收入約束下消費升級與商貿流通業發展的市場均衡困境

李亞娟

內容摘要：居民收入水平變化是影響社會消費結構調整的重要因素，研究采用2005-2017年的數據對我國城鄉居民收入約束條件下消費升級與商貿流通業發展關系的變化進行實證分析，結果表明：居民收入顯著約束消費升級對商貿流通業的積極作用，隨著居民收入水平的提升，城鎮消費升級對商貿流通業的促進作用逐漸增強，農村消費升級對商貿流通業的影響也由不顯著轉變為顯著的積極作用。因此，要進一步促進城鄉居民收入穩定增長，注重社會資源在區域間配置的均衡性問題，推動城鄉商貿流通業協調發展。

關鍵詞：居民收入? ?消費升級? ?商貿流通業

引言與文獻綜述

新常態時期，隨著國際貿易環境的惡化，消費在國民經濟增長中的重要作用更加凸顯。我國居民收入水平的持續提升為消費結構優化升級提供了重要動力。受到消費結構變化的影響，商貿流通業發展也呈現轉型升級的趨勢，餐飲、住宿等高消費行業的發展水平逐漸提升。但是我國城鄉間、區域間發展不平衡的問題又制約商貿流通業區域發展的協調性，影響商貿服務供給能力的整體上升。研究居民不同收入水平下消費升級對商貿流通業發展的影響機制對區域均衡發展具有重要意義。

居民收入水平的高低對消費結構變化具有重要影響，在不同收入水平下，居民消費決策往往存在較大差異，進而影響商貿流通部門的可持續發展，趙霞等（2014）基于投入產出模型指出，消費需求的增長與商貿流通業轉型存在協同互補關系，但是二者關系的變化受到社會整體發展水平的影響較大，居民收入決定消費需求對商貿流通業的影響效應。郭偉奇（2016）在研究中指出，居民消費水平的變化與商貿流通業發展存在聯動效應，兩者表現出相互影響、相互制約的關系，改善居民收入水平是促進消費需求增長的關鍵，也是推動商貿流通業持續發展的基礎。劉維芝（2016）從二元結構角度指出，城鄉商貿流通體系建設存在較大差距，主要原因在于農村流通業與零售業發展滯后，受到農村居民收入水平的影響，缺乏穩定性、規?；袌鲂枨?，也難以吸引商貿流通企業的社會投資。謝喬昕、宋良榮（2016）基于面板數據模型指出，商貿流通業發展對城鄉二元結構的弱化具有重要促進作用，但是受到農村居民收入水平的影響，其積極作用往往表現出較大的時期與地域差異。杜丹清、占智康（2018）認為消費在商貿流通業增長方式轉型過程中起基礎性作用，消費需求的變化影響商貿流通部門內部行業分工與細化，而兩者關系的發展有賴于居民對收入的分配決策。于丞（2018）基于“互聯網+”背景指出，消費模式多元化發展為消費升級提供了可能，電子商務發展也影響居民收入分配，推動商貿流通模式的相應轉變。劉智煥（2018）基于離差系數對商貿流通業與消費的匹配問題進行了研究，認為兩者關系的變化存在顯著區域差異，區域發展水平是影響其變化的主要原因。

消費是商貿流通業持續發展的重要動力，改善居民消費結構對商貿流通業增長方式的優化轉型具有重要意義，而消費水平提升與消費結構優化又受到居民收入水平的制約，因此在研究消費對商貿流通業的影響作用時需要將收入因素作為兩者關系演化的第三變量，以探討不同收入水平下消費對商貿流通業影響作用的演變規律。本文從城鄉區域差異的視角出發，借助門檻效應模型對城鄉居民收入約束條件下消費升級對商貿流通業的影響作用進行分析，為商貿流通業的優化轉型提供參考。

