陳綿綿（貴州財經(jīng)大學 貴陽 550025）

文獻綜述

國內有關消費與商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的文獻較多，限于篇幅本文僅羅列其中具有代表性的幾篇文獻。張令娟（2016）以我國1997-2015年的時間序列數(shù)據(jù)探究商貿流通產(chǎn)業(yè)與消費之間的關系，結果說明了商貿流通產(chǎn)業(yè)與居民消費水平之間的存在正向關系。徐杰等（2018）利用我國1997-2016年省級面板構建PVAR模型，探究農村居民消費與商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的相關關系，并利用脈沖響應分析和方差分解分析二者之間的動態(tài)關系，結果表明農村居民消費與商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間為顯著的正相關關系，二者存在雙向格蘭杰因果關系。張旭波（2019）基于我國2007-2016年的省級面板數(shù)據(jù)構建普通面板數(shù)據(jù)模型探究消費升級、金融支持與商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的關系，結果表明消費升級與商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間為顯著的正相關關系，城鎮(zhèn)居民消費結構升級對商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有更顯著的推動作用。

已有研究多基于時間序列構建多元線性模型，或者采用省級數(shù)據(jù)構建普通面板模型，忽略了商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間效應，本文構建空間杜賓模型探究政府消費、居民消費與商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關系，具有一定的創(chuàng)新。

政府消費、居民消費影響商貿流通產(chǎn)業(yè)的實證分析

（一）變量選取與來源

商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平不同的學者使用了不同的度量指標，有學者使用社會消費品零售總額表示，也有學者將批發(fā)、零售、餐飲、物流等商貿流通產(chǎn)業(yè)所屬行業(yè)的產(chǎn)值進行加總得到商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，本文借鑒后者將2008-2017年我國批發(fā)、零售、餐飲、物流等行業(yè)產(chǎn)值加總得到商貿流通產(chǎn)業(yè)總值，使用SM表示，原始數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。政府消費水平使用政府消費支出總額表示，使用zcost表示；考慮到我國城鄉(xiāng)居民消費水平存在顯著的差異，因此本文將居民消費水平分為城市居民消費和農村居民消費，分別使用ccost和ncost表示。參考已有文獻，經(jīng)濟發(fā)展水平與對外開放水平對商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平具有顯著影響，本文使用人均GDP和進出口貿易總額度量，分別使用pgdp和open表示，數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局。為消除價格因素的影響，本文以2000年為基期對價格指標進行了貼現(xiàn)處理，為消除可能存在的異方差性，本文隨后對原始數(shù)據(jù)進行了取對數(shù)處理。

（二）空間權重矩陣的構建

目前主流的空間權重矩陣有三種，分別是鄰接矩陣、距離矩陣以及經(jīng)濟距離矩陣，本文的研究主題是政府消費、居民消費與商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展，而政府消費、居民消費、商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平密切相關。如果使用鄰接矩陣或者距離矩陣就忽視了經(jīng)濟發(fā)展對政府、居民消費以及商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，這也是已有研究忽略的地方。鑒于此，本文以2008-2017年我國30個省市（西藏、港澳臺地區(qū)除外）的GDP總額，以2000年為基期進行了平減，隨后構建經(jīng)濟距離矩陣，構建方法為：

Eji是描述地區(qū)間差異性的一個矩陣，Yi為地區(qū)i的實際gdp總額，Y——j為地區(qū)j的實際gdp總額。

（三）空間自相關檢驗

進行空間計量分析的第一步是進行空間自相關性檢驗，如果變量不存在空間自相關性，則無法構建空間計量模型，僅需構建普通面板模型即可說明變量之間的關系。本文的被解釋變量為商貿流通發(fā)展水平，只要商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平呈現(xiàn)出空間自相關性，即可構建空間計量模。對2008-2017年商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平進行空間自相關檢驗，原理如方程1所示，結果如表（1）所示。

