流通创新与中国居民消费率提升，本文主要内容关键词为：中国论文,居民消费论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
改革开放以来，通过改革国有垄断批发体系和重组国有商业资本，我国流通业获得了快速发展。特别是20世纪90年代以后，流通业逐步对外开放，超级市场等新型业态和信息技术被大量引入到流通业，组织创新和技术进步大大提升了流通业在引导生产和扩大消费方面的影响力，并在国民经济中日益凸显其基础性和先导性的产业地位。其中，流通业促进居民消费的作用日益引起政府相关部门的重视。2008年为扩大内需应对国际金融危机，国务院出台了“搞活流通扩大消费的意见”，以“万村千乡市场工程”、“双百工程”、“农超对接”等流通政策为抓手，积极发展流通业以深度释放居民消费潜力。学界对发展流通扩大居民消费也进行了积极探索，例如，夏春玉等（2009）[1]通过案例分析验证了城乡互动的流通组织创新促进农村消费的机理。宋则等（2010）[2]研究表明，流通组织和技术创新有利于降低交易成本并构建高效的商贸流通体系，从而促进需求结构转型和扩大居民消费。文启湘等（2010）[3]运用DEA方法验证了流通业发展与消费增长的相互关系，认为消费促进流通业发展的作用弱于流通业促进消费的效应。李骏阳等（2011）[4]实证研究表明，农村流通组织化程度提升对农村消费有显著促进作用。
在国外相关研究中，流通创新与居民消费的关系一直是学术界关注的重要问题。首先，现代流通业通过产品品类和品种的科学组合以及严格的质量管理满足广大消费者对产品具体属性效能的需要，交付给消费者较高的产品价值。对此，McNair（1958）[5]提出的“零售轮”理论认为，连锁店、超市等业态组织以“低成本、低价格”竞争优势赢得消费者支持，而Izraeli（1993）[6]认为流通组织也可以通过“高服务、高价格”组合来满足高收入消费者偏好。另外，Huff（1964）[7]提出的商圈理论认为城市商业组织的集聚可以缩短消费者购物时间。服务和交换的集中将减少地理和心理上阻抗消费者的因素（Fujita等，1999）[8]。商业组织集聚创新形成辐射能力极强的商业街和城市商圈，使大量产品、服务消费集中到城市交通便利的区域；消费者数量和新产品数量的增加，提升了消费者和生产者相互交易匹配的概率，这使商业组织集聚通过直接的网络外部性增加了顾客价值。同时，集聚在商圈内的各种商业业态在产品和服务上互补，满足顾客多样化和个性化消费需求，从而通过间接网络外部性增加了顾客价值。此外，流通商还通过信息技术和支付工具创新不断提升店铺形象和购物便利性，最终提升消费者满意度（Theodoridis等，2009；Matsa，2011）[9-10]。信息技术的应用降低了产品运输、配送和储存费用，而连锁经营等方面的组织创新增强了流通企业规模经济和范围经济力量，从而促使商贸服务企业通过组织和技术创新降低产品销售价格，减少顾客感知利失。在相关经验研究中，Hausman（2007）[11]的研究表明，流通商之间日益激烈的竞争刺激了新产品、服务和品牌的引入，从而极大地降低了消费者的购物支出。Basker等（2009）[12]的研究也进一步验证，沃尔玛等大型零售商的进入降低了商品的零售价格，并以此赢得了消费者支持。
以上研究表明，流通业通过组织和技术创新显著地扩大了居民消费，国内经验研究主要验证了流通业整体发展水平对居民消费的影响。而流通业快速发展主要基于组织和信息技术创新（Doms等，2004）[13]，从组织和技术层面实证研究流通创新扩大消费的文献在国内较为薄弱。本文拟在相关研究基础上，运用1999～2010年省级面板数据实证研究流通创新对居民消费率的影响。鉴于相关文献提出的消费与流通业发展之间的双向因果关系，本文拟运用2阶段最小二乘法（2SLS）和动态面板广义矩（GMM）方法克服模型内生性，并引入反映流通创新的不同解释变量，以减少衡量偏误影响并检验估计结果的稳健性。
二、研究设计
（一）模型设定、变量说明与数据来源
本文实证分析将反映流通创新的解释变量引入钱纳里消费模型，以技术进步和规模效率指数作为衡量流通技术创新和组织创新的解释变量。模型设定为：
（二）检验方法
