商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展傳導消費引致的城鄉(xiāng)差異研究

張學炎

(湛江幼兒師范?？茖W校，廣東 湛江 524084)

一、文獻綜述

商貿(mào)流通業(yè)在國民經(jīng)濟增長中具有先導性作用，是連結社會生產(chǎn)與消費的關鍵環(huán)節(jié)。改革開放以來，伴隨產(chǎn)業(yè)結構的不斷優(yōu)化，商貿(mào)流通業(yè)的經(jīng)濟效益逐漸提升，其所產(chǎn)生的消費引致效應日益突出。但在我國城鄉(xiāng)二元結構體制的影響下，商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展本身具有明顯的城鄉(xiāng)差異，進而影響其對居民消費引致作用不同。新常態(tài)背景下，商貿(mào)流通業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展是產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的市場選擇，也是進一步挖掘市場消費潛力的社會基礎，實證分析商貿(mào)流通業(yè)對城鄉(xiāng)消費引致作用的區(qū)域差異對于統(tǒng)籌城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展具有重要意義，也有利于推進經(jīng)濟增長的轉型升級。

當前，居民消費內容的豐富性與高級化推動著生產(chǎn)行業(yè)的結構性轉型，商貿(mào)流通部門也面臨行業(yè)優(yōu)化調整過程，這一過程反饋到市場需求層面則表現(xiàn)為居民消費總量與結構的變化，并在城鄉(xiāng)間呈現(xiàn)出差異性的消費引致作用。如：陳君認為商貿(mào)流通業(yè)與消費需求的增長存在著相互依存的關系，城鄉(xiāng)雙向商貿(mào)流通體系的完善有利于挖掘農(nóng)村剩余消費潛力，而農(nóng)村消費需求的增長又會進一步促進商貿(mào)流通業(yè)的結構性優(yōu)化。[1]王浩澂、熊曦認為，商貿(mào)流通水平是影響社會消費能力的重要因素，受到收入差距與消費觀念的影響，商貿(mào)流通業(yè)的消費引致效應表現(xiàn)出顯著的城鄉(xiāng)差異。[2]尹月、辛路認為，農(nóng)村居民收入的持續(xù)增長為農(nóng)村消費需求的增加帶來了時代契機，同時為城鄉(xiāng)商貿(mào)流通體系的完善奠定了重要基礎，農(nóng)村商貿(mào)服務水平的不斷提升也進一步刺激著農(nóng)村消費的增長，推動著城鄉(xiāng)消費結構的不斷優(yōu)化。[3]謝喬昕、宋良榮認為，商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展有利于抑制城鄉(xiāng)消費差距，關鍵在于促進農(nóng)村商貿(mào)流通體系的完善，刺激農(nóng)村居民的消費需求。[4]孫文娟認為，商貿(mào)流通業(yè)有利于促進城鄉(xiāng)消費差距的縮小，農(nóng)村商貿(mào)流通體系的完善能夠刺激農(nóng)村居民消費需求的增長，從而帶動區(qū)域消費需求的均衡，不過這種影響效應表現(xiàn)出明顯的時期與地域差異。[5]楊進、羅筱梅基于主成分分析法對商貿(mào)流通業(yè)的消費引致效應進行了實證探索，認為商貿(mào)流通水平的提升能顯著帶動社會消費需求的增長，促進城鄉(xiāng)消費差距的縮小，主要表現(xiàn)在交通與衣著消費方面。[6]

從以往研究來看，商貿(mào)流通業(yè)對居民消費的引致作用顯而易見，但受城鄉(xiāng)發(fā)展水平的影響，這一作用表現(xiàn)出明顯的區(qū)域差異。從以往研究來看，關于商貿(mào)流通業(yè)的消費引致效應缺少面板數(shù)據(jù)層面的實證探析，各省區(qū)異質性問題沒有得到很好的控制，從而導致部分研究結果存在一定的局限性?；诖?，本文擬在面板數(shù)據(jù)模型基礎上對我國各省區(qū)異質性問題進行截面控制，進而實證分析商貿(mào)流通業(yè)的消費引致效應在城鄉(xiāng)層面的差異性，為區(qū)域間的協(xié)調發(fā)展提供參考。