其中，i和j均為省份，Wij為本文構建的經(jīng)濟距離矩陣，I為莫蘭指數(shù)。由表1可知2008-2017年我國商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平存在明顯的空間自相關性，2008年空間自相關系數(shù)為0.057，而2017年空間自相關系數(shù)上升到0.074，說明我國商貿流通產(chǎn)業(yè)空間自相關水平呈上升趨勢。圖1是我國商貿流通產(chǎn)業(yè)2017年的局域莫蘭指數(shù)，觀察圖1可知：我國30個省市局域莫蘭指數(shù)多數(shù)位于第一和第三象限，說明我國30個省市商貿流通業(yè)發(fā)展水平呈現(xiàn)出“高-高”集聚和“低-低”集聚的空間特征，可以構建空間計量模型。

（四）空間杜賓模型設置

空間計量模型主要包括空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）、空間杜賓模型（SDM），其中最常用的是空間誤差模型和空間杜賓模型，本文采用空間杜賓模型的形式探究政府消費、居民消費與商貿流通產(chǎn)業(yè)之間的關聯(lián)性，空間杜賓模型的基本形式如方程（2）所示。

如方程（2）所示：Y為被解釋變量、X為解釋變量，W為空間權重矩陣，β為回歸系數(shù)，θ為解釋變量空間之后系數(shù)，ρ為被解釋變量空間滯后系數(shù)，ε為隨機誤差項基于空間杜賓模型的基本形式，設置本文的空間杜賓模型，如方程（3）所示。

如方程（3）所示：lnsm為商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的對數(shù)形式，lnzcost、lnccost、lnncost分別是政府消費、城鎮(zhèn)居民消費以及農村居民消費的對數(shù)形式，lnpgdp和lnopen為本文的控制變量，分別指經(jīng)濟發(fā)展水平和對外開放水平，W為上文設置的經(jīng)濟距離矩陣，β為回歸系數(shù)，θ為解釋變量空間滯后系數(shù)，ρ被解釋變量空間滯后系數(shù)，ε為隨機誤差項。

（五）模型回歸結果

在進行空間面板回歸之前，本文先進行了普通面板回歸，普通面板的豪斯曼檢驗推薦使用固定效應模型，在表2中本文將隨機效應模型的結果也出示出來，作為固定效應模型的對比，回歸系數(shù)以固定效應模型為主。普通面板的回歸結果表明：政府消費與商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間為顯著的正相關關系，說明我國政府消費水平提升能夠促進商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展。城鎮(zhèn)居民消費水平的回歸系數(shù)為正且在1%的水平上顯著，說明我國城鎮(zhèn)居民消費水平提升對商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有明顯的正向推動作用。農村居民消費水平回歸系數(shù)為正，但不顯著，但不能因此忽略農村居民消費水平對商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的作用。經(jīng)濟發(fā)展水平與商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間為顯著的正相關關系，說明經(jīng)濟發(fā)展水平提升能夠帶動我國商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展。對外開放水平的回歸系數(shù)為正且顯著，說明我國對外開放的深化發(fā)展對商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)現(xiàn)起到了明顯的推動作用。

表1 2008-2017年的莫蘭指數(shù)

表2 回歸結果

表3 基于鄰接空間權重矩陣的空間效應分解結果

圖1 我國商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平（lnsm）2017年局域莫蘭指數(shù)

如表2所示，空間杜賓模型的隨機效應和固定效應的回歸R2分別為0.794和0.847，說明空間杜賓模型相較于普通面板模型能夠更好的解釋政府消費、居民消費與商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的關系。對空間杜賓模型進行豪斯曼檢驗，結果在1%的水平上拒絕了使用隨機效應模型的原假設，因此本文空間杜賓模型回歸結果以固定效應模型為主?？臻g杜賓模型固定效應的回歸結果表明：空間滯后項系數(shù)顯著且不為0，說明空間杜賓模型的固定效應模型出現(xiàn)了系統(tǒng)性錯誤，此回歸結果不能準確的解釋政府消費、居民消費與商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的關系，因此本文將政府消費、居民消費對商貿流通產(chǎn)業(yè)的影響分解為直接效應、間接效應和總效應，結果如表3所示。