实证分析以中国1999～2010年各省份相关数据构造面板模型进行计量检验，首先对模型（1）进行基本估计，然后运用2阶段最小二乘法（2SLS）和动态面板广义矩（GMM）方法克服模型内生性，并通过引入反映流通创新的不同解释变量，减少衡量偏误的影响并检验估计结果的稳健性。关于流通业全要素生产率及其分解使用产出导向的DEA-Malmquist指数法，参照Doms等（2004）[13]及Keh等（2003）[14]相关研究，选择销售额作为流通产业的产出指标，选取资产总额和从业人数作为流通产业的投入指标。参照张杰等（2011）[15]的研究，资产年折旧率设定为5%。
三、实证分析结果
（一）模型基本估计结果
表1（见下页）为流通创新促进居民消费的基本估计结果。其中，模型（1）为钱纳里模型的估计结果，人口与人均收入对数值为负，而相应平方项为正，净进口回归系数为正，除人均收入对数值平方项外，其他控制变量均通过显著性水平检验，这与钱纳里大国消费模型的结果一致，说明钱纳里消费模型在我国具有较好的适用性。模型（2）以流通规模效率指数作为解释变量，实证结果显示回归系数为正并在1%水平下具有统计显著性。
模型（3）以流通业技术进步指数作为解释变量，检验结果显示流通业技术进步回归系数为正但未通过显著性水平检验。模型（4）～模型（6）分别以流通业技术效率、纯技术效率指数和全要素生产率指数作为解释变量，实证结果显示估计系数为正但不具有统计显著性。模型（3）～模型（5）的结果表明，流通业技术进步促进居民消费的增长的作用并不显著。原因可能在于，一方面流通业发展与消费之间双向因果关系产生模型内生性问题。另一方面，结合流通业全要素生产率分解的结果，可以发现1999～2010年我国流通业纯效率指数年均增长率只有1.9%，说明我国流通业在技术创新推广上存在较大不足，这弱化了流通技术创新对居民消费的促进作用。关于流通技术创新对居民消费率影响需要深入验证。
模型（1）～模型（6）中控制变量估计结果与钱纳里大国消费模型一致。在模型固定效应和随机效应Hausman检验结果上，模型（6）Hausman检验相伴概率在10%水平拒绝随机效应，其余模型Hausman检验相伴概率均在1%水平上拒绝随机效应。因此，模型（1）～模型（5）均以固定效应解释实证分析结果，模型（6）选择随机效应解释实证分析结果。
（二）模型内生性处理
由于流通创新与消费率之间的相互因果关系，可能产生模型内生性问题。为克服因此造成的偏误，本文运用二阶段最小二乘法（2SLS）和动态面板广义矩（GMM）方法进一步验证流通创新对居民消费率的影响，估计结果见表2。
表2中模型（1）运用2SLS估计流通组织创新对居民消费率的影响，选择流通业规模效率指数滞后一期作为工具变量。DM检验P值在1%水平拒绝模型外生的原假设，但估计系数符号为负，工具变量选择可能不当。模型（2）和模型（3）分别采用动态面板中差分广义矩（DIF-GMM）和系统广义矩（SYS-GMM）方法，选择流通业规模效率指数的滞后一期和滞后二期作为工具变量。结果显示，估计系数符号为正并在1%水平上具有统计显著性。模型（2）和模型（3）中扰动项差分自相关检验结果拒绝系数为0的原假设，而Sargan检验结果均不能拒绝工具变量有效的原假设，这说明模型（2）和模型（3）可以使用相应广义矩方法。动态面板估计结果表明，流通组织创新对居民消费率具有显著促进作用。
模型（4）选择流通业技术进步指数滞后一期作为工具变量，运用2SLS估计流通技术进步对居民消费率的影响，DM检验结果不能拒绝模型外生的原假设。与模型（1）相似，流通技术进步估计系数符号为负，工具变量选择可能不当。模型（5）和模型（6）分别是采用DIF-GMM和SYS-GMM方法的估计结果，选择流通业技术进步指数的滞后一期和滞后二期作为工具变量。结果显示，流通技术进步估计系数符号为正并在1%水平上具有统计显著性。而扰动项差分自相关检验和Sargan检验结果均支持相应广义矩估计方法。另外，在采用动态面板中广义矩估计方法后，模型（1）～模型（6）中控制变量的统计显著性也得到明显提高。动态面板的估计结果表明，流通技术进步对居民消费率具有显著促进作用。
（三）模型估计结果稳健性分析
为消除衡量偏误可能造成的偏差，同时也为进一步验证相关估计结果的稳健性，本文在方程（1）中引入反映流通创新的不同解释变量，估计结果见表3。其中，模型（1）～模型（3）分别引入限额以上批发零售业销售额占社会零售商品总额比重（Plbz）、限额以上批发零售业销售额（Lspf）的自然对数、连锁零售业营业面积（Lsmj）的自然对数作为解释变量。结果显示这些解释变量的估计系数为正且通过显著性水平检验，说明流通组织创新扩大居民消费的结论较为稳健。