二、模型形式與指標選取

(一)模型形式

受到自然、歷史等因素的影響，我國各省區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展水平、人口規(guī)模等方面都存在較大差距，區(qū)域間個體效應較為明顯，為了有效減少由于個體效應所帶來的干擾性，本研究采用面板數(shù)據(jù)固定效應模型對2005-2017年我國商貿(mào)流通業(yè)的消費引致效應進行實證分析，本文將模型的基本形式設定為公式(1)：

(1)

式(1)中Y為消費需求，X為商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展水平，M為控制變量，α與β為估計系數(shù)，i、t分別為個體效應與時間效應，μ、е分別為殘差與常數(shù)。

(二)指標選取

1.被解釋變量：消費需求。消費需求包含消費總量與消費結構兩個方面，城鄉(xiāng)居民消費存在較大差距，在考察商貿(mào)流通業(yè)的消費引致效應時需要綜合考慮上述兩方面情況。因此，被解釋變量的選取要包含城市居民消費與農(nóng)村居民消費兩個方面。同時，為了適應消費升級的時代趨勢，需將城鄉(xiāng)消費結構也作為被解釋變量納入到模型設定中。因此，本文選取城鄉(xiāng)居民消費總額、城鄉(xiāng)居民消費升級水平共4個指標分別作為被解釋變量進行回歸。

2.解釋變量：商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展水平。按國家統(tǒng)計局分類，商貿(mào)流通業(yè)一般包含零售與批發(fā)、住宿與餐飲、交通運輸與倉儲郵政業(yè)，這幾大行業(yè)經(jīng)濟總量基本可以囊括商貿(mào)流通業(yè)的主要部門。從以往研究來看，商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展水平通常以社會消費品零售總額或者第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟總量代為衡量，[7-8]本文采用社會消費品零售總額反映商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展水平。

3.控制變量。商貿(mào)流通業(yè)與居民消費的變化也會受到其他經(jīng)濟社會因素的影響，為了提高模型的有效性，研究將各省區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)水平、居民收入水平作為控制變量納入到模型中。需要說明的是，當城鎮(zhèn)居民消費總量或消費升級水平作為被解釋變量時，居民收入采用城鎮(zhèn)居民收入水平衡量；當農(nóng)村居民消費總量或消費升級水平作為被解釋變量時，居民收入以農(nóng)村居民收入水平衡量。

表1 各變量指標說明及數(shù)據(jù)選取情況

此外，對城鄉(xiāng)居民消費總量、收入水平、商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展水平、經(jīng)濟發(fā)展水平分別進行對數(shù)處理，以便減少內生性與異方差問題，其他變量采用原始數(shù)據(jù)，各變量均值描述統(tǒng)計結果見表2。

表2 各變量均值描述統(tǒng)計結果

(續(xù)表2)

從表2中不難看出，樣本期間我國城鄉(xiāng)居民消費總量明顯提升，城鄉(xiāng)居民消費總量分別從2005年的7 773元與2 703元增加到23 646元與11 321元，分別上漲了2.04倍與3.19倍，而消費升級水平的變化并不明顯，2017年城鄉(xiāng)消費升級水平較2005年分別增長率0.02與0.07個百分點，即食品消費支出的占比未出現(xiàn)明顯下降，仍是日常消費支出的主要組成部分。此外，商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展速度相對較快，2017年各省區(qū)均值達到11 739億元，高出2005年4倍多。這說明2005-2017年我國城鄉(xiāng)居民消費與商貿(mào)流通業(yè)都得到了極大發(fā)展，但城鄉(xiāng)消費差距非常突出，城鎮(zhèn)居民在消費總量與消費升級水平方面都明顯高于農(nóng)村居民。

三、實證分析過程

(一)平穩(wěn)性檢驗

通常情況下，數(shù)據(jù)的分布形態(tài)對變量間的關系有重要影響，在滿足正態(tài)分布的情況下，數(shù)據(jù)的分布具有內部平穩(wěn)性，有利于得到更加有效的研究結果。因此，本文借助fish-ADF法對各變量的單位根情況進行考察，以判別各變量是否平穩(wěn)，具體見表3。

