商贸流通业与居民消费能力协同发展的影响因素分析

苏金玲

内容摘要：本文基于2009-2014年省级面板数据，通过构建商贸流通业与居民消费能力测算的综合指标评价体系来测度二者协同发展水平，之后构建动态面板计量模型实证探究影响二者协同发展的因素。最后，基于研究结论，文章提出相关政策建议。

关键词：商贸流通业 居民消费能力 协同发展 影响因素

引言与文献综述

消费、投资、出口对于我国改革开放以来实现经济快速发展具有重要影响作用，但各自的贡献率不尽一致。长期以来，经济发展过度依赖政府投资和出口贸易，引致我国经济发展需求结构的偏倚，无法推动我国经济持续高效发展。当前，在推动经济结构转型过程中，应注重从刺激扩大消费需求的视角制定策略，而商贸流通业是与消费需求直接对接的行业，其行业发展变化必然会对居民消费能力产生一定程度的影响（陈君，2015；张立平，2016）。反过来看，居民消费水平的变化同样会增加消费需求，倒逼商贸流通业供给的增加，对商贸流通效率和能力提出更高的要求。

学者针对上述问题进行了大量研究，研究主要集中在两个层面：商贸流通业对居民消费能力的影响效应和商贸流通业对居民消费行为（消费结构）的影响效应。就前者而言，张艳（2015）研究认为商贸流通业发展和我国消费增长之间存在着明显的联动效应，流通业的发展状况会在一定程度上影响消费支出，而消费增长会促进流通业市场发展。另外，强调居民消费平滑性的存在，使得流通业贸易发展政策必须结合消费者的行为因素和习惯因素。张立平（2016）基于理论分析和计量分析两个层面研究商贸流通业与居民消费增长的相关关系，结果发现商贸流通业的发展可以显著提升居民消费能力，且反过来居民消费的增长也可以间接影响商贸流通业的发展。就后者而言，韩术斌和肖歆（2016）基于面板数据构建计量模型，采用静态面板固定效应模型探究了商贸流通业对居民消费影响的结构性差异，结果发现商贸流通业发展对中低收入阶层的正向促进效应较强，而对中高层次消费的影响较低。董媛（2016）利用1995-2013年时间序列数据并借助向量误差修正模型来研究现代商贸流通业对居民消费结构的影响，结果发现现代商贸流通业与居民消费结构之间存在长期均衡稳定关系，且前者有利于提升居民生存型消费和享受型消费支出的增加。

上述研究對于厘清商贸流通业与居民消费的相关关系具有重要借鉴意义，但仍有改进之处。即有研究只是集中研究了商贸流通业与居民消费总量、消费结构两组宏观变量之间的相关关系，忽略了二者协同发展的重要性及我国地区间经济发展的异质性。因此，本文将基于二者协同发展的视角为切入点，以探究二者协同发展的地区现状，并在此研究基础上分析影响二者均衡发展的影响因素，以期为二者均衡、高效发展提供建议。

商贸流通业与居民消费能力协同发展水平测度与分析

（一）商贸流通业与居民消费能力内涵界定

参考赵凯等（2009）、王玲芳（2012）的研究，本文认为商贸流通业是指专门从事商品流通的行业（批发零售等）及服务于商品流通的服务型行业（交通运输、仓储和邮政业、租赁、餐饮住宿等）的综合。根据上述定义，商贸流通业主要指商品流通过程的直接贸易需求及其服务于上述贸易行业的附带性服务业，故商贸流通业又称为商贸流通服务业。居民消费能力主要包含居民的消费支出水平（直接消费能力）、居民的消费需求（潜在消费能力）、居民消费率（居民消费倾向的变化）三个方面。

（二）商贸流通业与居民消费能力协同发展测度指标体系

基于对商贸流通业与居民消费能力的内涵界定，本文通过构建综合指标评价体系来分别测度上述变量。具体的一级指标（内涵指标）、二级指标（测算使用指标）如表1所示。商贸流通业共有3个一级指标，9个二级指标，分别从商贸流通业的基本发展水平、发展基础、发展环境三个方面进行界定。居民消费能力包含3个一级指标和3个二级指标。之后，本文采用可以客观赋权重的熵值法进行测度，同时将测算后的权重水平列于表1。基于数据可得性的考量，本文的研究对象为除西藏之外的30个省、自治区、直辖市。基于商贸流通业数据统计口径的异质性和统计变量的变动，本文将研究样本时间段设定为2009-2014年，所有数据均来自于2010-2015年《中国统计年鉴》。需要指出的是，考虑数据获取的有效性，基本发展水平数据涉及批发、零售、住宿与餐饮企业，发展基础数据涉及公路、城市公共交通、铁路、航空业、水上运输等。

