李 燃，鄭 璇

(安徽建筑大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，合肥 230601)

眾所周知，近年來(lái)中美貿(mào)易摩擦導(dǎo)致中國(guó)出口貿(mào)易乃至其他業(yè)務(wù)出口受阻，有的甚至退出美國(guó)市場(chǎng)，另一方面，從中短周期來(lái)看，人民幣兌美元雙邊波動(dòng)特征會(huì)越來(lái)越明顯，猜測(cè)未來(lái)的走勢(shì)將以區(qū)間振蕩為主，在此背景下，社會(huì)消費(fèi)品零售行業(yè)的發(fā)展也會(huì)受其波動(dòng)影響，社會(huì)消費(fèi)品零售總額的規(guī)模是由社會(huì)類(lèi)商品的有效供給和具有實(shí)際貨幣支付能力的商品需求決定的，在研究居民日常生活消費(fèi)水平、社會(huì)商品在零售業(yè)的購(gòu)買(mǎi)力、社會(huì)化生產(chǎn)、貨幣流通的形式及模式等方面具有重要的參考價(jià)值。

1 文獻(xiàn)綜述

社會(huì)消費(fèi)品零售總額作為國(guó)家經(jīng)濟(jì)體系指標(biāo)之一，研究其影響變動(dòng)因素有利于剖析地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)，引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)上行軌道，對(duì)于處在轉(zhuǎn)型期的中國(guó)經(jīng)濟(jì)來(lái)說(shuō)有十分重要的意義。張舒[1]認(rèn)為影響社會(huì)消費(fèi)品零售總額的主要因素是居民人均可支配收入、城鄉(xiāng)居民人均收入比值、社會(huì)保障基金收入，并得出結(jié)論：居民人均可支配收入及社會(huì)保障基金收入與社會(huì)消費(fèi)品零售總額之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，城鄉(xiāng)居民人均收入比值與社會(huì)消費(fèi)品零售總額呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系；李小星等[2]通過(guò)函數(shù)分析法在季節(jié)性波動(dòng)和長(zhǎng)期趨勢(shì)兩方面對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額進(jìn)行了預(yù)測(cè)，采用居民可支配收入數(shù)據(jù)作為輔助預(yù)測(cè)，得出此種方法誤差較小同時(shí)能夠取得較準(zhǔn)確的預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)；苗亭亭[3]基于全國(guó)31個(gè)省1981-2015 年的面板數(shù)據(jù)，通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件和宏觀分析相結(jié)合的方式，并以純數(shù)據(jù)預(yù)測(cè)未來(lái)社會(huì)消費(fèi)品零售總額的發(fā)展趨勢(shì)。得出郵電運(yùn)輸總量和政府一般預(yù)算支出對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售額有直接影響，從時(shí)間周期來(lái)看，財(cái)政支出可能在短期內(nèi)會(huì)使社會(huì)消費(fèi)品零售總額持續(xù)上升，但構(gòu)建較為完備的交通體系和完整的交通樞紐才能夠長(zhǎng)期發(fā)揮作用；張斌等[4]運(yùn)用VAR模型研究社會(huì)消費(fèi)動(dòng)態(tài)的影響因素是否與貨幣供應(yīng)量有關(guān)，協(xié)整檢驗(yàn)確定了貨幣的供應(yīng)量與社會(huì)消費(fèi)品零售總額存在并長(zhǎng)期存在正相關(guān)關(guān)系，活期存款量與社會(huì)消費(fèi)品零售總額存在長(zhǎng)期的負(fù)相關(guān)關(guān)系，Granger因果檢驗(yàn)得出兩者均不構(gòu)成格蘭杰原因，方差分析給出兩者對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額的影響會(huì)隨著時(shí)間的推移而產(chǎn)生變化；陳秀芬[5]引入“互聯(lián)網(wǎng)+”的概念，描述了“互聯(lián)網(wǎng)+”時(shí)代下，我國(guó)零售行業(yè)所面臨的發(fā)展契機(jī)和挑戰(zhàn),結(jié)合消費(fèi)品零售行業(yè)現(xiàn)狀針對(duì)性的給出相關(guān)建議與對(duì)策；徐金紅等[6]選取1993-2018年第一季度的全國(guó)社會(huì)消費(fèi)品零售總額的季度數(shù)據(jù), 先后運(yùn)用SARIMA模型和X-12季節(jié)調(diào)整模型對(duì)消費(fèi)品零售總額進(jìn)行分析預(yù)測(cè)。同時(shí)又以2016年第一季度至2018年第一季度的真實(shí)值對(duì)消費(fèi)品總額水平進(jìn)行預(yù)測(cè)能力檢驗(yàn)，從而得出較為全面可信的季度性因素對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額的影響；白東杰等[7]利用Benford法則中的第一位數(shù)檢驗(yàn)法和差分檢驗(yàn)法，從其本身的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)和分布特征出發(fā)，對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額的數(shù)據(jù)可靠性進(jìn)行了檢驗(yàn)，得出調(diào)查統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)是可靠的；李玉潔[8]從網(wǎng)絡(luò)零售和實(shí)體零售兩個(gè)角度剖析了兩者是否存在“溢出”或“擠出”關(guān)系，并通過(guò)實(shí)證分析分別對(duì)零售市場(chǎng)的影響進(jìn)行了檢驗(yàn)，得出網(wǎng)絡(luò)零售對(duì)于線下實(shí)體零售存在一定的“擠出”效應(yīng)，同時(shí)存在部分“溢出”效應(yīng)。