如表3所示：政府消費的直接效應回歸系數(shù)為1.043且在1%的水平上顯著，間接效應的回歸結果為0.452且在5%的水平上顯著，總效應為1.495且在1%的水平上顯著，說明我國政府消費在帶動本地商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的同時，也能夠促進周圍其他地區(qū)商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展。對比政府消費的直接效應和間接效應回歸結果可知，地方政府消費對本地商貿流通產(chǎn)業(yè)的帶動作用大于對周圍地區(qū)商貿流通產(chǎn)業(yè)的帶動作用。城鎮(zhèn)居民消費的直接效應回歸系數(shù)為0.769且在1%的水平上顯著，間接效應的回歸結果為0.532且在10%的水平上顯著，總效應為1.301且在1%的水平上顯著，說明我國城鎮(zhèn)居民消費在帶動地方商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的同時也能夠促進周圍其他地區(qū)商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展。對比城鎮(zhèn)居民消費的直接效應和間接效應回歸結果可知，城鎮(zhèn)居民消費對本地商貿流通產(chǎn)業(yè)的帶動作用大于對周圍地區(qū)商貿流通產(chǎn)業(yè)的帶動作用。農村居民消費的直接效應回歸系數(shù)為0.562且在10%的水平上顯著，間接效應和總效應回歸系數(shù)為正，但不顯著，說明農村居民消費沒有形成空間溢出效應，僅能夠促進本地商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展。控制變量方面：經(jīng)濟發(fā)展水平的直接效應回歸系數(shù)為1.895且在1%的水平上顯著，間接效應的回歸結果為0.089且在10%的水平上顯著，總效應為1.984且在1%的水平上顯著，說明我國地方經(jīng)濟發(fā)展水平提升在帶動本地商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的同時，也能夠促進周圍其他地區(qū)商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展。對外開放水平的直接效應回歸系數(shù)為0.854且在10%的水平上顯著，間接效應的回歸結果為-0.089，但不顯著，總效應為0.765且在5%的水平上顯著，說明我國地方對外開放水平提升能夠帶動本地商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

結論與建議

普通面板的回歸結果表明：政府消費與商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間為顯著的正相關關系；城鎮(zhèn)居民消費水平的回歸系數(shù)為正且在1%的水平上顯著，說明我國城鎮(zhèn)居民消費水平提升對商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有明顯的正向推動作用；經(jīng)濟發(fā)展水平提升能夠帶動我國商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展；對外開放的深化發(fā)展對商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)現(xiàn)起到了明顯的推動作用?？臻g杜賓模型結果表明：我國政府消費在帶動本地商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的同時，也能夠促進周圍其他地區(qū)商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展，對比政府消費的直接效應和間接效應回歸結果可知，地方政府消費對本地商貿流通產(chǎn)業(yè)的帶動作用大于對周圍地區(qū)商貿流通產(chǎn)業(yè)的帶動作用；城鎮(zhèn)居民消費在帶動地方商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的同時，也能夠促進周圍其他地區(qū)商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展，對比城鎮(zhèn)居民消費的直接效應和間接效應回歸結果可知，城鎮(zhèn)居民消費對本地商貿流通產(chǎn)業(yè)的帶動作用大于對周圍地區(qū)商貿流通產(chǎn)業(yè)的帶動作用。

由此，本文提出以下幾點政策建議：第一，擴大政府財政在商貿流通產(chǎn)業(yè)方面的支出。地方政府要轉變態(tài)度，重視商貿流通產(chǎn)業(yè)的基礎性和先導性作用，在財政預算支出中適當增加在商貿流通產(chǎn)業(yè)方面的支出；第二，擴大居民消費規(guī)模。居民消費對商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有顯著的正向帶動作用并且本地居民消費會產(chǎn)生顯著的空間溢出效應能夠帶動周圍其他地區(qū)商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展。為此政府應當減輕居民個人所得稅，采取措施鼓勵居民消費，培養(yǎng)新消費熱點，轉變居民消費觀念；第三，提升農村居民收入。加強對農村居民就業(yè)技能培訓，提升農村居民綜合素質，同時扶持農村地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，增加就業(yè)。