（三）商贸流通业与居民消费能力协同发展测度结果

假设基于熵值法测度的商贸流通业发展水平指数为Ts，居民消费能力指数为Tc，二者协同发展水平D可以根据如下公式测度所得，。

参考熊曦等（2015）的研究结论，本文将商贸流通业与居民消费能力协同发展指数分为四类，以便于进行区域间差异分析，抑或是对区域阶段性（周期性）的差异分析。当满足0≤D<0.3时，则认为二者处于不协同发展阶段；当满足0.3≤D<0.5时，则认为二者处于基本协同发展阶段；当满足 0.5≤D<0.8时，则认为二者处于良好协同发展阶段；当满足0.8≤D<0.1时，则认为二者处于优质协同发展阶段。表2给出了样本区间内各省市自治区商贸流通业与居民消费能力协同发展的平均水平，可以发现，不同地区之间的协同发展指数存在显著的差异。协同发展指数最高的是上海，达到0.9515；最低的是甘肃，仅有0.1904。根据协同发展指数由高到低的顺序，达到优质协同发展的地区有上海、北京、广东、天津、江苏、浙江、山东；达到良好协同的地区有福建、重庆、辽宁、海南、河北、湖北、湖南、吉林、河南、黑龙江；达到基本协同的地区有四川、山西、江西、安徽、内蒙古、青海、陕西；处于不协同的地区有新疆、广西、云南、宁夏、贵州、甘肃。研究发现优质协同地区主要集中在东部地区，良好协同发展地区主要集中在中部地区和部分西部地区，基本协同和不协同地区基本集中在西部地区。

商贸流通业与居民消费能力协同发展影响因素实证分析

（一）计量模型设定

考虑到商贸流通业与居民消费能力协同发展受商贸流通业和居民消费能力各自静态水平与动态变化的影响，本文从上述两个方面选取影响二者协同发展的影响因素。参考熊曦等（2015）的研究，本文选择上述综合指标评价体系中的变量作为解释变量，以基于综合指标评价体系测度的协同发展指数作为被解释变量，构建动态计量模型进行回归分析，基本的模型如下所示：

将商贸流通业与居民消费能力协调发展指数的一阶滞后项加入模型，以探究被解释变量动态变化的特征。另外，被解释变量与商贸流通业产出水平（A1）或者居民消费支出水平（D1）之间可能存在一定的相互策动效应，也即模型可能存在一定的内生性问题。由此可知，适用于传统静态面板模型的面板固定效应模型（FE）和面板随机效应模型（RE）不再适用于该模型，因为其无法有效解决模型中潜在的内生性问题。因此，本文将采用广义矩估计（GMM）的方法进行回归分析，由于一步系统GMM方法相比于二步GMM或者是差分GMM可以运用更多的数据信息，本文将采用一步系统GMM方法对模型参数进行估计。

（二）实证结果分析

表3给出了上述计量模型在全国层面、东部层面、中部层面和西部层面的估计结果，其中东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、山东、福建、广东、海南；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆。由表3可知，不同地区分类下回归参数估计系数在影响程度上存在差异，在影响行为（系数符号）上却保持显著的一致性。另外，表3同时给出了萨甘检验（Sargan 检验）和向量自回归检验（AR（2））的结果，前者结果表明模型参数回归估计中工具变量的设定是有效的，后者结果表明模型估计的残差不存在二阶序列相关性，总体表明模型设定与参数系数估计是合理有效的。

就商贸流通业与居民消费能力协同发展指数的一阶滞后项（Dt-1）而言，回归系数为0.012、0.033、0.017、0.009，且均通过了显著性水平为10%的假设检验，表征协同指数存在一定的时空传承性抑或是惰性，即前期发展有利于提升后期的协同发展指数。启示着政府在制定宏观经济战略或者是微观企业发展策略时，应注重政策一致性，而非由于主政官员的变动改变原有制定好的策略。

就基本发展水平（A）而言，产出水平（A1）、从业人数（A2）的回归系数均为正，且均通过了显著性水平为10%的显著性检验，且前者对协同发展的影响程度大于后者。主要是因为商贸流通业产出水平越大，从业人数越多，一方面可以提升从事商贸流通业人员的收入水平，增大商贸流通市场需求，提升行业稳定性。另一方面，商贸流通业产出水平的提升刺激市场的同时，优化了居民的消费偏好和稳定性，使二者达成协调稳步发展。发展规模（A3）回归系数呈现区域差异，在全国和东部样本层面下，二者回归系数为0.003、0.027，而在中部和西部样本层面下，二者回归系数为-0.009、-0.012，且都未通过一定显著性水平的显著性检验。

就发展基础（B）而言，交通运输从业人数（B1）、货物中转量（B2）、道路里程数（B3）的回归系数为正，表征交通基础设施的快速发展有利于促进商贸流通业与居民消费能力协同发展。从统计上看，前兩者通过了显著性水平为10%的显著性检验，后者并未通过一定程度下显著性检验，表征前两者是影响商贸流通业与居民消费能力协同发展的主要因素，后者回归次数偏小，对协同发展的影响程度可以忽略不计。

