商贸流通业对消费升级的影响

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引言

在加快构建双循环新发展格局的背景下，商贸流通业发展对消费升级和经济高质量发展的促进作用日益显著。2021年，我国社会消费品零售总额达到44.082万亿元，快递量及快递业务收入分别达到了1082.964亿件和10332亿元。“十三五”期间，商贸流通业整体发展迅速，企业数量和从业人员数量快速增加，社会消费品零售总额年均增长达4.824%，快递量及快递业务收入年均增长分别高达33.293%和24.261%。在快速发展的同时，商贸流通业的商品和服务供给更加多元化、便捷化、数字化和信息化。加快发展商贸流通业，有利于提高商贸流通效率，降低商贸流通业成本，扩大消费需求，促进居民消费升级。可以说，商贸流通业是消费升级和强大国内市场的重要保障和推动力。因此，商贸流通业的快速发展是否有效促进了居民消费升级，对城镇和乡村居民消费升级的影响效果是否具有异质性差异，如何更好地发挥商贸流通业发展对居民消费升级的拉动作用，促进城乡居民消费升级协调发展，进而为经济高质量发展提供新动力，助力双循环新发展格局，值得进一步深入展开研究。

文献综述

居民消费升级是指居民消费由物质型消费向服务型消费转变、由生存型消费向发展型和享受型消费转变的消费结构优化（黄隽和李冀恺，2018）。随着收入水平的提高和人民对美好生活的需求增加，餐饮、居民服务等服务型消费需求日益增多。商贸流通业的快速发展产生了多元化、数字化、信息化和创新化的流通业态，不仅对消费需求产生引致效应，也使多层次的需求市场得到满足，从而带动居民消费升级，促进国内大循环，为居民消费升级提供了供给保障（胡飞，2020；东方，2021）。而便捷的商贸流通业是联结、传递生产和消费的重要桥梁，双向快速传递一系列的物流、信息流、商流等信息，更好对接生产和消费。在网络信息技术的支持下，商贸流通业能够实时反馈商品和服务信息，实现了商品与服务、生产与消费不同环节的有效衔接，能够有效消解市场中信息流通的阻塞，使得企业迅速获取市场的多元需求信息，针对性地供给个性化和高质量的商品和服务，进而促使居民消费升级（胡林，2021）。

多数学者研究发现不同地区的商贸流通业发展对居民消费升级的促进作用具有显著异质性差异。相比中西部地区，东部地区商贸流通业发展对居民消费升级的促进作用更加显著，商贸流通业和居民消费升级的耦合效果也更加明显（刘与畅和刘元秀2021；于红歌和朱姣，2022）。还有学者发现，商贸流通业水平提升有利于缩小城乡消费差距，加快形成和激发梯次发展、城乡互促的居民消费升级新动力（丘登荣，2022），但商贸流通业发展对城乡居民消费升级存在显著的差异性，主要表现为对城镇居民消费升级的促进作用更加显著（张学炎，2021）。此外，在不同类型居民消费升级方面，商贸流通业发展一般对交通通信和衣着项目等居民消费升级的促进作用明显，对文教娱乐和医疗保健等居民消费升级的促进作用相对较弱（刘导波和张思麒，2021）。还有学者发现，商贸流通业的流通效率能够通过居民收入的中介作用间接显著促进消费结构升级。居民收入的中介效应也具有地区差异性（梁云和李琦，2022）。“十四五”期间，我国正处于双循环相互促进的新发展阶段，商贸流通业高质量发展和居民消费扩容升级是经济高质量发展的重要领域（王微和王念，2021）。因此，研究商贸流通业发展对居民消费升级的影响，分析商贸流通业发展影响城乡居民消费升级的异质性效果，以实现持续拉动经济高质量发展，助力构建双循环发展新格局，具有重要的研究意义。

研究假设

（一）商贸流通业发展对居民消费升级具有显著促进作用

商贸流通业发展可以通过商贸流通渠道、商贸流通环境和商贸流通效率促进居民消费品种、范围和规模的扩大，提高居民消费质量和消费满意度，在一定程度上促进居民消费结构和需求的转型，推动居民消费从“基本生活需要”到“美好生活需要”转变，进而推动居民消费升级。电子商务、数字经济等商贸流通渠道的智能化发展，能够使得消费者更方便地选择多元化、个性化的商品及服务，有效传递生产者和消费者的供需信息，促使企业产品创新升级，强大国内市场大循环，提升居民消费品质水平，进而促进居民消费升级。物联网、互联网直播等商贸流通环境的多元化发展，可以保障商贸流通的安全性，有效减少贸易摩擦，引导消费者形成正确的消费理念和消费心理，进而促进居民消费升级。商贸流通效率的高效发展，可以有效缩短生产到消费的时间成本，刺激消费者产生发展型和享受型消费需求，提高消费者对发展型和享受型消费的消费黏性，进而促进居民消费升级。因此，本文做出以下假设：假设1：商贸流通业发展对居民消费升级具有显著的正向促进作用。