綜合以上眾多學(xué)者的觀點(diǎn)及研究，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有文獻(xiàn)中基于省際和年份相結(jié)合的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的研究相對(duì)來(lái)說(shuō)不是很多，而在如今經(jīng)濟(jì)形勢(shì)下，社會(huì)消費(fèi)品零售總額作為國(guó)家經(jīng)濟(jì)體系指標(biāo)之一，研究其影響因素以更全面的了解經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢(shì)，無(wú)論是對(duì)于各省份或是全國(guó)來(lái)說(shuō)都是重要的，也都將利于國(guó)家經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展。本文截取2009-2017年以全國(guó)31個(gè)省市、直轄市作為面板數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行相關(guān)探究，把消費(fèi)品零售總額視為被解釋變量，選取地區(qū)生產(chǎn)總值、年末常住人口、居民消費(fèi)水平、地方財(cái)政國(guó)內(nèi)增值稅及第三產(chǎn)業(yè)增加值作為其解釋變量來(lái)確定影響消費(fèi)品零售總額的主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，通過(guò)建立回歸模型，同時(shí)結(jié)合Stata軟件作回歸分析，給出解釋變量與被解釋變量之間的相關(guān)關(guān)系，并對(duì)其作經(jīng)濟(jì)意義方面的解釋。

2 模型建立、變量選取及數(shù)據(jù)說(shuō)明

2.1 模型建立

為了科學(xué)的描述變量之間的關(guān)系，故建立多元回歸模型如下：

lnsrs1=a0+a1lngrp1+a2lnrpy1+a3lnhcl1+a4lnlfdv1+a5lnati1+β

其中l(wèi)ntrs1表示被解釋變量社會(huì)消費(fèi)品零售總額，其它各項(xiàng)為解釋變量經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，ai(i=1，2，…，5)表示相應(yīng)系數(shù)，β表示隨機(jī)誤差。

2.2 變量選取

相關(guān)變量指標(biāo)如下：

社會(huì)消費(fèi)品零售總額(trs1)。社會(huì)消費(fèi)品零售總額體現(xiàn)的是社會(huì)性的總體消費(fèi)，是國(guó)家經(jīng)濟(jì)體系中的重要指標(biāo)，在研究居民生活消費(fèi)水平、社會(huì)商品在零售業(yè)的購(gòu)買(mǎi)力、社會(huì)化生產(chǎn)、貨幣流通的形式及模式等方面具有重要的參考價(jià)值，以社會(huì)消費(fèi)品零售總額作為被解釋變量量化經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，以更加客觀的角度衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

