商貿(mào)流通效率對(duì)消費(fèi)升級(jí)的影響分析

顏冬梅 博士

（太原理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 山西太原 030024）

近年來(lái)，眾多專家學(xué)者就商貿(mào)流通效率和居民消費(fèi)升級(jí)關(guān)系進(jìn)行了研究。其中，張旭波（2019）分析了居民消費(fèi)升級(jí)、金融發(fā)展與商貿(mào)流通的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)商貿(mào)流通效率對(duì)消費(fèi)升級(jí)的影響具有門檻效應(yīng)，當(dāng)流通效率達(dá)到一定程度時(shí)，其對(duì)居民消費(fèi)的影響趨勢(shì)將會(huì)發(fā)生跳躍式改變；薛維軍（2018）針對(duì)商貿(mào)流通效率與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系進(jìn)行了研究，認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的完善對(duì)商貿(mào)流通效率的影響最高。鑒于此，本文在總結(jié)已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)之上，通過(guò)構(gòu)建回歸模型就商貿(mào)流通效率對(duì)消費(fèi)升級(jí)的影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，旨在為促進(jìn)我國(guó)居民消費(fèi)水平的進(jìn)一步提升提供理論參考。

指標(biāo)選取

因變量。本文選取消費(fèi)升級(jí)作為因變量，在此主要將其劃分成兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)，分別是居民消費(fèi)支出數(shù)量和生活水平。居民消費(fèi)量的提升以居民人均消費(fèi)支出來(lái)表示，記為Y1；以居民消費(fèi)需求來(lái)表示居民消費(fèi)水平的提高情況，記為Y2。

自變量。本文分別通過(guò)兩個(gè)時(shí)間段來(lái)表述流通效率指標(biāo)體系，第一階段為2000-2010年，此時(shí)稱之為傳統(tǒng)流通效率，記為X1a；第二階段為2011-2018年，該階段為現(xiàn)代流通效率指標(biāo)，記為X1b。

控制變量。居民收入是影響居民消費(fèi)升級(jí)的主要因素，本文以城鄉(xiāng)居民可支配收入來(lái)表示，記為X2。生產(chǎn)因素會(huì)間接影響居民消費(fèi)升級(jí)，企業(yè)所生產(chǎn)的產(chǎn)品性能越優(yōu)，就越會(huì)受到消費(fèi)者的認(rèn)可，進(jìn)而促進(jìn)居民消費(fèi)升級(jí)，本文將固定資產(chǎn)投入和科研經(jīng)費(fèi)投入設(shè)定為兩個(gè)主要生產(chǎn)因素，并分別用X3和X4表示。環(huán)境因素在本文主要是消費(fèi)者的消費(fèi)環(huán)境，在此本文選取兩個(gè)環(huán)境因素指標(biāo)即物價(jià)指標(biāo)和利率指標(biāo)，并分別以X5、X6表示。

實(shí)證檢驗(yàn)

（一）商貿(mào)流通效率對(duì)居民消費(fèi)數(shù)量影響實(shí)證檢驗(yàn)

本文將居民消費(fèi)支出Y1設(shè)定為被解釋變量來(lái)構(gòu)建回歸方程，進(jìn)而分析商貿(mào)流通效率對(duì)居民消費(fèi)數(shù)量的影響。

方程 1：Y1=β1X1a+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+μt

方程 2：Y1=β1X1b+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+μt

1.變量的ADF檢驗(yàn)。由于文中各變量之間存在一定的差異性，故本文需要對(duì)各變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，以避免變量指標(biāo)差異性對(duì)實(shí)證結(jié)果造成影響。本文以時(shí)間序列為基礎(chǔ)，對(duì)非平穩(wěn)序列的變量數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸計(jì)算，并對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表1和表2所示。通過(guò)表1和表2的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以得出，各變量在零階條件下均表現(xiàn)出了平穩(wěn)性，且通過(guò)了5%顯著性水平的ADF檢驗(yàn)，各變量均表現(xiàn)出穩(wěn)定性，故滿足協(xié)整分析條件。

2.回歸模型及其協(xié)整檢驗(yàn)。本文首選考察流通效率變量對(duì)消費(fèi)數(shù)量的作用效果，具體分析結(jié)果如表3所示。通過(guò)對(duì)比兩個(gè)變量模型的分析結(jié)果可知，兩方程調(diào)整后的決定系數(shù)較高，說(shuō)明模型的擬合效果良好，對(duì)變量數(shù)據(jù)的回歸精度較高。本文進(jìn)一步通過(guò)E-G法對(duì)回歸方程進(jìn)行協(xié)整分析，分析結(jié)果如表4所示。根據(jù)表4分析結(jié)果可以看出，方程1和2模型殘差的檢驗(yàn)結(jié)果都低于對(duì)應(yīng)的臨界值，各序都呈現(xiàn)出平穩(wěn)性，說(shuō)明變量間具有協(xié)整關(guān)系。