理論模型與數據說明

（一）理論模型設定

在二元經濟體制的長期影響下，我國城鄉居民收入與消費水平存在較大差距，2018年城鎮居民人均可支配收入為39251元，遠高于農村居民的14617元，這也是城鄉商貿流通業發展差距較為明顯的一個重要因素。因此，在分析收入約束條件下消費升級對商貿流通業的影響作用時，需要將城鄉差異所帶來的額外影響效應進行分離。為了提高研究結果的有效性，首先設定一般線性回歸模型，對消費升級、居民收入與商貿流通業的關系進行線性分析，即以商貿流通業為被解釋變量，其他變量為解釋變量進行一般線性面板回歸，模型設定如下：

Yit=λ1X1+λ2X2+λ3M1+λRM2+λ5W+μit+eit? ? ? ? ? ?（1）

此外，采用門檻效應模型分別對城鄉居民收入約束條件下消費升級與商貿流通業的關系變化進行考察，模型設定如下：

Yit=α1X1（M1≤η1）+α2X1（M1>η2）+θW1+μit+eit? ?（2）

Yit=β1X2（M2≤r1）+β2X2（M2>r2）+θW2+μit+eit? ? ? ? ? （3）

式（2）為以城鎮居民收入為門檻變量，城鎮消費升級為核心解釋變量的模型表達式，式（3）為以農村居民收入為門檻變量，農村消費升級為核心解釋變量的模型表達式。式（1）-（3）中，Y為商貿流通業，X1、X2分別代表城鎮消費升級與農村消費升級，M1、M2分別為城鎮居民收入與農村居民收入，W為控制變量，λ、α、β、θ代表待估參數，η與r分別為城鎮居民收入與農村居民收入的門檻臨界值，μ、e分別代表殘差與常數項，i、t代表截面與時序。

（二）數據來源

根據理論模型設定，研究中涉及的主要變量包括被解釋變量、核心解釋變量、門檻變量與控制變量四類，以下為各類變量及數據來源的具體說明：

被解釋變量—商貿流通業。商貿流通業的發展反映地方社會消費潛力的變化情況，也是衡量地區經濟與產業發展水平的重要依據。社會消費品零售總額是反映商貿流通業的重要指標，2018年我國社會消費品零售總額已經達到380987億元，為國民經濟發展做出巨大貢獻。本文采用各地區社會消費品零售總額作為商貿流通業的代理指標，記作Y。

核心解釋變量—消費升級。隨著我國社會主要矛盾的變化，居民消費結構也從滿足基本的溫飽需求逐漸向更高層次的享受型、發展型消費內容轉變，消費結構呈現升級調整趨勢，本文采用非食品消費性支出占總消費支出比重衡量消費升級，記作X。消費升級是一個正向指標，即X增大意味著消費升級水平的提升，X減小意味著消費升級水平的下降。此外，為了區別城鄉差異，分別將城鎮居民消費升級與農村居民消費升級記作X1、X2。

門檻變量—居民收入水平。居民收入水平反映地方的實際消費能力，隨著居民收入水平的上升，消費規模與消費數量必然會發生相應變化。在城鄉二元經濟體制下，這種變化也存在一定的城鄉差異，為此本文采用城鎮居民可支配收入與農村居民純收入分別對城鄉居民收入約束下消費升級與商貿流通業的關系變化進行探討，城鎮居民收入與農村居民收入分別記為M1、M2。

控制變量——勞動投入、教育投入。勞動力供需結構變化對行業發展具有基礎性影響，經典經濟增長理論也將勞動投入作為經濟增長的基本要素。本文采用商貿流通業的零售、批發、餐飲、住宿與倉儲交通運輸業五部門的從業人員總數衡量勞動投入，記作labor。隨著我國供給側改革的深入推進，行業結構轉型升級勢在必行，高素質人才的市場需求也在逐漸增加，教育投入水平高低也反映地方高素質人才的供給能力，本文采用各地區教育經費投入總量衡量教育投入，記作edu。此外，為了提高分析的有效性，以城鎮居民收入為約束變量時（模型2中），農村居民收入與農村消費升級也被納入方程作為控制變量處理;以農村居民收入為約束變量時（模型3中），城鎮居民收入與城鎮消費升級也被納入方程作為控制變量。商貿流通業、城鎮居民收入、勞動投入與教育投入均取對數處理，以消除可能存在的異方差問題。采用我國31省區（港澳臺除外）各變量的面板數據，所有數據來源于《中國統計年鑒》（2006-2018）。