地區(qū)生產(chǎn)總值(grp1)。是指本地區(qū)所有常住居民及單位在一定時(shí)間周期內(nèi)生產(chǎn)活動(dòng)的最終成果。地區(qū)生產(chǎn)總值等于該地區(qū)各產(chǎn)業(yè)增加值之和，在一定程度上作為一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的衡量。而國(guó)內(nèi)GDP于1993年被正式納為國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算的核心指標(biāo)，并在2019年實(shí)行地區(qū)生產(chǎn)總值的統(tǒng)一核算，與國(guó)內(nèi)的GDP相銜接，故將其作為解釋變量具有重要性的代表意義。

年末常住人口數(shù)(rpy1)。文章選取的年末常住人口數(shù)不包括流動(dòng)人口統(tǒng)計(jì)數(shù)，年末常住人口能夠較為直觀的體現(xiàn)人口基數(shù)受地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響程度，從而增加數(shù)據(jù)的可靠性。

居民消費(fèi)水平(hcl1)。作為解釋變量，居民消費(fèi)水平能夠直接影響被解釋變量的總量水平，對(duì)消費(fèi)品零售總額的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義具有重要的參考價(jià)值，本指標(biāo)以總體居民消費(fèi)指數(shù)為基準(zhǔn)，不以城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民為分項(xiàng)研究。

地方財(cái)政國(guó)內(nèi)增值稅(lfdv1)。增值稅以商品(含應(yīng)稅勞務(wù))在流轉(zhuǎn)過(guò)程中產(chǎn)生的增值額作為計(jì)稅依據(jù)而征收的一種流轉(zhuǎn)稅[9]。國(guó)內(nèi)增值稅占比60%以上，已經(jīng)成為我國(guó)最大的稅種類(lèi)型，選取地方財(cái)政國(guó)內(nèi)增值稅作為解釋變量可以有效反映地方性的稅收情況，具有典型的代表意義。

第三產(chǎn)業(yè)增加值(ati1)。第三產(chǎn)業(yè)增加值是指流通和服務(wù)行業(yè)在周期內(nèi)(一般以年計(jì))比上個(gè)清算周期的增長(zhǎng)值，各年的增加值代表了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展速度，會(huì)是影響消費(fèi)品零售業(yè)的重要因素。

2.3 數(shù)據(jù)說(shuō)明

基于2000-2017年全國(guó)31個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)，選取的被解釋變量社會(huì)消費(fèi)品零售總額(trs1)及各解釋變量地區(qū)生產(chǎn)總值(grp1)、年末常住人口數(shù)(rpy1)、居民消費(fèi)水平(hcl1)、地方財(cái)政國(guó)內(nèi)增值稅(lfdv1)、第三產(chǎn)業(yè)增加值(ati1)均來(lái)源于《國(guó)家統(tǒng)計(jì)局》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，屬于國(guó)家分省年度數(shù)據(jù)庫(kù)，由于當(dāng)年給定的實(shí)行價(jià)格可能存在價(jià)格變動(dòng)因素，故通過(guò)價(jià)格指數(shù)折算為可比價(jià)格以消除變動(dòng)影響。

為了消除異方差的影響，保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)，故對(duì)各變量均做了對(duì)數(shù)處理,表1為各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了防止出現(xiàn)偽回歸，保證數(shù)據(jù)的科學(xué)性，故使用LLC及IPS方法對(duì)lntrs1、lngrp1、lnrpy1、lnhcl1、lnlfdv1、lnati1進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，各變量均接受“存在單位根”的原假設(shè)，為非平穩(wěn)序列，在進(jìn)行一階差分檢驗(yàn)之后，結(jié)果均拒絕了原假設(shè)，且均在1%水平下顯著，通過(guò)檢驗(yàn)，表明各變量均為一階差分平穩(wěn)序列。

