基于消費升級的商貿流通業高質量發展探討

葉悅青

（義烏工商職業技術學院 浙江義烏 322000）

引言

改革開放以來，我國經濟基本上保持著兩位數的增長速度，經濟的發展增加了我國居民的人均收入，1978年我國居民的人均收入為323.4元，在2019年居民人均收入為33617元，收入增長了近98倍。收入的增長必然會改變居民的消費偏好和消費觀念，消費結構開始轉型升級。從收入的變化來看，我國居民的消費結構經歷了滿足基本需求階段、溫飽階段和服務性消費階段，目前服務性消費還處于較低水平。當前，我國居民正處于以住房和出行為主的消費階段，并且還要持續一段時間。消費結構的變化必然會產生新的需求，會對國內產業結構產生影響。1978年，我國第一產業占比28%，第三產業占比僅僅為24%；2019年，我國第一產業占比9%，第三產業占比上升到51%。產業結構的變化與國內居民的消費升級表現出一致性，足見消費升級對產業發展的重要性。

馬克思認為消費對流通會產生重要影響，流通的最終目的是消費，消費需求的變化會對流通產業的發展產生影響。商貿流通業作為居民日常消費品的主要提供者，與居民的日常生活密切相關。隨著互聯網技術的發展，居民消費行為發生了翻天覆地的變化，流通業也順應時代潮流，進行了諸多變革，消費與流通是相互影響的關系。結合我國經濟發展的實際，探討消費升級與流通產業發展的相互關系顯得非常有必要。

表1 變量平穩性檢驗結果

消費升級對流通產業發展的影響研究綜述

學術界的相關研究主要集中在理論論述、影響機制和測量方法等方面。在理論論述方面，王紅衛和張民服（2019）認為消費者的需求是工業生產的主要動力，假如沒有消費者的消費需求生產就會停滯，為經濟學研究生產和消費的關系提供了新的視角。郝倩和廖洪富（2019）認為學術研究應該逐漸擺脫傳統的生產中心理論，倡導學術界應該關注消費升級對產業結構的影響，消費需求的不斷升級是國民經濟產業結構發生變化的重要原因。

在影響機制方面，俞伯陽和叢屹（2020）認為人均國民收入是基礎，人均收入的提高直接帶來了居民消費觀念和消費方式的變化，形成了消費升級的基礎，觀念的變化產生了新的生產需求。現代企業生產大多是以市場為導向，為滿足新的需求開始調整生產線，最終促進了產業結構的變化。當從事生產的企業數量足夠多時，整體的產業水平得到提升，從而產業結構的優化逐漸固化。

在測量方法方面，學者從定量研究的角度研究了消費升級對產業發展的影響。郭馨梅和何宗武（2020）構建了多元回歸模型，研究了消費觀念、消費能力和收入水平對產業發展的影響。通過對學術界相關成果的梳理，可以發現學者的研究多是以單一研究因素為主線，分析消費升級對產業發展的影響，沒有形成系統的分析體系。大多數學者的研究只是籠統的選擇了商貿流通產業發展的影響因素，但是變量的選取存在著不全面、關鍵解釋變量缺失的問題，本文在現有研究的基礎上予以改進。

基于消費升級的商貿流通業高質量發展實證分析

（一）變量說明與數據來源

根據消費結構基本理論，消費升級表現為消費觀念、消費模式和消費業態的變化，消費觀念指人們在進行消費時所持有的態度和觀念。消費模式指的是消費者和消費資料的相互關系。消費業態指的是商品銷售者向消費者出售商品時的形態。本文以消費觀念（COG）、消費模式（COM）和消費業態（COY）作為核心解釋變量。根據國家統計局公開信息，商貿流通業主要包括零售批發、餐飲服務、物流運輸等行業，本文將商貿流通各行業總產值用來衡量我國商貿流通業的發展水平和發展質量，本文以商貿流通業發展質量（SMZ）作為被解釋變量。產業的發展會受到經濟發展水平（GDP）、城市化水平（URB）、基礎設施建設（STR）和物流能力（ROAD）的影響，本文以上述變量作為控制變量。

根據前文的分析，本文選取我國2008-2019年的經濟數據作為研究樣本，數據主要來源于國家統計局公布的經濟數據以及地方統計局的公開數據，當出現同一經濟指標數據不一致時以高一級的統計年鑒為準，統計局缺失數據主要是通過咨詢相關部門補齊。

（二）數據平穩性檢驗

為統一量綱對數據進行取對數處理，數據穩定性是實證研究的重要基礎，數據不平穩可能會出現偽回歸現象。本文使用LLC檢驗和ADF檢驗對研究變量進行穩定性檢驗，檢驗結果如表1所示。

由表1可知：被解釋變量商貿流通業發展質量的LLC檢驗值為-4.738，ADF檢驗值為112.439，可以判斷變量商貿流通業發展質量數據平穩。解釋變量消費觀念的LLC檢驗值為-2.389，ADF檢驗值為138.843，可以判斷消費觀念的數據平穩，同理可得解釋變量消費模式和消費業態的數據平穩。控制變量經濟發展水平的LLC檢驗值為-3.719，ADF檢驗值為145.893，可以判斷變量經濟發展水平的數據平穩，同理可得控制變量城市化水平、基礎設施建設和物流能力的數據平穩。