實證分析過程

（一）數據平穩性分析

一般而言，數據的平穩性與否是面板回歸結果有效性的基礎，只有在保障數據平穩的情況下，各變量間相互關系才具有計量意義。本文采用LLC檢驗方法對數據平穩性進行分析，具體結果見表1。

從表1來看，各變量水平序列中的城鎮消費升級、農村消費升級、農村居民收入、勞動投入、教育投入在1%或5%水平上顯著，而商貿流通業、城鎮居民收入在5%水平上不顯著，即變量的水平序列是非平穩的。而一階差分后，所有變量均在1%水平上達到顯著，即變量為一階單整序列，符合平穩性要求。

（二）線性面板模型回歸結果

根據式（1），首先以商貿流通業為被解釋變量，其他變量為解釋變量進行一般線性回歸分析，對消費升級、居民收入與商貿流通業的線性關系進行考察，表2為基于固定效應模型的面板回歸結果。

從表2中可以看到，模型擬合優度R方為0.987，可以解釋模型方差變異的98.7%，并且模型的F檢驗結果在1%水平上達到顯著，即模型的理論設計與變量選取較為合理，能夠對商貿流通業發展的影響因素提供一定解釋力度。此外，城鎮消費升級對商貿流通業的發展具有顯著促進作用，農村消費升級的影響作用不顯著;城鎮與農村居民收入對商貿流通業的促進作用均在1%水平上達到顯著;兩個控制變量勞動投入與教育投入的影響作用也非常顯著。這一結果初步說明，消費升級與居民收入都是影響商貿流通業發展的重要變量，不過城鄉發展差距導致各變量與商貿流通業的關系變化也存在較大差異。城鄉消費升級與收入水平回歸系數的大小可以發現，城鎮居民消費升級對商貿流通業的影響作用非常明顯，但是農村消費升級并沒有表現出類似的積極作用;城鎮居民收入的回歸系數為0.608，農村居民收入的回歸系數為0.273，意味著城鎮居民收入對商貿流通業發展的帶動作用更強。為了進一步呈現城鄉收入約束下消費升級與商貿流通業關系的變化情況，后文進一步給出基于門檻模型的實證分析結果。

（三）門檻效應模型分析結果

根據式（2）與式（3）進行門檻效應回歸，表3為門檻效應模型的顯著性檢驗結果，模型2與模型3分別反映在城鄉居民收入約束條件下城鄉消費升級對商貿流通業的影響是否存在非線性變化。

從表3中可以看到，模型2中單門檻與雙門檻的檢驗結果分別在5%與1%水平上顯著，模型3中單門檻的檢驗結果在5%水平上顯著，分別表明在以城市與農村居民收入為門檻變量時，城市與農村消費升級對商貿流通業的影響均存在非線性變化，表4給出了兩模型下的門檻臨界值與置信區間。

從表4中可以看到，模型2中分別以9.596與10.196為臨界值將城鎮居民收入劃分為低中高三個水平，即M1<9.596為低收入水平，9.59610.196為高收入水平;模型3中以8.503為臨界值將農村居民收入劃分為低高兩個水平。對比城鄉門檻臨界值的大小來看，農村居民收入的對數值在高于8.503時即為高收入水平，明顯低于城市高收入的臨界值，這一結果一方面意味著我國農村居民收入水平相對較低，另一方面也表明農村地區社會消費仍然存在較大市場潛力。表5給出了兩模型下各變量對商貿流通業發展的影響估計結果。

從表5中可以看到，模型2與模型3的回歸結果較為理想，兩模型的R方與F檢驗值表明模型設定相對合理。從模型2結果來看，在城鎮居民收入約束下，城鎮消費升級對商貿流通業的影響作用在各階段下均表現為顯著促進作用，并且隨著居民收入水平的提升，消費升級的促進作用也逐漸增大。在低收入水平時，城鎮消費升級的系數值為0.491;高收入水平時，系數值為0.732，上升了0.241個百分點。模型3中，在農村居民收入約束下，農村消費升級對商貿流通業的影響作用呈現由不顯著到顯著的變化趨勢。在低收入水平時，農村消費升級對商貿流通業表現出抑制作用，不過在5%水平上沒有達到顯著性;在農村居民收入為高水平時，農村消費升級對商貿流通業表現為顯著促進作用，并在5%水平上達到顯著。此外，在模型2中還可以看到，在城鎮居民收入作為門檻變量、城鎮消費升級為核心解釋變量時，農村消費升級與勞動投入對商貿流通業的影響作用不顯著，農村居民收入與教育投入對商貿流通業起顯著促進作用;在模型3中，各變量對商貿流通業發展均存在顯著促進作用。