表3 fish-ADF單位根檢驗結果

從表3中可以看到，所有變量的原序列在5%水平上均未通過顯著性檢驗，只有城鎮(zhèn)居民消費需求與城鎮(zhèn)居民收入水平在10%水平上達到了顯著，即各變量的原序列為非平穩(wěn)序列。而一階差分后，各變量的顯著性得到明顯提升，均在1%水平上達到顯著，即各變量符合同階單整的要求。

(二)商貿(mào)流通業(yè)對消費總量引致效應的城鄉(xiāng)差異分析

消費在國民經(jīng)濟穩(wěn)定增長過程中具有重要保障性作用，2019年政府工作報告指出，服務性消費對國民經(jīng)濟增長貢獻率已經(jīng)達到60%，要進一步發(fā)揮消費對經(jīng)濟增長的拉動作用。提升區(qū)域間商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展水平對消費增長具有重要的引致效應，也是促進城鄉(xiāng)消費協(xié)調發(fā)展的產(chǎn)業(yè)基礎。根據(jù)式(1)分別以城鎮(zhèn)居民消費總量與農(nóng)村居民消費總量為被解釋變量進行回歸分析，結果見表4。

表4 商貿(mào)流通業(yè)對消費總量的引致效應分析

從表4可知，兩模型的R2均在0.9以上，F(xiàn)檢驗在1%水平上顯著，說明研究選取的各變量較為合理，模型的擬合優(yōu)度較好。在模型1中，商貿(mào)流通業(yè)對城鎮(zhèn)居民消費總量的影響作用在1%水平上達到了顯著性，每提升1個百分點就可以帶動城鎮(zhèn)居民消費增長0.229個百分點。模型2中，商貿(mào)流通業(yè)對農(nóng)村居民消費總量的增長也具有顯著促進作用，商貿(mào)流通業(yè)每提升1個百分點可以促進消費上漲0.071個百分點。對比商貿(mào)流通業(yè)對城鄉(xiāng)居民消費影響作用的系數(shù)值可以看到，其引致效應存在明顯的城鄉(xiāng)差異，城市居民的消費增長明顯高于農(nóng)村居民。

(二)商貿(mào)流通業(yè)對消費結構引致效應的城鄉(xiāng)差異分析

消費升級趨勢是新時代社會主要矛盾變化的必然結果，也是消費結構調整的重要方向，分別以城鎮(zhèn)居民消費升級水平與農(nóng)村居民消費升級水平為被解釋變量進行面板回歸，具體結果見表5。

表5 商貿(mào)流通業(yè)對消費升級的引致效應分析

從表5中可知，模型3的R2為0.853，可以解釋模型方差變異的85.3%，而模型4的R2僅為0.615，對模型方差變異的解釋力度相對較低。商貿(mào)流通業(yè)對城鎮(zhèn)居民消費升級具有顯著促進作用，每提升1個百分點可以促進城鎮(zhèn)居民消費升級水平上升0.085個百分點，但對農(nóng)村居民消費升級的影響作用并不顯著。不難看出，商貿(mào)流通業(yè)對消費升級的引致效應也存在著顯著城鄉(xiāng)差異，并且這一引致效應更為突出的表現(xiàn)在城鎮(zhèn)地區(qū)。

此外，對比模型3與模型1、模型4與模型2中各控制變量的回歸系數(shù)來看，當以消費升級作為被解釋變量時，商貿(mào)流通業(yè)與各控制變量的回歸系數(shù)明顯偏高，而以消費總量作為被解釋變量時，各解釋變量的系數(shù)值相對較低，這一結果說明商貿(mào)流通業(yè)對消費總量的引致效應相對較強，并且各控制變量對消費總量的影響作用也相對較大。

四、討論與分析

從上述實證分析過程中可以看出，商貿(mào)流通業(yè)對城鄉(xiāng)居民消費的引致效應存在顯著差異，對消費總量與消費升級的引致效應也存在差異。這種現(xiàn)象的產(chǎn)生既有政策層面的因素，也有經(jīng)濟與居民觀念方面的原因。

