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新時期隨著社會主要矛盾的變化，居民消費結構出現了重大變化，高品質消費逐漸進入居民的日常生活中。據國家統計局數據顯示，2018年我國居民的私家車擁有量已經達到1.25億輛，并且自2010年以來一直保持著10%以上的增長速度，經濟快速增長所帶來的社會紅利極大地促進了居民生活水平的提升，也為高品質消費需求的增長提供了良好的市場環境。品質消費的出現進一步促進了社會生產與分工的專業化發展，也對生產活動的技術水平提出了更高的社會要求，推動著傳統商貿流通行業的結構調整與優化轉型，那么在經濟高質量發展背景下，品質消費的形成對商貿流通業的穩定發展是否具有積極效應？在不同的經濟條件下兩者關系是否具有區域差異？這些都是我國經濟發展過程中需要研究的現實問題。品質消費的形成是我國經濟快速發展的必然結果，也是居民生活水平提高的重要表現。進入新時代后，我國居民消費結構的升級趨勢更加明顯，家庭在教育文化、現代交通等方面的消費支出也在不斷增長，品質消費的趨勢更加明顯，品質消費的形成對于傳統商貿流通部門的發展既是機遇也是挑戰，學術界關于兩者關系的研究也進行了諸多探討。賴陽、康?。?015）認為網絡經濟的發展為居民消費需求的便利性與多元化提供了信息基礎，高品質消費也表現在消費選擇的多元、便捷與安全等諸多方面，推進高品質消費有利于促進社會供需結構的調整，也是社會服務業轉型升級的重要動力。曹陽（2016）認為居民對高品質食品消費需求的上升正在影響著供給部門的內部轉型，品質消費的社會外部性反饋到行業發展層面表現為嚴格的生產標準、規范的技術運用以及優質的產品質量等方面。毛中根、楊麗姣（2017）在研究中指出，我國現階段產品品質的提升與居民消費需求結構的變化存在著失衡性，品質不足是制約服務業優化轉型的主要原因，也不利于居民消費升級的持續發展。郭晶、楊小紅（2018）認為品質消費的出現有利于消費群體的擴大，尤其是網絡消費的多元化特點能夠最大限度滿足居民的個性化消費需求，線上與線下消費模式的融合對于服務業的優化升級具有重要促進作用。鄒紅等人（2018）在研究中指出，品質消費是消費升級的重要特征，居民對于社會服務品質要求的提升有利于推動服務業內部的改革與創新，從而加速落后企業的淘汰過程，提升行業整體的競爭實力。朱雨可等（2018）認為居民生活質量提升的一個重要表現即是品質消費，品質消費的出現推動著社會消費結構的變化，而消費結構的調整又影響著產業供給結構的變遷，但是在城鄉間與區域間的品質消費呈現出不同的發展水平。品質消費是經濟發展到一定階段的產物，品質消費的過度發展往往會導致市場供需的結構性失衡，也不利于商貿結構的優化升級，會造成社會資源配置低效化問題的出現。從以往研究來看，主要是從理論層面對品質消費與商貿流通業的關系進行討論，缺乏從實證角度考察兩者關系的變化，研究結論的普適性較低。本文擬作如下研究拓展：一是從實證角度對我國品質消費與商貿流通業的發展關系進行經驗分析，科學考察兩者關系的變化情況；二是在變系數固定效應模型基礎上，比較我國省際間、區域間品質消費對商貿流通業發展的影響差異，分析其作用形成的內在機制，為商貿流通業的優化理論。