表2為平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果保留至小數(shù)點(diǎn)后四位，括號(hào)內(nèi)為P值。

表2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

續(xù)表2

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

為驗(yàn)證各一階單整變量是否長(zhǎng)期穩(wěn)定，選用Kao檢驗(yàn)及Pedroni檢驗(yàn)對(duì)各變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表3可以看出，在1%顯著水平下各變量通過(guò)了Kao檢驗(yàn)；Pedroni檢驗(yàn)可以看出，在1%顯著水平下，MPP、PP及ADF均強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，表明存在協(xié)整關(guān)系，各變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

3.3 回歸結(jié)果分析

經(jīng)Hausman檢驗(yàn)得出此模型更適用于固定效應(yīng)模型，表4為固定效應(yīng)模型初步回歸結(jié)果。

表4 初步回歸結(jié)果

Ftest that all u_i=0:F(30, 522)= 46.03;Prob>F= 0.0000。

根據(jù)表4回歸結(jié)果顯示，可以得出初步多元回歸模型:

lntrs1=2.343167+0.3014228lngrp1

-0.177 5344lnrpy1+0.3527895lnhcl1

+0.0217654lnlfdv1+0.4184417lnati1

從表4中可以看出，在F檢驗(yàn)和t檢驗(yàn)中，Prob>F=0.0000，通過(guò)F檢驗(yàn)；各變量的t統(tǒng)計(jì)量在5%的水平下均顯著，通過(guò)t檢驗(yàn)；而R2=0.9932，說(shuō)明該數(shù)據(jù)對(duì)樣本的擬合優(yōu)度很好。

從系數(shù)項(xiàng)來(lái)看，各變量均對(duì)解釋變量存在顯著影響，其中地區(qū)生產(chǎn)總值(lngrp1)、居民消費(fèi)水平(lnhcl1)、地方財(cái)政國(guó)內(nèi)增值稅(lnlfdv1)、第三產(chǎn)業(yè)增加值(lnati1)均對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額有促進(jìn)作用，而年末常住人口(lnrpy1)的系數(shù)項(xiàng)為負(fù)數(shù)，呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)趨勢(shì)。為了探究該解釋變量對(duì)被解釋變量是否存在“U”型相關(guān)趨勢(shì)，故建立新的年末常住人口的平方項(xiàng)genlnrpy2=(lnrpy1)^2，并進(jìn)行二次回歸，二次回歸結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 二次回歸結(jié)果

從表5二次回歸結(jié)果看，年末常住人口變量一次項(xiàng)為負(fù)，二次項(xiàng)為正，且在1%的水平內(nèi)都顯著，說(shuō)明該變量對(duì)被解釋變量的影響符合“U”型趨勢(shì)，呈現(xiàn)先降低后升高的變化，當(dāng)年末常住人口逐漸增加時(shí)，社會(huì)消費(fèi)品零售總額會(huì)呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，當(dāng)年末常住人口達(dá)到一定水平對(duì)消費(fèi)品零售總額的抑制作用到達(dá)最高，而隨著年末常住人口的繼續(xù)增加，消費(fèi)品零售總額開(kāi)始呈現(xiàn)逐漸上升的趨勢(shì)；綜合兩次回歸結(jié)果來(lái)看，兩次回歸結(jié)果中R2都較高，說(shuō)明該模型對(duì)樣本的擬合程度非常好，同時(shí)各變量均在1%的水平上顯著為正，其中地區(qū)生產(chǎn)總值(lngrp1)、居民消費(fèi)水平(lnhcl1)及第三產(chǎn)業(yè)增加值(lnati1)的回歸系數(shù)值較大，對(duì)消費(fèi)品零售總額的影響較為明顯，而年末常住人口(lnrpy2)與地方財(cái)政國(guó)內(nèi)增值稅(lnlfdv1)的回歸系數(shù)相對(duì)較小，對(duì)消費(fèi)品零售總額的影響相對(duì)微弱。