表（3）中模型（4）～模型（6）分别选用流通业全要素生产率指数、技术效率指数和纯效率指数作为解释变量，运用动态面板系统广义矩方法的估计结果显示，流通业全要素生产率指数、技术效率指数符号为正并具有统计显著性，而AR（2）和Sargan检验结果也均支持系统广义矩估计。这进一步验证了流通技术进步促进居民消费率的结论。纯效率指数未通过显著性水平检验，说明现阶段流通技术创新的推广并未对居民消费率起到显著的促进作用。我国流通技术创新推广还存在较大不足，现代流通交易、配送技术在农村普及程度还有待提升。
四、结论及政策建议
（一）结论
流通组织创新和技术进步对居民消费率产生显著的促进作用，而流通技术创新推广对中国居民消费率的作用并不具有统计显著性。流通业组织创新和技术进步推动其全要素生产率的增长，而流通效率的提升进一步扩大居民消费。运用2SLS和动态面板的GMM估计方法处理模型的内生性问题，并引入不同解释变量克服衡量偏误的影响，实证结果进一步支持以上分析结论，表明本文实证结果具有较好的稳健性。
本文关于流通技术进步和组织创新促进居民消费的结论与国内外相关研究是一致的，但在流通技术创新方面，本文细分了流通技术进步和技术扩散对居民消费的影响，而实证结果表明流通技术扩散对居民消费影响并不显著。原因在于，中小流通企业资金瓶颈及城乡二元流通体系的较大差距严重阻碍了流通技术的空间扩散，导致流通业纯技术效率增长缓慢，从而弱化了流通技术创新促进居民消费的作用。
本文的研究表明，流通组织创新对居民消费率的提升作用主要来源于批发零售企业组织规模的提升和连锁经营组织的创新，规模效率指数对居民消费率的边际影响约为6.8。但值得注意的是，流通业规模扩张提升了其组织化和专业化水平，但经营规模的扩大也形成了大型流通企业的市场优势地位。发挥流通组织创新促进居民消费作用的前提是需要构建一个良好的市场竞争环境，政府应运用合理的规制措施规范大型流通商的经营行为，形成大、中、小型企业协同发展的格局，促进市场竞争秩序的有序发展。另外，流通组织创新促进居民消费作用存在规模边界，当超过规模扩张的临界点，容易造成规模不经济和商业领域的过度竞争。
（二）相关政策建议
1.加快流通技术进步和推广扩散。政府应继续重视流通技术创新的工作，重点支持物联网、超高频无线射频、智能传感器等流通关键技术企业的自主研发与生产，完善流通信息技术设备的国内产业链条，依靠自主创新和规模化生产降低信息技术的使用成本。推动无线射频技术在批发、物流、销售等业务流程以及农村流通体系中的应用，在中小流通企业中积极推广应用供应商库存管理、B2B业务平台等信息网络技术。加快构建多渠道、多途径的流通公共信息平台，提高政府在流通领域中信息、咨询等公共服务水平和能力。
2.加快流通企业在农村市场的组织创新。政府一方面应继续鼓励城市骨干流通企业带着资金、技术“下乡”，另一方面要充分发挥基层农村商业经营主体的积极性和创造性。在以财政、税收等政策扶持其发展的同时，需加强现代商贸经营知识和技能的培训工作。目前，应以“农家店”店长培训工作为抓手提升基层农村商业经营主体专业化服务水平。城市流通企业开拓农村消费市场，需要重视与农村涉农企业、中介组织合作，充分利用农村现有的商业经营网络和社会资源，通过品牌输出大力发展特许和加盟连锁组织体系。
3.以法制化建设加强政府管制工作。政府要依法规制大型流通企业滥用市场优势地位的行为，构建良好的市场竞争秩序，促进中小流通企业的发展。政府也应重视流通体系中国家安全问题，指导和规制外资商业企业在我国投资和经营行为，依法监管外资对我国商业资源的垄断性收购。另外，加强执法主体建设，依法规范政府管制法规的制订和执行，在完善的法制化框架下构建流通市场的立法、司法和行政程序。
4.统筹规划城乡商业网点布局。政府应加快完善城乡商业网点规划的编制和实施，缩短城乡二元流通体系差距。城市商业主管部门应减少城市中心商业区域重复建设及过度竞争现象，科学设置零售业态，积极发展社区商业服务居民消费需求。积极推进县域商业网点规划工作，加强县城及乡镇流通基础设施建设。物流配送中心和乡镇商贸中心建设应根据人口密度、消费水平和周边交通现实状况，确定具体建设标准，以缩短建设周期，提升资金利用效率。
标签：解释变量论文;