模型與數據說明

本文采用面板數據模型對品質消費與商貿流通業的關系變化進行實證分析，通常情況下，不同省區的社會環境存在較大的差異性，并且品質消費的規模也具有地域特殊性，在模型的設定過程中需要將截面差異進行控制，同時要考慮其他社會因素的影響，因此本文擬設定變系數固定效應模型，實證分析品質消費對商貿流通業的影響作用，變系數固定效應模型的一般設定形式如下：Yit=αit+βitXit+μit（1）在公式（1）中、X分別代表商貿流通業與品質消費，β為品質消費的待估參數，β下標中含有表示個體效應項的字母i，即意味著β值的大小會根據各省區品質消費的不同而變化，從而實現對省區品質消費與商貿流通業關系的系統檢驗，μ為各省區商貿流通業發展的偏離值，用于反映除品質消費外的其他社會因素對商貿流通業的影響效應。此外，本文采用的數據為2005-2017年我國31省區的面板數據，研究變量包括被解釋變量—流通業發展水平，采用社會消費零售品總額衡量，張旭波等（2019）在研究中對該指標給予了肯定，認為該指標能夠綜合反映我國零售、批發等主要商貿流通部門的生產總值，也是衡量地方商貿流通經濟效益的重要指標，記為Y。解釋變量為品質消費，為了更加客觀的反映品質消費對商貿流通業的影響作用，將品質消費規模與品質消費率作為解釋變量，食品、衣著、生活服務等支出屬于居民傳統日常生活消費的主要組成部分，交通通信與文教娛樂是在生活水平不斷提升的基礎上逐漸形成的（根據國家統計局的分類標準可以將居民消費支出劃分為食品、衣著、居住、生活服務、交通通信、文教娛樂、醫療保健與其他支出等8個類別），在王沛等（2019）、洪濤等（2018）的研究中普遍將交通通訊消費支出與教育文化消費支出作為高層次消費或者時尚消費的衡量指標，因此本文將交通通訊與文教娛樂消費支出總量之和作為品質消費規模的指標，其占總消費支出的比重作為品質消費率的指標，品質消費規模與品質消費率分別記為X1、X2。此外，為了提高模型構建的有效性，本文選取商貿流通業資本投入、勞動投入、經濟發展水平、居民消費水平作為控制變量，分別以商貿流通部門的固定資產、從業人數、GDP總量與城鎮居民消費總量衡量，記為invest、labor、gdp、consume，除品質消費率采用原序列外，其他變量均取對數值，以減少模型的異方差問題。

