流通產業發現起到了明顯的推動作用。

表1 2008-2017年的莫蘭指數

表2 回歸結果

表3 基于鄰接空間權重矩陣的空間效應分解結果

圖1 我國商貿流通產業發展水平（lnsm）2017年局域莫蘭指數

如表2所示，空間杜賓模型的隨機效應和固定效應的回歸R2分別為0.794和0.847，說明空間杜賓模型相較于普通面板模型能夠更好的解釋政府消費、居民消費與商貿流通產業發展之間的關系。對空間杜賓模型進行豪斯曼檢驗，結果在1%的水平上拒絕了使用隨機效應模型的原假設，因此本文空間杜賓模型回歸結果以固定效應模型為主。空間杜賓模型固定效應的回歸結果表明：空間滯后項系數顯著且不為0，說明空間杜賓模型的固定效應模型出現了系統性錯誤，此回歸結果不能準確的解釋政府消費、居民消費與商貿流通產業發展之間的關系，因此本文將政府消費、居民消費對商貿流通產業的影響分解為直接效應、間接效應和總效應，結果如表3所示。

如表3所示：政府消費的直接效應回歸系數為1.043且在1%的水平上顯著，間接效應的回歸結果為0.452且在5%的水平上顯著，總效應為1.495且在1%的水平上顯著，說明我國政府消費在帶動本地商貿流通產業發展的同時，也能夠促進周圍其他地區商貿流通產業發展。對比政府消費的直接效應和間接效應回歸結果可知，地方政府消費對本地商貿流通產業的帶動作用大于對周圍地區商貿流通產業的帶動作用。城鎮居民消費的直接效應回歸系數為0.769且在1%的水平上顯著，間接效應的回歸結果為0.532且在10%的水平上顯著，總效應為1.301且在1%的水平上顯著，說明我國城鎮居民消費在帶動地方商貿流通產業發展的同時也能夠促進周圍其他地區商貿流通產業發展。對比城鎮居民消費的直接效應和間接效應回歸結果可知，城鎮居民消費對本地商貿流通產業的帶動作用大于對周圍地區商貿流通產業的帶動作用。農村居民消費的直接效應回歸系數為0.562且在10%的水平上顯著，間接效應和總效應回歸系數為正，但不顯著，說明農村居民消費沒有形成空間溢出效應，僅能夠促進本地商貿流通產業發展。控制變量方面：經濟發展水平的直接效應回歸系數為1.895且在1%的水平上顯著，間接效應的回歸結果為0.089且在10%的水平上顯著，總效應為1.984且在1%的水平上顯著，說明我國地方經濟發展水平提升在帶動本地商貿流通產業發展的同時，也能夠促進周圍其他地區商貿流通產業發展。對外開放水平的直接效應回歸系數為0.854且在10%的水平上顯著，間接效應的回歸結果為-0.089，但不顯著，總效應為0.765且在5%的水平上顯著，說明我國地方對外開放水平提升能夠帶動本地商貿流通產業發展。

結論與建議

普通面板的回歸結果表明：政府消費與商貿流通產業發展之間為顯著的正相關關系；城鎮居民消費水平的回歸系數為正且在1%的水平上顯著，說明我國城鎮居民消費水平提升對商貿流通產業發展具有明顯的正向推動作用；經濟發展水平提升能夠帶動我國商貿流通產業發展；對外開放的深化發展對商貿流通產業發現起到了明顯的推動作用。空間杜賓模型結果表明：我國政府消費在帶動本地商貿流通產業發展的同時，也能夠促進周圍其他地區商貿流通產業發展，對比政府消費的直接效應和間接效應回歸結果可知，地方政府消費對本地商貿流通產業的帶動作用大于對周圍地區商貿流通產業的帶動作用；城鎮居民消費在帶動地方商貿流通產業發展的同時，也能夠促進周圍其他地區商貿流通產業發展，對比城鎮居民消費的直接效應和間接效應回歸結果可知，城鎮居民消費對本地商貿流通產業的帶動作用大于對周圍地區商貿流通產業的帶動作用。

由此，本文提出以下幾點政策建議：第一，擴大政府財政在商貿流通產業方面的支出。地方政府要轉變態度，重視商貿流通產業的基礎性和先導性作用，在財政預算支出中適當增加在商貿流通產業方面的支出；第二，擴大居民消費規模。居民消費對商貿流通產業發展具有顯著的正向帶動作用并且本地居民消費會產生顯著的空間溢出效應能夠帶動周圍其他地區商貿流通產業發展。為此政府應當減輕居民個人所得稅，采取措施鼓勵居民消費，培養新消費熱點，轉變居民消費觀念；第三，提升農村居民收入。加強對農村居民就業技能培訓，提升農村居民綜合素質，同時扶持農村地區產業發展，增加就業。