就发展环境（C）而言，人口密度（C1）的回归系数存在显著的区域异质性，全国层面、中部层面和西部层面的回归系数为负，分别为-0.121、-0.337、-0.265；而东部层面的回归系数为正，为0.218，但所有回归结果均通过了显著性水平为10%的显著性检验。人均GDP（C2）、公共财政支出（C3）的回归系数为正，且通过了显著性水平为10%的假设检验，表征人均收入水平越高的地区，商贸流通业和居民消费能力协同发展的概率越大，政府投向于公共财政的支出数额和占比越大，越有利于增加居民的消费支出偏好，同时促进地区商贸流通业的发展。主要是因为东部地区受益于改革开放的先行政策，多个地区属于对外开放的特区、沿海开放城市、自由贸易区，企业在海关税收、生产要素配置均具有较大的优惠，致使该地区经济发展较快，经济总量领跑全国，人均可支配收入水平较高，且远远超过中西部地区的人均收入水平。因此，该地区的商贸流通业发展较好，居民消费能力较强，同时吸引大量中西部人口转移至此，提升了地区常住人口的比重，进一步刺激了地区商贸流通业发展，促进了二者协同发展。

就居民消费能力而言，居民人均消费支出（D1）的回归系数为正，分别为0.325、0.445、0.210、0.431，且均通过了显著性水平为10%的显著性检验，表征居民消费支出水平的增加有利于促进商贸流通业与居民消费能力协同提升。商品零售价格指数（D2）、居民消费率（D3）的回归系数存在区域异质性，除了西部地区之外，全国层面、东部层面和中部层面的回归系数为正，而西部地区的回归系数为负。主要是因为西部地区受限于地理位置不利，经济发展相对落后，尽管中央政府在西部地区发展上提出了西部大开发战略、一带一路战略、中东部地区援助西部建设等战略，短时间内难以改变西部地区落后发展的面貌，一旦商品价格指数提升，居民消费率提升，便会引致个人预期的利空变化，会增加对生活必需品的消费。

商贸流通业与居民消费能力协同发展的优化路径

（一）大力推进商贸流通体系建设，统筹城乡共同发展

发达完善的城乡商贸流通体系是提升商贸流通业发展规模与效率的前提和保障，主要集中在城乡商贸市场建设、商贸市场与居民居住点间的道路建设、政府对城乡商贸流通业体系的监管、商贸市场自身运营四个方面。随着城镇化水平的提升，居民生活集聚性特征更加明显，农村村庄的数量在急剧下降，因此，政府应着手推进农村商贸市场建设，包括贸易商品市场、农产品交易市场两方面。同时，政府应出台一系列相关监管法规、制度，最后根据地方风俗习惯和文化传承的特征，尝试将商贸市场承包给当地居民。如此，一方面可以为农村居民提供短期的就业岗位，增加其非农收入；另一方面，可以提升居民生活质量，进一步缩小城乡发展差距，弱化城乡二元化特征。

（二）提高地区城镇化水平，增加居民可支配收入

随着2014年《国家新型城镇化发展规划（2014-2020）》的出台，新型城镇化成为推动我国经济发展和居民增收的重点。而推动新型城镇化的关键是基于地方发展特色，推进一系列符合创新驱动发展的策略，并付诸实施。比如，基于信息技术实现电商企业的发展、完善互联网金融、运用虚拟现实技术助力流通业等，均可以有效促进商贸流通业发展，直接或间接增加工作岗位，进而提升居民收入水平。另外，在房地产行业，通过降税、补贴、增加就业岗位等方式，积极引导农村居民转向城市定居，进一步提高地区城镇化水平。

（三）加强调研和监管，实现二者协同发展

推进商贸流通业与城乡居民消费协同发展的另一关键是政府监管，有效的监管是提升运营效率、规避不作为的有效手段。政府在监管过程中，首先应对同一地区不同的商贸市场运营进行实地调研，及时发现并解决问题。其次，需要对不同的商贸市场运营进行时空对比分析，通过营造平台推动信息流通，提升整体效益水平。

参考文献：

1.陈君.农村消费升级背景下城乡双向商贸流通服务体系构建[J].改革与战略，2015（7）

2.张立平.我国商贸流通业发展与居民消费增长的关系研究[J].商业经济研究，2016（8）

3.张艳.商贸流通业发展对我国消费增长的影响分析[J].商业经济研究，2015（16）

4.董媛.现代商贸流通业对居民消费结构的影响分析[J].商业经济研究，2016（10）

5.韩术斌，肖歆.商贸流通业对我国城镇居民消费行为影响实证分析[J].商业经济研究，2016（3）

6.赵凯，宋则.商贸流通服务业影响力及作用机理研究[J].财贸经济，2009（1）

7.王玲芳.浙江省商贸流通业的产业关联与波及效应分析[D].浙江工商大学，2012

8.熊曦，柳思维，张闻，汤春玲.商贸流通业与新型城镇化协同发展水平测度研究[J].广西社会科学，2015（8）

9.王浩，熊曦. 民族地区商贸流通业与居民消费能力协同发展的影响因素实证研究[J].云南民族大学学报（哲学社会科学版），2015（6）