(一)商貿(mào)流通業(yè)對城鄉(xiāng)居民的消費引致效應存在顯著差異

商貿(mào)流通業(yè)的消費引致效應存在顯著城鄉(xiāng)差異的原因主要來自兩個方面：一是受到政策制度與經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，我國城鄉(xiāng)商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展水平存在著較大差距，2018年我國城鎮(zhèn)地區(qū)的消費品零售總額超過32萬億元，而農(nóng)村地區(qū)僅為5.5萬億元，城鎮(zhèn)地區(qū)的消費品零售總額高出地區(qū)4.8倍，商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展差距決定了其對城鄉(xiāng)消費引致效應差距的存在。二是我國城鄉(xiāng)居民的收入水平也存在著顯著差距。農(nóng)村居民收入水平普遍較低，傳統(tǒng)“靠天吃飯”思想導致農(nóng)村居民的社會消費動力相對較小，較低的收入水平反過來限制了農(nóng)村居民的外部消費；而城鎮(zhèn)居民的日常生活需求對市場的依賴性較強，消費需求也就相對較高。[9]

(二)商貿(mào)流通業(yè)對消費總量的引致效應明顯高于消費升級

我國正處于經(jīng)濟增長結構轉型期，居民消費升級是經(jīng)濟發(fā)展的必然趨勢，但我國區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展的失衡性問題仍然較為突出，中西部民族地區(qū)、邊疆地區(qū)的經(jīng)濟總量與居民收入水平仍然處于較低水平，社會保障體系也有待進一步完善，食品、醫(yī)療、養(yǎng)老等基礎性消費支出在落后地區(qū)的居民日常生活中仍然占據(jù)著較大比例，必然會影響居民消費升級的進程。例如，2017年北京城鎮(zhèn)居民食品、醫(yī)療與生活服務消費占總支出比例為34.01%，而西部經(jīng)濟發(fā)展水平較高的陜西省則高達46.23%，居民面臨著更高的消費負擔，從而拉低了商貿(mào)流通業(yè)對消費升級引致效應。[10]

五、研究結論及建議

綜上分析得出以下結論：商貿(mào)流通業(yè)的消費引致消費非常顯著，并在城鄉(xiāng)間存在著顯著差異，城鎮(zhèn)地區(qū)的消費引致效應明顯高于農(nóng)村地區(qū)；在消費總量與消費結構方面具有顯著差異，商貿(mào)流通業(yè)對消費總量的消費引致效應相對較高。此外，經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)水平與居民收入對居民消費需求的變化具有一定影響作用。

在新常態(tài)背景下，消費在國民經(jīng)濟發(fā)展過程中的地位愈加重要，擴大內需、刺激消費已經(jīng)成為現(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)結構轉型升級和經(jīng)濟穩(wěn)定增長的重要途徑，在城鄉(xiāng)消費差距仍然存在的現(xiàn)實背景下，改善區(qū)域商貿(mào)流通能力顯得至關重要。一要加大對農(nóng)村地區(qū)商貿(mào)流通基礎設施的投入力度，不斷完善交通、道路、服務網(wǎng)點的建設，擴大零售、批發(fā)等行業(yè)的覆蓋范圍，為農(nóng)村地區(qū)提供更加便利的商貿(mào)流通服務，創(chuàng)造更加便民、惠民、利民的商貿(mào)流通體系，不斷挖掘農(nóng)村居民的消費潛力，為社會消費需求的穩(wěn)定增長提供新動力。二要注重穩(wěn)步推進商貿(mào)流通業(yè)的轉型升級過程，分地區(qū)、分步驟的鋪設新型商貿(mào)服務網(wǎng)點，尤其在中西部地區(qū)，要根據(jù)地方市場需求的實際情況，在滿足服務性商品供給數(shù)量的基礎上不斷提高產(chǎn)品的服務質量，有節(jié)奏的促進商貿(mào)流通行業(yè)的優(yōu)化調整，實現(xiàn)生產(chǎn)與消費的內部均衡。[11]