（二）商贸流通业发展对居民消费升级具有城乡异质性差异

基于上文分析，商贸流通业发展可以通过流通渠道、流通效率和流通环境来促进居民消费升级。但城镇和乡村商贸流通渠道、商贸流通效率和商贸流通环境的发展现状不同，经济发展、城镇化水平和居民收入等经济基础不同，物质型和服务型消费需求也不同，商贸流通业发展对城乡居民消费升级的影响作用效果可能产生差异。一般来说，经济发展、城镇化水平和居民收入水平越高的地区，消费者对新兴服务或产品购买的意愿倾向越大，对发展型消费和享受型消费的需求也越多，商贸流通业发展对居民消费升级的影响可能越明显。因此，提出以下假设：假设2：商贸流通业发展对居民消费升级的促进作用具有显著的城乡异质性差异，商贸流通业对城镇居民消费升级的促进作用大于对乡村居民消费升级的促进作用。

（三）商贸流通业发展对居民消费升级具有数字经济门槛效应数字经济快速发展的背景下，互联网、人工智能等数字技术与商贸流通业相互融合，有利于商贸流通业信息化和数字化转型升级，催生出电子商务及跨境电商等商贸流通业的新业态，促进了商贸流通业发展。消费金融、移动支付等数字金融的快速发展，也使得居民消费理念得到一定的转变，在一定程度上有利于推动居民消费升级。基于上文分析，因经济基础等差异，商贸流通业发展对居民消费升级具有城乡异质性差异。为了进一步分析商贸流通业发展对居民消费升级的影响机制，以数字经济为门槛变量，分析商贸流通业发展影响居民消费升级的数字经济门槛效应。一般来说，数字经济发展水平越高，商贸流通业越容易影响居民消费升级。因此，提出以下假设：假设3：商贸流通业发展对居民消费升级的具有数字经济门槛效应，数字经济发展水平高的地区，商贸流通业发展对居民消费升级的促进作用越强。

研究设计

（一）指标选取与数据处理

已有文献研究中，商贸流通业发展一般使用社会消费品零售总额、商贸流通业产值增长率等单一变量来粗略衡量商贸流通业发展，仅从经济数量指标衡量商贸流通业发展，难以全面衡量商贸流通业发展水平。基于前文分析和双循环新发展格局，借鉴已有研究文献（胡籍尹，2022），本文选择社会消费品零售总额、货物进出口总额、亿元以上商品交易市场数量、批发业和零售业的库存周转率和货物周转量指标，运用主成分法计算衡量商贸流通业发展水平，用X表示。在因变量指标方面，本文基于居民消费升级的基本概念，选取居民人均生活用品及服务支出、人均交通通信支出、人均教育文化娱乐支出、人均医疗保健支出和人均其他用品及服务支出的消费支出总和占居民人均总消费支出的比重，代表除食品、衣着和居住等基本物质消费支出之外的服务型消费支出，用Y表示因变量指标。居民消费升级（Y）可以进一步分为城镇居民消费升级和乡村居民消费升级，分别采用城镇（乡村）居民人均生活用品及服务支出、人均交通通信支出、人均教育文化娱乐支出、人均医疗保健支出和人均其他用品及服务支出的消费支出总和占城镇（乡村）居民人均总消费支出的比重来衡量，用Y1和Y2表示。在门槛变量方面，基于已有文献（李佳馨等，2022），具体选择移动电话普及率、信息化企业占比、每万人使用计算机台数、电子商务销售额、快递业务收入指标，从数字化信息基础设施水平和数字产业发展的角度，运用主成分法计算衡量各省份数字经济发展水平，用M表示。在控制变量方面，用Control表示控制变量指标：选择经济发展（GDP）、城镇化率（UR）、居民人均可支配收入（RPI）和居民消费价格指数（CPI）。其中，经济发展（GDP）用名义地方生产总值平减后的实际地方生产总值标志，单位为万亿元，用GDP表示，一般情况下，经济发展水平越高，越有利于居民消费升级；城镇化率（UR）用城市人口数量/总人口数量，单位%，用UR表示，一般情况下城镇化率越高，消费者越能接受服务型消费，越利于居民消费升级；居民人均可支配收入（RPI），单位万元，用RPI表示，一般情况下人均可支配收入越高，服务型消费越多，越利于居民消费升级。为了保证数据完整性，本文样本不考虑西藏和港澳台地区，所有指标数据为2011-2020年我国30个省市区的省级面板数据，所有指标数据来源于国家统计局、《中国统计年鉴》、各省市区统计局网站、各省市区统计年鉴和WIND经济数据库，部分缺失数据利用插值法补齐。

