陳鋒

內(nèi)容摘要：零售業(yè)是我國經(jīng)濟的重要組成部分，零售業(yè)與人民的生活密切相關(guān)，對社會的生產(chǎn)與消費具有一定引導作用。隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展和消費趨勢的變化，零售業(yè)發(fā)展也逐漸改變。文章對我國各區(qū)域的零售業(yè)以及零售業(yè)態(tài)的發(fā)展狀態(tài)進行了分析，總結(jié)了影響我國零售業(yè)發(fā)展的主要因素，并通過模型構(gòu)建來求證影響零售業(yè)發(fā)展的有效因素，以期為我國零售業(yè)的發(fā)展提供借鑒。

關(guān)鍵詞：零售業(yè)? ?影響因素? ?實證分析

我國零售業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀分析

零售業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展水平密切相關(guān)，根據(jù)世界各國的發(fā)展經(jīng)驗，當一國人均生產(chǎn)總值在800-2000美元時，連鎖超市是零售業(yè)主導業(yè)態(tài);而當人均生產(chǎn)總值到達2000-4000美元區(qū)間時，將促進專賣店、專業(yè)店、便利店等的發(fā)展;當人均國內(nèi)生產(chǎn)總值超過4000美元時，專業(yè)化的專賣店便成為了零售市場的主要業(yè)態(tài)。2017年我國人均GDP為8836美元，沿海地區(qū)的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值突破10000美元。由于我國東部、中部和西部的人均GDP存在差異，而國內(nèi)生產(chǎn)總值的發(fā)展水平與零售業(yè)發(fā)展密切相關(guān)，所以我國東部、中部、西部的零售業(yè)發(fā)展狀態(tài)并不相同。為此本文以法人企業(yè)數(shù)量、零售業(yè)從業(yè)人員數(shù)量、連鎖零售店數(shù)量、社會消費品零售總額、億元以上商品交易市場數(shù)量及營業(yè)面積來衡量一個區(qū)域內(nèi)的零售業(yè)發(fā)展狀況。為考慮數(shù)據(jù)來源的獲取以及研究的可行性，本文選取了我國東部、中部、西部地區(qū)具有代表性的省市作為考察對象。具體來說，我國東部地區(qū)的零售業(yè)發(fā)展狀況由上海代表，中部地區(qū)以安徽零售業(yè)發(fā)展來代表，西部地區(qū)則采取甘肅省的數(shù)據(jù)，最終這三個區(qū)域的零售業(yè)發(fā)展如表1、表2、表3所示。

由統(tǒng)計可以看出，在零售業(yè)法人企業(yè)單位數(shù)量上，上海地區(qū)的平均數(shù)為1516家，安徽地區(qū)為1785家，甘肅地區(qū)最少為495家;從年末的從業(yè)人數(shù)來看，上海人數(shù)第一為291073人次，安徽次之，其從業(yè)人數(shù)為157136人，甘肅地區(qū)從業(yè)人數(shù)最少為 41586人;三個地區(qū)連鎖零售企業(yè)門店的平均數(shù)量較大，上海地區(qū)為18073家，而安徽地區(qū)為8268家，不到上海地區(qū)的一半，甘肅地區(qū)最少為717家;在億元以上的商品交易市場攤位數(shù)量上，上海為71220個，安徽是89987個，甘肅為29825個;在億元以上的商品交易市場營業(yè)面積平均數(shù)上，上海為719萬平方米，安徽地區(qū)為824萬平方米，甘肅地區(qū)為189萬平方米;在社會消費品零售總額上，上海5905億元、安徽地區(qū)4347億元、甘肅地區(qū)為1454億元。由這些數(shù)據(jù)可知，我國零售業(yè)發(fā)展存在區(qū)域差異，總體來說，東部地區(qū)的零售業(yè)發(fā)展水平最高，中部次之，西部零售業(yè)發(fā)展水平最低。但值得注意的是，雖然上海地區(qū)的零售業(yè)發(fā)展水平已經(jīng)較高，但其每年幅增較小，而安徽省的零售業(yè)發(fā)展較為迅猛，各指標的漲幅較大。盡管甘肅省目前零售業(yè)的發(fā)展水平并不高，但這也意味著其未來發(fā)展?jié)摿^大。