3.模型的結(jié)果分析。通過(guò)分析方程1，2000-2010年居民收入水平提升能夠明顯促進(jìn)消費(fèi)數(shù)量的增加，但是傳統(tǒng)流通效率對(duì)消費(fèi)數(shù)量的作用效果不明顯。具體而言，當(dāng)居民收入水平每提升1個(gè)單位時(shí)，消費(fèi)數(shù)量便會(huì)隨之提高0.9251個(gè)單位；而傳統(tǒng)流通效率每提高1個(gè)單位，消費(fèi)數(shù)量會(huì)隨之降低0.0551單位。在此期間，居民收入水平對(duì)消費(fèi)數(shù)量的正向影響作用遠(yuǎn)大于傳統(tǒng)流通效率，甚至傳統(tǒng)流通效率對(duì)消費(fèi)數(shù)量的提升起到了抑制作用。通過(guò)分析方程2，2011-2018年，現(xiàn)代流通效率水平的提高、科研經(jīng)費(fèi)投入額的增大和居民收入水平的提升對(duì)消費(fèi)數(shù)量的提高均表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)效果，除此之外的要素對(duì)居民消費(fèi)數(shù)量增長(zhǎng)貢獻(xiàn)度不大。

表1 各變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果（一）

表2 各變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果（二）

表3 流通效率改善對(duì)消費(fèi)數(shù)量影響的回歸結(jié)果

表4 E-G兩步法協(xié)整分析結(jié)果

表5 流通效率改善對(duì)消費(fèi)量影響的誤差修正模型

綜合方程1和2分析結(jié)果，在2000～2010年間，居民收入水平是影響消費(fèi)升級(jí)的主要因素；而在2011～2018年間，現(xiàn)代流通效率成為了影響居民消費(fèi)升級(jí)的主要因素。這主要是因?yàn)樵?000年初期，我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制還不夠完善，流通市場(chǎng)的發(fā)展尚未完全成熟，對(duì)于處于流通產(chǎn)業(yè)終端的零售業(yè)主要是以零售店的形式存在，零售產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力較小，其僅僅可以滿足消費(fèi)者的日常基本生活需求。

4.誤差修正模型。本文構(gòu)建誤差修正模型對(duì)模型的平穩(wěn)性進(jìn)行分析，進(jìn)而明確解釋變量與被解釋變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性，具體分析結(jié)果如表5所示。通過(guò)表5能夠得出，方程1和方程2經(jīng)過(guò)調(diào)整后的決定系數(shù)為兩個(gè)模型調(diào)整后的決定系數(shù)，分別為0.993422和0.089245，兩個(gè)模型的擬合優(yōu)度均較高，具有良好的統(tǒng)計(jì)效果。根據(jù)結(jié)果，2000-2010年居民收入水平的提升對(duì)居民消費(fèi)數(shù)量表現(xiàn)出正面作用，而傳統(tǒng)流通效率的提升對(duì)居民消費(fèi)數(shù)量具有負(fù)面作用；其中，居民收入水平每提升1個(gè)單位，居民消費(fèi)數(shù)量會(huì)隨之提高0.9445個(gè)單位；傳統(tǒng)流通效率指標(biāo)每提高1個(gè)單位，居民消費(fèi)數(shù)量就降低0.1054個(gè)單位。在2010-2018年間，現(xiàn)代流通效率等所有指標(biāo)均可以促進(jìn)居民消費(fèi)數(shù)量的增加，且其對(duì)居民消費(fèi)數(shù)量提升的影響較居民收入水平更加顯著。

（二）流通效率改善與消費(fèi)質(zhì)量的實(shí)證分析

本文以居民消費(fèi)支出Y2為解釋變量構(gòu)建回歸方程，以分析商貿(mào)流通效率對(duì)居民消費(fèi)質(zhì)量的影響。

1.變量的ADF檢驗(yàn)。在分析流通效率對(duì)消費(fèi)質(zhì)量的影響時(shí)，本文需要對(duì)各變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)差處理，進(jìn)而檢驗(yàn)各指標(biāo)序列的穩(wěn)定性，變量的ADF檢驗(yàn)如表6所示。根據(jù)表6可得，在5%顯著水平下，各變量均符合ADF檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，表現(xiàn)出穩(wěn)定性，故可以開展回歸分析。2.回歸模型及其協(xié)整檢驗(yàn)?；诟髯兞烤鶠橥A單整變量，故本文通過(guò)E-G兩步法對(duì)方程3和方程4進(jìn)行回歸分析，并根據(jù)結(jié)果殘差來(lái)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。根據(jù)表7可以得出，模型3和模型4殘差的單位根檢驗(yàn)結(jié)果都低于臨界標(biāo)準(zhǔn)，說(shuō)明變量間具有協(xié)整關(guān)系。根據(jù)表8的模型檢驗(yàn)結(jié)果得出，模型3和模型4經(jīng)過(guò)調(diào)整后的決定系數(shù)均增大，此時(shí)模型具有良好的檢驗(yàn)效果。同時(shí)，消費(fèi)升級(jí)系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明變量對(duì)居民消費(fèi)升級(jí)具有推動(dòng)作用。