實證分析

（一）單位根檢驗。本文綜合采用LLC與IPS法對各變量的單位根進行分析，若在同階條件下各變量均不存在單位根，則意味著數據滿足平穩性要求，具體檢驗結果如表1所示。由表1可知，在零階差分條件下只有資本投入水平符合平穩性要求，其他變量均沒有拒絕存在單位根的原假設，在經過一階差分變形后，所有變量均通過了顯著性檢驗，即數據滿足同階平穩的要求。（二）面板協整檢驗。盡管研究采用的數據滿足了平穩性要求，但是難以保障各變量具有長期的協整關系，根據協整理論需要進一步對變量的長期協整關系進行分析，這是保障變量間因果關系有效性的基本前提。本文采用解釋力度較高的Kao檢驗法對各變量的協整關系進行分析，具體結果如表2所示。由表2可知，Kao檢驗統計量在1%水平上顯著，即意味著各變量顯著存在長期協整關系，這為后續回歸分析的有效性提供了基礎。（三）線性面板模型選擇。本文擬采用面板固定效應變系數模型進行實證分析，首先要對模型的隨機效應與模型形式進行檢驗，以便確定模型選擇的合理性，表3為Hausman檢驗與F檢驗的具體結果，分別對模型的影響效應與形式的確定提供佐證。從Hausman檢驗結果可以看到，卡方統計量在1%水平下顯著拒絕了原假設，即模型應采用固定效應。根據F檢驗結果可知，模型應采用變系數模型（F檢驗分為兩個步驟，即通過比較變系數、變截距與不變參數模型的殘差平方和對模型形式進行確定）。因此，本文選取變系數固定效應模型較為合理。（四）變系數固定效應分析。根據公式（1）對2005-2017年我國31省區的品質消費支出與商貿流通業進行變系數回歸估計，同時，為了比較不同經濟地區品質消費對商貿流通業影響的差異性，本文將全國31省區劃分為東中西三大地區進行比較，表4給出了各省區品質消費規模的系數估計值。從表4中可以看到，我國各省區品質消費規模對商貿流通業的發展均具有顯著促進作用，同時也存在著一定的區域差異，在東部地區的系數均值為1.468，明顯低于中西部地區，比較各地區的系數值大小可以排序為中部>西部>東部。原因在于，東部是我國經濟發達地區，各省區的經濟發展水平與居民收入水平普遍較高，品質消費的形成期更長，居民對教育文化、交通工具等方面的投入也一直處于較高水平，據統計數據顯示，早在2010年東部地區每百戶擁有私家車數量就達到了20輛，而同期中部地區僅為6.75輛，西部為9.29輛，經濟的快速發展為東部消費水平的快速提升奠定了基礎，這也是東部居民較早進入高品質消費時代的重要原因，而受到邊際報酬遞減規律的影響，東部品質消費的增長所帶來的經濟效益在達到峰值后必然會出現衰退期；同樣受到經濟條件的約束，中西部隨著經濟發展水平的不斷提升，品質消費需求也會出現持續增長，從而為商貿流通業的發展帶來內部驅力，這一結論與張軍擴等（2014）、文禮朋等（2015）的研究較為一致，他們在研究中也提到，落后地區消費需求的擴大具有后發優勢，能夠在短期內實現較高的經濟回報率。表5進一步給出了品質消費率對商貿流通業的影響估計系數，以反映樣本期內居民消費結構的品質化過程對商貿流通業的影響差異。由表5可知，我國各省區品質消費率對商貿流通業的發展均具有顯著抑制作用，對比各地區的抑制作用大小，可以排序為西部>中部>東部；此外，對比品質消費規模與品質消費率的系數估計值可以看到，兩者對商貿流通業的影響作用表現出明顯相反性。原因在于，品質消費規模側重描述需求總量的變化，古典經濟增長理論與凱恩斯主義都對消費的經濟增長效應給予了重要肯定，現代經濟增長理論也將消費作為經濟增長的重要動力之一，新常態下擴大內需、刺激消費也是我國實現經濟持續增長的基本政策，品質消費需求的擴大對商貿流通業的積極效應也符合新常態時期經濟發展的一般規律。而從消費結構來看，品質消費占比的擴大必然會對居民的其他類型消費產生一定的擠占效應，而我國經濟社會發展表現出不平衡不充分的現實情況，基礎性消費不足仍然是制約經濟持續增長的主要問題，俞杰龍等（2015）也在研究中指出，居民用于教育文化等方面的支出比例過高會導致其在日常消費方面表現出更加謹慎的態度，反而會降低總消費支出水平，不利于發揮消費的經濟引致效應。此外，表6給出了商貿流通業偏離值的省際分布情況，主要反映社會因素對商貿流通業發展的影響效應，以便進行區域比較。由表6可知，偏離值表現出較大的區域差異，東部省區的偏離值相對較高，西部地區最低，并且均值也在0以下。這一結果表明，社會因素對東中部商貿流通業的發展具有顯著促進作用，而西部社會因素對商貿流通業的發展表現為抑制作用。原因在于，西部是我國經濟欠發達地區，區域內部的交通運輸、倉儲物流等基礎設施建設水平相對較低，資源開發缺乏技術優勢，難以形成具有區域影響力的知名品牌，尤其在新疆、西藏等偏遠邊疆地區，第一產業仍然是經濟增長的重要支柱，長期的小農經濟生產模式對商貿流通業的發展存在一定的排斥效應，導致零售、批發等行業的發展存在較高的社會成本，區域發展環境相對較差，導致商貿流通業的發展水平普遍較低。

研究結論

品質消費的出現是新時期消費結構優化升級的重要表現，隨著居民收入水平的提升與消費理念的轉變，品質消費行為表現的更為普遍，對商貿流通業的變革式發展也產生了重要影響。研究采用2005-2017年我國31省區的面板數據，構建了品質消費與商貿流通業關系的變系數固定效應模型，主要得出以下研究結論：品質消費規模的擴大對商貿流通業的發展具有顯著促進作用，這一積極效應表現為中部>西部>東部；品質消費率的提升對商貿流通業的發展存在顯著抑制作用，并且在各省區具有普遍性，分地區則表現為西部>中部>東部。品質消費水平的提升對商貿流通業的發展具有重要意義，因此要進一步完善市場供需服務體系，發揮市場在價格調控方面的決定性作用，引導居民消費行為的理性化、合理化，提高品質消費的經濟增長效益；同時，要不斷鼓勵企業的技術創新，開發符合社會需求的優質產品與服務，打造具有區域影響力的優質產品品牌，為品質消費的增長提供良好的市場環境，充分調動企業競爭的積極性，加快企業的優勝劣汰，提高高品質商品的市場份額，逐漸推動產業行業的優化升級。

作者:馬建國 單位:重慶財經職業學院