（三）實證分析

本文以商貿流通業發展質量（SMZ）作為被解釋變量，以消費觀念（COG）、消費模式（COM）和消費業態（COY）作為核心解釋變量，以經濟發展水平（GDP）、城市化水平（URB）、基礎設施建設（STR）和物流能力（ROAD）作為控制變量構建固定效應模型。

SMZ=c+β1COG+β2COM+β3COY+β4GDP+β5URB+β6STR+β7ROAD+ε

在模型中，c為常數項，β為各變量系數，ε為隨機擾動項。運用Stata 15.0進行計量分析，模型輸出結果如表2所示。在全樣本和分樣本回歸模型中，VIF值均小于5，排除了變量之間存在的多重共線性問題。R2均在0.9以上，說明研究模型具有較好的擬合優度。豪斯曼檢驗顯著性均為0.000，拒絕了隨機效應模型優于固定效應模型的原假設，說明固定效應模型更適合于本研究。

由表2可知：核心解釋變量消費觀念在全樣本及分樣本回歸中，回歸結果均為正且顯著，說明消費觀念在商貿流通業高質量發展中發揮著重要作用。消費模式在全樣本及分樣本回歸中，回歸結果均為正且顯著，但回歸系數略小于消費觀念，可能是由于消費模式的形成和變化需要長時間的積累和沉淀，在產業發展中的作用具有一定的滯后性。消費業態的回歸系數均為正且顯著，在核心解釋變量中系數絕對值最大，說明消費業態的變化對商貿流通業的發展影響最為突出。

表2 固定效應回歸結果

表3 模型穩健性檢驗

在全樣本和分樣本回歸中，控制變量經濟發展水平（GDP）、城市化水平（URB）、基礎設施建設（STR）和物流能力（ROAD）均發揮著一定的作用。具體來看，在全樣本回歸中，經濟發展水平和基礎設施建設回歸結果不顯著，說明其在商貿流通產業高質量發展中作用有限。城市化水平和物流能力回歸結果顯著，說明在經濟發展的新時期，產業發展更需要現代化建設的支持。在東部地區，基礎設施建設回歸結果為負，說明其會阻礙商貿流通產業的高質量發展，可能原因在于高度發達的基礎設施有利于區域與區域之間勞動力、資金、市場的自由流動，存在一定的溢出效應。城市化水平的回歸結果不顯著，可能是由于東部地區城市化已經處于較高水平，其在經濟發展中潛力有限。在中部地區，經濟發展水平、城市化水平、基礎設施建設和物流能力的回歸結果均顯著，在經濟建設進程中要加強相關建設。在西部地區，基礎設施建設和物流能力有限，經濟發展較為落后，在經濟發展規劃中應重點關注。

（四）穩健性檢驗

關于商貿流通業發展質量的衡量本文采用的是商貿流通各行業總產值，也有學者采用的是社會消費品總額。事實上，商貿流通業所提供的批發零售、物流運輸等是社會消費品的重要組成部分。因此，本文將被解釋變量用社會消費品來替代，再次納入回歸模型進行穩健性檢驗。由表3模型穩健性檢驗結果可知：核心解釋變量消費觀念、消費模式和消費業態的回歸系數符號、大小及顯著性沒有發生顯著變化，說明固定效應回歸結果較為穩健。

實證研究結論和發展策略

（一）實證研究結論

本文實證研究結果表明：全樣本及分樣本回歸中，消費觀念、消費模式和消費業態的回歸結果均為正且顯著，說明消費觀念、消費模式和消費業態在商貿流通業高質量發展中發揮著重要作用。消費業態的回歸系數在核心解釋變量中系數絕對值最大，說明消費業態的變化對商貿流通業的發展影響最為突出；在全樣本和分樣本回歸中，控制變量經濟發展水平、城市化水平、基礎設施建設和物流能力均發揮著一定的作用；在全樣本回歸中，經濟發展水平和基礎設施建設回歸結果不顯著，說明其在商貿流通產業高質量發展中作用有限。城市化水平和物流能力回歸結果顯著。在東部地區，基礎設施建設回歸結果為負，說明其會阻礙商貿流通產業的高質量發展，可能原因是在經濟發達地區存在一定的溢出效應。在中部地區，經濟發展水平、城市化水平、基礎設施建設和物流能力的回歸結果均顯著。在西部地區，基礎設施建設和物流能力有限，經濟發展較為落后，在經濟發展規劃中應重點關注。

（二）發展策略

基于研究結論，本文提出幾點發展策略：首先，繼續推進城鎮化建設，穩步推進經濟增長。經濟發展水平和城市化水平均對產業高質量發展有著顯著的正向影響，說明其在經濟發展中有著至關重要的作用。在制定經濟發展政策時，要給予重點關注，制定有針對性的發展策略。其次，提升市場化水平，提升產業競爭力。有意識的加強商貿流通產業的對外貿易，在激烈的國際競爭中增強自身實力。同時，政府要適當弱化管控力度，鼓勵自由競爭，提高市場化水平，使商貿流通產業在公平的產業競爭中獲得發展機遇。最后，加強東中西部經濟帶的聯系，實現優勢互補，共同發展。我國經濟發展存在著明顯的區域不平衡特征，東部地區商貿流通產業發展水平要顯著高于中西部地區。在產業發展中可以適當建立區域與區域之間的對口支援機制，將東部地區的發展經驗運用于中西部地區，加強區域與區域之間的合作和交流，帶動三大經濟帶商貿流通產業的協調發展。