4 結(jié)語(yǔ)

根據(jù)以上實(shí)證分析，結(jié)合各變量因素分析該指標(biāo)的各因素相關(guān)性及影響，得出以下結(jié)論：

第一， 通過(guò)分變量分析可知地區(qū)生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)水平及第三產(chǎn)業(yè)增加值對(duì)消費(fèi)品零售總額的影響較大，地區(qū)生產(chǎn)總值可以衡量各地區(qū)的總體水平，居民消費(fèi)水平則直接影響該地區(qū)人們的生活質(zhì)量，而第三產(chǎn)業(yè)增加值能夠直接拉動(dòng)社會(huì)消費(fèi)品零售總額的增長(zhǎng)，帶動(dòng)地區(qū)總體水平的提高；對(duì)于這些正相關(guān)變量，應(yīng)當(dāng)積極帶動(dòng)相關(guān)連帶產(chǎn)業(yè)的連鎖效應(yīng)，提高地區(qū)生產(chǎn)總值，增加居民收入水平，從而提高消費(fèi)水平，拉動(dòng)消費(fèi)指數(shù)，帶動(dòng)社會(huì)消費(fèi)品零售業(yè)的發(fā)展，特別是加大第三產(chǎn)業(yè)增加值對(duì)于消費(fèi)品零售總額的促進(jìn)作用，第三產(chǎn)業(yè)增加值對(duì)于消費(fèi)品零售總額的回歸系數(shù)達(dá)到0.41，在各變量中影響因子中占據(jù)第一，在穩(wěn)定的基礎(chǔ)上增加對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的扶持力度會(huì)是加大消費(fèi)品零售業(yè)發(fā)展、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健增長(zhǎng)的有力手段。

第二， 年末常住人口及地方財(cái)政國(guó)內(nèi)增值稅的影響因子相對(duì)較小，其中年末常住人口對(duì)消費(fèi)品零售總額呈“U”型趨勢(shì)，因此，要控制好人口基數(shù)，均衡居民常駐及人口外流的相關(guān)利弊政策，保持人口的良性增長(zhǎng)對(duì)于保證經(jīng)濟(jì)的良性循環(huán)具有重要作用；而在地方財(cái)政國(guó)內(nèi)增值稅方面，通過(guò)改革稅制來(lái)擴(kuò)大增值稅的增收范圍，以發(fā)揮增值稅的調(diào)節(jié)功能，完整增值稅鏈，從而促進(jìn)社會(huì)消費(fèi)品零售總額的增長(zhǎng)。

第三， 從社會(huì)消費(fèi)品零售總額自身發(fā)展來(lái)看，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異性，伴隨地區(qū)生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)水平、第三產(chǎn)業(yè)增加值等因素的影響均會(huì)導(dǎo)致該行業(yè)發(fā)展不均衡現(xiàn)象，不同區(qū)域產(chǎn)生的或飽和或不足現(xiàn)象使整個(gè)消費(fèi)品零售業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)地域化畸形形勢(shì)。投入過(guò)大或者投入不足都將會(huì)直接導(dǎo)致其生存能力直線下降，從而阻礙了其發(fā)展?；诂F(xiàn)行的行業(yè)情況，以省為單位，組建分地區(qū)的行業(yè)模塊，以三大地帶東中西部或熱點(diǎn)地區(qū)長(zhǎng)江三角洲、環(huán)渤海地區(qū)、泛珠三角、東部地區(qū)、西部地區(qū)為基準(zhǔn)分區(qū)，根據(jù)不同地域的發(fā)展?fàn)顩r及特定的地理環(huán)境和人文風(fēng)俗，建立各自的商業(yè)劃分和規(guī)劃，增加或相對(duì)減少零售業(yè)的占比，從而提高社會(huì)消費(fèi)品零售行業(yè)的專(zhuān)門(mén)化率，進(jìn)而有效地拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)。