張丹

中圖分類號：F724? ?文獻標識碼：A

內(nèi)容摘要：消費者消費能力的提升是商貿(mào)流通業(yè)持續(xù)發(fā)展的根本動力。文章在對消費群體購買意愿進行劃分的基礎上，實證考察了消費群體購買力與商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展關系的變化情況。結(jié)果表明：消費者購買力對商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展具有顯著促進作用，且兩者關系的變化受到消費者購買意愿的影響;基礎性、發(fā)展性與保障性商品購買意愿對商貿(mào)流通業(yè)的影響作用存在顯著差異。因此，要進一步拓寬居民的收入來源，提升消費者購買能力，從而促進社會消費與商貿(mào)流通業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

關鍵詞：購買力? ?購買意愿? ?商貿(mào)流通業(yè)

引言與文獻綜述

改革開放以來，我國經(jīng)濟不斷發(fā)展，居民消費的內(nèi)容和形式逐漸豐富，居民發(fā)展性消費的支出比例不斷上升，這為商貿(mào)流通部門的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型提供了重要動力。由于居民在消費過程中更多根據(jù)自身購買意愿進行消費，因此，研究消費群體在不同購買意愿下購買能力變化與商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展間的關系具有重要意義。

居民收入水平的提升是促進消費者消費需求變化的主要原因。宋則、王雪峰（2010）認為，擴大消費需求是商貿(mào)流通業(yè)持續(xù)發(fā)展的主線，而在改善居民收入結(jié)構(gòu)的同時，也要關注居民消費意愿的變化，提高市場供給與居民消費傾向的匹配程度;王浩澂、熊曦（2015）基于熵權(quán)法對居民消費能力與商貿(mào)流通業(yè)的協(xié)同關系進行了分析，認為民族地區(qū)居民消費能力的提升對商貿(mào)流通業(yè)的影響作用相對較小，原因在于其消費能力的相對滯后;趙紅（2016）在研究中指出，服務型消費是新時期居民消費支出的重要內(nèi)容，商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展能夠有效拉動社會消費總額的增長，但在中西部地區(qū)居民消費能力與商貿(mào)流通業(yè)的匹配程度相對較低;阮小莉（2014）等在居民收入分組處理的基礎上，指出居民收入能力是決定消費水平的主要因素，但是對于農(nóng)村地區(qū)而言，這種影響效應受到傳統(tǒng)消費模式的影響，不同消費態(tài)度下的居民消費水平存在較大差異;鐘成林（2015）基于GMM模型指出，收入水平?jīng)Q定了消費者的現(xiàn)有購買能力，同時又影響居民的消費行為，過低的收入水平是導致農(nóng)村消費力不足的主要原因，消費不足限制了農(nóng)村商貿(mào)流通業(yè)的轉(zhuǎn)型升級;鄒璇（2015）認為居民購買力差異是制約城鄉(xiāng)商貿(mào)統(tǒng)籌發(fā)展的關鍵因素，縮小城鄉(xiāng)收入差距、提高農(nóng)村居民的購買能力是改善城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡的重要途徑;周煉（2017）基于投入—產(chǎn)出模型，指出居民消費與商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展具有協(xié)同性，兩者存在相互制約、相互促進的關系，提升居民購買能力是商貿(mào)流通業(yè)持續(xù)發(fā)展的基礎。通過上述研究可以得出，消費者購買能力是影響商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的重要因素，不同收入水平下的消費者購買力存在較大差異，這一差異還與社會其他因素有關，消費者的主觀性也是影響其消費決策的重要指標。本文擬對消費群體的購買意愿進行類型劃分，研究在不同購買意愿情境下，消費群體購買能力與商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展間的關系變化，以為商貿(mào)流通部門的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型提供參考。