表6 變量指標(biāo)的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表7 殘差單位根檢驗(yàn)

表8 商貿(mào)流通效率對(duì)居民消費(fèi)質(zhì)量影響檢驗(yàn)結(jié)果

3.模型的結(jié)果分析。通過(guò)分析方程3，居民收入水平和利率指標(biāo)均表現(xiàn)出1%顯著水平，科研經(jīng)費(fèi)支出和物價(jià)指標(biāo)變量均通過(guò)了5%顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明隨著互聯(lián)網(wǎng)科技和電子商務(wù)平臺(tái)的不斷發(fā)展，商品的流通時(shí)間顯著縮短，流通環(huán)節(jié)明顯減少，這顯著提高了商品的流通效率，而其對(duì)居民消費(fèi)升級(jí)的影響由原來(lái)的不顯著轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著。在方程4中，各變量均表現(xiàn)出顯著性，在2000～2010年間生產(chǎn)因素和環(huán)境因素對(duì)居民消費(fèi)升級(jí)影響不顯著，但在互聯(lián)網(wǎng)因素驅(qū)使下形成現(xiàn)代流通效率后，二者對(duì)居民消費(fèi)升級(jí)的影響程度顯著提升。2000～2010年中生產(chǎn)環(huán)節(jié)的固定資產(chǎn)因素對(duì)居民消費(fèi)數(shù)量和質(zhì)量的影響系數(shù)分別為-0.0551和-0.0572，而在2011～2018年其作用程度提升至-0.1785和0.9171；在2000～2010年，科研經(jīng)費(fèi)因素對(duì)居民消費(fèi)數(shù)量與質(zhì)量的影響分別為0.2689和0.9107，而在2011-2018年提升至0.4376和1.1357。說(shuō)明現(xiàn)代流通效率的提升能夠刺激生產(chǎn)環(huán)節(jié)和消費(fèi)環(huán)節(jié)發(fā)展，進(jìn)而對(duì)居民消費(fèi)升級(jí)起到推動(dòng)作用。

結(jié)論與建議

2000～2010年居民收入水平提升對(duì)居民消費(fèi)數(shù)量增長(zhǎng)具有顯著影響，而傳統(tǒng)流通效率的作用效果不顯著。其中，居民收入水平提升1個(gè)單位，則消費(fèi)數(shù)量提高0.9251個(gè)單位；傳統(tǒng)流通效率提高1個(gè)單位，則居民消費(fèi)數(shù)量下降0.0551個(gè)單位，此期間居民收入水平對(duì)居民消費(fèi)數(shù)量的促進(jìn)作用顯著高于傳統(tǒng)流通效率。在2011-2018年間，現(xiàn)代流通效率水平的提升、科研資金投入的提高以及居民收入水平的上升，對(duì)消費(fèi)數(shù)量的增長(zhǎng)均表現(xiàn)出促進(jìn)作用。其中，居民收入水平每增加1單位，消費(fèi)數(shù)量就上升0.1786個(gè)單位，此期間現(xiàn)代流通效率對(duì)居民消費(fèi)數(shù)量的推動(dòng)效果要顯著于居民收入和科研經(jīng)費(fèi)支出變量。在2000～2010年間生產(chǎn)因素和環(huán)境因素對(duì)居民消費(fèi)升級(jí)影響較弱，但在互聯(lián)網(wǎng)背景下形成現(xiàn)代流通效率后，在2011～2018年間生產(chǎn)因素和環(huán)境因素對(duì)居民消費(fèi)升級(jí)的影響程度顯著提升。

我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)存在城鄉(xiāng)、地區(qū)發(fā)展的不平衡，既有歷史原因，也有自然原因，同時(shí)還有政策原因（張霞等，2018）。為了促進(jìn)我國(guó)消費(fèi)升級(jí)，各地方政府還需重視加強(qiáng)政策扶持力度，同步推進(jìn)城鄉(xiāng)流通產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，縮短商品在城鄉(xiāng)之間的流通時(shí)間，削減流通環(huán)節(jié)，進(jìn)而提高商品流通效率，充分挖掘鄉(xiāng)村地區(qū)消費(fèi)潛力；充分借助電子商務(wù)平臺(tái)進(jìn)行商品流通，減少實(shí)體店的資金投入，提高消費(fèi)者購(gòu)買商品的便利度，進(jìn)而促進(jìn)居民消費(fèi)升級(jí)；建立完善的信息流通管理平臺(tái)，為商貿(mào)流通提供多元化的保障，避免企業(yè)和消費(fèi)者的權(quán)益受到侵害，提高消費(fèi)者的消費(fèi)信心，進(jìn)而引導(dǎo)居民消費(fèi)升級(jí)。