（二）模型构建

1.OLS回归模型。构建如下OLS回归模型，以分析商贸流通业发展对居民消费升级的影响，如式（1）所示：

Yit=α0+β01Xit+β02Controlit+μit+εit                 （1）

其中，t表示年份，i表示样本所选省份，α0表示常数项，β01—β02表示各变量的待估系数，Yit表示居民服务型消费占比，表示居民消费升级，Xit表示商贸流通业发展水平，Controlit表示控制变量，包括经济发展（GDP）、城镇化率（UR）和居民人均可支配收入（RPI），μi和εit分别表示时间固定效应和随机扰动项。

2.门槛模型。通过门槛效应和样本自举法检验发现，商贸流通业发展对居民消费升级的影响机制中存在数字经济的门槛效应。因此，为进一步深入分析商贸流通业发展对居民消费升级的影响机制：数字经济的门槛效应，本文构建单一门槛模型，如式（2）所示：

Yit=α1+β11Xit·I（M≤γ）+β11’ Xit·I（M>γ）+β12Controlit+μit+εit                    （2）

其中，I（M）为数字经济的示性函数，γ为数字经济的待估门槛值，其余符号与上文式（1）表达的含义相同。

数据分析

（一）描述性统计与相关性检验

自变量、因变量及控制变量的描述性统计如表1所示。可以看出，居民服务型消费占总消费支出的比重均值为39.220%，有待进一步提高。商贸流通业发展的标准差相对较小，表明商贸流通业整体发展相对平稳。对比均值和标准化可以看出，2011-2020年，我国经济发展、数字经济和居民人均可支配收入增长较快，居民消费有待进一步升级。将居民消费升级Y、商贸流通业发展X、经济发展GDP、城镇化率UR和居民人均可支配收入PRI进行皮尔曼相关性检验，如表2所示。可以发现，商贸流通业发展、经济发展、城镇化率和居民可支配收入在不同显著性水平下对居民消费升级具有促进作用。

（二）平稳性检验

为了保障数据平稳及实证结果有效，本文对指标数据进行稳健性检验，结果如表3所示。由表3可以发现，各变量取ln后的P值结果均小于0.100，通过了单位根检验。因此，对所选指标数据取LN处理，确保数据平稳性，为研究结果的可靠性奠定数据平稳基础。

（三）主效应检验与异质性分析

基于公式（1），运用OLS回归模型，结合时间固定效应，分不考虑和考虑控制变量两种情况，构建模型（1）以分析商贸流通业发展对居民消费升级（Y）的影响。为了进一步研究商贸流通业发展对城乡居民消费升级的异质性影响，基于公式（1），同样运用OLS回归模型和时间固定效应，构建模型（2）和模型（3）分别验证商贸流通业发展对城镇居民消费升级（Y1）和乡村居民消费升级（Y2）的影响差异，结果如表4所示。模型（1）为商贸流通业发展对居民消费升级的影响，从表4回归结果来看，R2相对较高，表明回归拟合程度较优良。β01-β04系数在不同显著水平下整体显著，数值为正，表明商贸流通业发展、经济发展、城镇化率和居民人均可支配收入对居民消费结构优化升级具有不同程度的促进作用，能够有效促进居民消费升级。也就是说，商贸流通业发展水平越高，经济发展水平越高，城镇化率越高，居民人均可支配收入越多，消费者对服务型消费的需求和购买意愿越强烈，越有利于居民消费升级。β01系数最大，这表明在本文考虑的影响因素中，商贸流通业发展对居民消费升级的促进作用最大。可以解释为：随着电子商务、信用消费的快速发展，消费者的消费理念逐渐转变，消费者对服务型消费的需求增加。商贸流通业的发展和完善，使得消费市场上可供消费的服务和商品的种类越多，消费过程的时间等成本越低，越能够刺激消费者对服务型消费的购买意愿，越有利于促进居民消费升级。验证了研究假设1：商贸流通业发展对居民消费升级具有显著的正向促进作用。