研究模型與指標設置

（一）研究模型

消費群體購買力主要取決于消費者的收入水平，收入差異是導致社會消費需求變化的主要原因，但隨著消費者消費需求的個性化、多樣化發(fā)展，消費者更加注重商品所帶來的感知價值，即消費行為會受到消費者購買意愿的影響。因此，本文擬根據(jù)居民消費種類對消費群體的不同購買意愿進行劃分，借助面板門檻模型對消費者的購買力與商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展關系進行實證檢驗。需說明的是，考慮到居民消費支出內(nèi)容的層次性，本文在借助以往研究基礎上，將購買意愿劃分為基礎性、發(fā)展性與保障性三大類型，并且將各類購買意愿分別作為門檻變量進行面板回歸，以考察對不同購買意愿進行控制情境下消費群體購買力對商貿(mào)流通業(yè)影響的差異性。各模型的表達如公式（1）-（3）所示：

（二）指標設置

本文采用2005-2016年間我國31省區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，除了對商貿(mào)流通業(yè)、消費者購買力與購買意愿進行指標選取外，還將地方經(jīng)濟發(fā)展水平與城市化水平作為控制變量納入模型中，具體的指標設置情況如表1所示。

如表1所示，商貿(mào)流通業(yè)、經(jīng)濟發(fā)展水平與城市化水平參照以往研究進行指標設置;購買力通常反映的是消費者的最大支付能力或?qū)嶋H支付能力，最大支付能力主要由消費者的收入水平?jīng)Q定，而實際支付能力是消費者消費支出的總額。本文中消費群體購買力主要反映的是消費者的潛在消費能力，即消費最大值，因此本文采用城鎮(zhèn)居民可支配收入衡量;購買意愿即消費者購買商品數(shù)量與種類的期望，本文根據(jù)消費支出的類別將其劃分為基礎性、發(fā)展性與保障性消費內(nèi)容?；A性消費內(nèi)容即消費者用于食品等生活必需品的花費;發(fā)展性消費內(nèi)容主要指消費者用于衣著、住房、交通、生活服務與文教娛樂等產(chǎn)品的消費支出;保障性消費內(nèi)容主要是消費者用于身體健康方面的投資消費，一般指醫(yī)療保健方面的消費支出?；诖朔N劃分角度，本文將購買意愿也分為基礎性、發(fā)展性與保障性商品購買意愿。

實證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

表2給出了基于fish-ADF方法下的單位根檢驗結(jié)果，ADF法在單位根檢驗過程中具有較高的解釋力，能夠更精確的反映變量的平穩(wěn)性。從表2可以看到，各購買意愿的原序列在5%水平上均沒有通過顯著性檢驗，說明變量在零階條件下是非平穩(wěn)的，但經(jīng)過一階處理后各變量均在1%水平下達到了顯著性，意味著各變量為一階單整序列，記為I（0），即符合變量平穩(wěn)性要求。

（二）門檻回歸結(jié)果

根據(jù)公式（1）-（3）分別進行門檻效應回歸，表3中模型1-3分別反映的是基礎性、發(fā)展性與保障性購買意愿作為門檻變量時的顯著性檢驗結(jié)果，可以看出，模型1與模型2顯著存在著門檻效應，而模型3不存在門檻效應。

由模型1可知，購買力對商貿(mào)流通業(yè)的影響作用分別受到基礎性與發(fā)展性購買意愿的雙門檻與單門檻效應調(diào)節(jié)，這意味著在基礎性或者發(fā)展性消費為主的環(huán)境下，購買力與商貿(mào)流通業(yè)表現(xiàn)出顯著的非線性關系。表4給出了各模型下的門檻臨界值。

如表4所示，模型1中以0.395與0.282為兩個門檻臨界值將基礎性購買意愿劃分為低、中、高水平。當r≤0.282時為低水平購買意愿，當r≥0.395時為高水平購買意愿，當0.282