綜合兩模型回歸結果可以看到，居民收入水平高低對農村消費升級與商貿流通業的關系起顯著約束作用，在對居民收入進行控制的情況下，農村消費升級對商貿流通業的影響作用相對有限，在農村居民收入水平較低的情況下，農村消費升級的影響作用沒有得到很好體現，只有在收入水平不斷上升的基礎上，農村消費升級的積極作用才會逐漸凸顯;城鎮消費升級與商貿流通業的發展也受到居民收入水平的約束，但是無論是在何種收入水平下，城鎮消費升級對商貿流通業的發展都能夠起到顯著促進作用，只是在低收入水平時，其積極作用明顯較小。由此可以看到，居民收入水平對消費升級與商貿流通業的關系存在明顯約束作用，促進居民收入水平的提升對消費升級正向作用的發揮具有重要作用。

再來看控制變量對商貿流通業的影響作用，勞動投入對商貿流通業的影響作用在模型2中不顯著，在模型3中存在顯著促進作用，意味著在城鎮居民收入約束下，勞動規模對商貿流通業的影響作用相對較小。供給側改革背景下，隨著居民收入水平與消費水平的提升，產業結構呈現高級化發展趨勢，人口紅利逐漸消失，依靠勞動數量發展的傳統經濟模式與市場供需結構出現短期失衡，勞動力的邊際報酬呈現遞減狀態，過度的勞動投入可能會帶來資源浪費現象，從而導致經濟效率下降，而城市地區在產業轉型過程中受到的沖擊又更為直接，人口紅利消失后所帶來的勞動力結構性過剩問題更為嚴重，這也就解釋了在城鎮居民收入約束下勞動投入對商貿流通業影響作用不顯著的現象。此外，在兩模型中教育投入對商貿流通業均存在顯著促進作用。這一結果與我國經濟新常態背景較為契合，新常態下經濟發展模式正在由粗放型向集約型轉變，知識型、技能型高素質人才的市場需求也在逐漸增加，對教育發展提出了更大的社會需求。而教育投入的增長又有利于教育事業的發展，為培養更多高素質人才奠定經濟基礎，進而促進市場供需均衡，促進商貿流通業的穩定發展。

結論與建議

收入水平高低影響居民的消費決策，也是產業結構調整的重要參考，本文采用2005-2017年我國省際面板數據對居民收入約束下消費升級與商貿流通業的關系變化進行分析，主要得出以下結論：在城鎮居民收入約束下，城鎮消費升級對商貿流通業的發展具有顯著促進作用，隨著收入水平的提升，消費升級的積極作用逐漸增強;在農村居民收入約束下，農村消費升級對商貿流通業的影響作用存在明顯階段性變化，僅在高收入水平時，農村消費升級才表現為顯著促進作用。此外，勞動投入與教育投入對商貿流通業的發展也具有顯著影響作用。

從上述研究結果來看，提升居民收入水平有利于促進地區消費升級過程，也是未來一段時間促進商貿流通業發展的重要途經，而城鄉收入差距導致消費升級的積極作用表現出一定差異性。因此，一方面要穩步推進居民收入水平提升，加快落實個稅改革方案，不斷完善社會保障體系，提升國家在醫療、衛生、養老等方面的服務供給能力，減輕個體稅務負擔，為居民消費能力提升奠定良好的政策環境。另一方面要注重社會資源分配的區域均衡問題，加快推進新農村建設與鄉村振興，發揮鄉鎮企業的區域帶動作用，活躍農村市場，促進農村地區經濟發展與農村居民收入穩定增長。

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