模型（2）和模型（3）分别为商贸流通业发展对城镇居民消费升级和乡村居民消费升级的影响，对比模型（2）和模型（3）可以发现商贸流通业发展对城乡居民消费升级影响的异质性差异。从回归结果来看，回归拟合程度较好。β01-β04系数显著为正，表明商贸流通业发展、经济发展、城镇化率和居民人均可支配收入能够有效促进城镇（乡村）居民消费升级。其中，城镇居民消费升级的最关键因素都是商贸流通业发展，乡村居民消费升级的最关键因素都是经济发展水平的提升。商贸流通业发展和城镇化率对城镇居民消费升级的促进作用更加显著，居民人均可支配收入对乡村居民消费升级的促进作用更加显著。验证了研究假设2：商贸流通业发展对居民消费升级的促进作用具有显著的城乡异质性差异，商贸流通业对城镇居民消费升级的促进作用大于对乡村居民消费升级的促进作用。

（四）门槛检验

以数字经济水平的中位数为分界线，将所选的30个省份划分为数字经济高水平地区和数字经济低水平地区，分析商贸流通业发展对居民消费升级的数字经济的门槛效应，结果如表5所示。由表5可知，商贸流通业发展对居民消费升级的影响存在显著的数字经济门槛效应。从地区纵向来看，β11’明显大于β11，这表明随着数字经济水平的发展，商贸流通业发展对居民消费升级的影响效果存在门槛性的快速提升，商贸流通业发展对消费升级的促进作用更加强劲。商贸流通业发展、经济发展、城镇化率和人均可支配收入对消费升级具有显著的促进作用。从横向对比来看，在数字经济高水平地区，商贸流通业发展对消费升级的促进效果更强。验证了假设3：商贸流通业发展对居民消费升级的具有数字经济门槛效应，数字经济发展水平高的地区，商贸流通业发展对居民消费升级的促进作用越强。

（五）稳健性检验

上文分析商贸流通业发展对城乡消费升级影响的异质性差异，是利用了分样本回归法，间接验证了商贸流通业发展对居民消费升级的影响具有稳定性。为了进一步论证研究结论的有效性，本文进一步采用替换变量法对主效应回归结果进行稳健性检验。参考已有文献对消费升级的定义（蒋团标和张亚萍，2021），将消费结构升级（Y）替换为消费品质升级（Q），并同时考虑时间和个体多维固定效应。结果如表6所示。对比表4和表6可以发现，α0-β04和α0’-β04’的正负相同且大小相近，这表明无论是消费结构升级还是消费品质升级，商贸流通业发展对居民消费升级、城镇居民消费升级和乡村居民消费升级均呈现较为显著的正向促进作用，控制变量的影响效果与主效应回归的结果相同，通过稳健性检验。因此，本文主效应回归结果具有稳健性，研究结论科学可信。同样，运用替换变量法，将消费结构升级（Y）替换为消费品质升级（Q），进行数字经济门槛效应的稳健性检验，结果发现各变量实证回归系数的正负和大小与表5相近，表明商贸流通业发展对居民消费升级、城镇居民消费升级和乡村居民消费升级均呈现较为显著的数字经济门槛效应，通过稳健性检验。因此，本文门槛效应回归结果具有稳健性，研究结论科学可信。

结论与建议

本文采用OLS模型及时间固定效应，同时采用了不考虑和考虑控制变量两种情况，分析了在双循环发展新阶段下商贸流通业发展对居民消费升级的影响，讨论了商贸流通业发展对城镇居民消费升级和乡村居民消费升级的影响效果。运用分样本回归、替换变量法和多维固定效应相结合，进行稳健性检验，验证了回归结果稳健。研究发现，从整体居民消费升级来看，商贸流通业发展对居民消费升级促进作用显著，商贸流通业能够有效促进居民消费结构转变，提升居民服务型消费的需求及意愿，促进居民消费升级，经济发展、城镇化率和居民人均可支配收入能够显著促进居民消费升级。从城乡居民消费升级来看，商贸流通业发展对城镇居民消费升级的促进作用大于对乡村居民消费升级的促进作用，商贸流通业发展对城乡居民消费升级具有明显的差异，乡村居民消费升级的关键在于提高经济发展水平。商贸流通业发展对消费升级的影响路径中，数字经济具有门槛效应：当数字经济发展超过门槛值后，商贸流通业发展对消费升级的促进效果更强。在数字经济高水平地区，商贸流通业发展对消费升级的促进效果更强。为了进一步加快商贸流通业发展，发挥商贸流通业发展对居民消费升级的推动作用，基于研究结论，本文提出以下建议：一是加快构建现代商贸流通体系，完善商贸流通的渠道，提高商贸流通效率，推动商贸流通业实现高质量发展，进而促进居民消费升级；二是落实“乡村振兴战略”，缩小城乡发展差距，促进农村经济发展，促进城镇化进程，提高城乡居民可支配收入，进而促进居民消费升级；三是加快实现物联网、电子商务等数字技术与传统商贸流通业相结合，以数字化推动商贸流通业发展和居民消费升级。

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作者:郑思权 单位:四川大学商学院