從表5可以看出，模型1- 3的估計結(jié)果都較為理想，各模型的R方均在0.88以上，說明研究變量的選取能夠解釋模型的方差變異。具體來看各模型中購買力對商貿(mào)流通業(yè)的影響作用，模型1中消費群體購買力對商貿(mào)流通業(yè)的影響作用出現(xiàn)了先上升后下降的變化，當基礎性購買意愿處于中等水平時購買力的影響作用最大，當購買意愿處于低水平時購買力的影響作用最小。發(fā)展性與保障性購買意愿對商貿(mào)流通業(yè)也具有顯著促進作用，在模型2中，當發(fā)展性購買意愿處于低水平時，購買力對商貿(mào)流通業(yè)的影響作用相對較小，隨著購買意愿的上升其購買力的積極效應也隨之擴大，但變化幅度相對較小。食品性與保障性購買意愿對商貿(mào)流通業(yè)的影響作用均不顯著。模型3中，由于保障性購買意愿在購買力與商貿(mào)流通業(yè)關系變化中不存在顯著門檻作用，故不做具體分析。但從購買力系數(shù)的變化中也可以初步得出，隨著保障性購買意愿的提升，購買力對商貿(mào)流通業(yè)的積極作用在逐漸增強，并且食品性與發(fā)展性購買意愿對商貿(mào)流通業(yè)的影響均表現(xiàn)出顯著抑制作用。

綜上所述，可以發(fā)現(xiàn)：

第一，購買力對商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展具有顯著促進作用，并且兩者間的關系變化相對穩(wěn)定，同時其也受購買意愿的影響，尤其是基礎性購買意愿介入后，兩者關系表現(xiàn)出明顯的波動。

第二，各類購買意愿對商貿(mào)流通業(yè)的影響表現(xiàn)出顯著差異性。其中，基礎性購買意愿對商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展主要表現(xiàn)為抑制作用。通過對比各模型結(jié)果可以得出，在對基礎性購買意愿進行門檻控制后，發(fā)展性與保障性購買意愿對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的積極作用非常明顯，但在基礎性購買意愿作為解釋變量納入模型后，發(fā)展性與保障性購買意愿對商貿(mào)流通業(yè)的影響作用均出現(xiàn)了逆向變化，這說明只有消費者在物質(zhì)需求得到一定滿足的前提下，高層次消費對商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的積極效應才會逐漸凸顯。

第三，發(fā)展性購買意愿對商貿(mào)流通業(yè)的影響作用具有較大的不穩(wěn)定性，對比模型1與模型3的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在基礎性與保障性購買意愿作為門檻變量時，發(fā)展性購買意愿的影響效應表現(xiàn)出相反性。在模型2中，當對發(fā)展性購買意愿進行門檻劃分后，基礎性與保障性購買意愿的系數(shù)值均不顯著，這表明發(fā)展性購買意愿是其他兩類消費支出的重要干擾因素，其能夠在一定程度上擠占其他消費對商貿(mào)流通業(yè)的積極效應。

第四，保障性購買意愿對商貿(mào)流通業(yè)的影響作用相對較小，只有消費者的基本物質(zhì)保障得到滿足后，其對保障性消費支出方面的重視程度才會逐漸提升。

結(jié)論

本文在對消費群體購買意愿進行劃分的基礎上，實證考察了消費群體購買力與商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展關系的變化情況，主要得出以下結(jié)論：第一，消費群體購買力對商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展具有顯著的促進作用，而購買意愿會對兩者關系的變化產(chǎn)生一定的影響作用;第二，基礎性購買意愿對商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展具有顯著抑制作用，而發(fā)展性購買意愿則表現(xiàn)出較大的不穩(wěn)定性，保障性購買意愿的影響作用不顯著。因此，要進一步拓寬居民的收入來源，提升消費者購買能力，從而促進社會消費與商貿(mào)流通業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

參考文獻：

1.宋則，王雪峰.商貿(mào)流通業(yè)增進消費的政策研究[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2010（11）

2.王浩，熊曦.民族地區(qū)商貿(mào)流通業(yè)與居民消費能力協(xié)同發(fā)展的影響因素實證研究[J].云南民族大學學報（哲學社會科學版），2015（6）

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