影響零售業(yè)發(fā)展因素的實證分析

經(jīng)濟增長、城鎮(zhèn)化推進、人均可支配收入的提高、消費者需求的多元化、零售業(yè)市場競爭、物流的發(fā)展是影響零售業(yè)發(fā)展的主要因素。本文在樣本數(shù)據(jù)上，采取了GDP（國內(nèi)生產(chǎn)總值）、INCOME（城鎮(zhèn)居民人均可支配收入）、MAD（工業(yè)增加值 ）、TRAN（貨運量）、CONSOME（社會消費品零售總額 ）幾個方面的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)源于國家統(tǒng)計局2007—2013年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，各樣本數(shù)據(jù)具體如表4所示。

（一）數(shù)據(jù)的檢驗

在構(gòu)建回歸模型進行之前，需要對這些數(shù)據(jù)進行檢驗，以確定其有效性。

1.多重共線性檢驗。在多重共線性檢驗中，被解釋變量為CONSOME，解釋變量為GDP、MAD、 INCOME和TRAN，利用最小二乘回歸，其結(jié)果如表5所示。從以上結(jié)果來看，R的平方值為99.9%，調(diào)整R的平方也依然保持99.9%，這表明解釋變量能夠解釋被解釋變量的99.9%;F檢驗P的值為0.00，這表明解釋變量中依然有一個對解釋變量有一定影響;Income和tran的檢驗結(jié)果P值不通過5%，所以這兩個變量對被解釋變量的影響并不顯著，這與F檢驗的結(jié)果不符。各解釋變量可能存在多重共線性，通過系數(shù)矩陣進行分析，其結(jié)果如表6所示。

從表6的結(jié)果來看，其中大部分序列的系數(shù)超過了0.95，多重共線性情況較為嚴重，為此本文開始通過逐步回歸法來進行排除，其結(jié)果如表7-表10所示。在加入各個要素進行檢驗后，從上述結(jié)果可見加入GDP后，R平方的值最大，為0.99，所以可以選取GDP變量，將之再加入到其他三個變量中，其結(jié)果如表11所示。將城鎮(zhèn)居民可支配收入income變量加入其中，結(jié)果如表12所示。最后再加入TRAN變量，檢驗結(jié)果如表13所示。在表13的檢驗結(jié)果中，貨運量TRAN的p值大于0.05，影響并不顯著，所以可以將貨運量TRAN剔除。

2.異方差檢驗。經(jīng)過多重共線性檢驗以及一系列檢測，可將部分對零售影響不大的變量排除。為確保數(shù)據(jù)的可靠性，本文對所選取的變量進行異方差檢驗。具體來說，表14即異方差檢驗結(jié)果，從中可以看到F的p值是大于0.05，原假設(shè)被接受，異方差并不存在。

3.自相關(guān)檢驗。隨機誤差如果在期望值上存在一定相關(guān)項，那么隨機誤差項之間存在自相關(guān)性，本文對數(shù)據(jù)樣本進行了自相關(guān)檢驗，結(jié)果為表15，從中可知F檢驗的P值同樣也大于0.05，隨機誤差項之間并不存在自相關(guān)情況。

4.平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗。為確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，本文對所選取變量進行了平穩(wěn)性檢驗，本文將之分為1%水平、5%水平和10%水平，各變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果表16-表19所示。從以上平穩(wěn)性檢驗結(jié)果來看，四個要素的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果是同階和二階單整，所以可以繼續(xù)進行協(xié)整檢驗。盡管一些變量的數(shù)據(jù)可以通過差分獲得平穩(wěn)，但這一過程會損失解釋變量所包含的一部分信息，但如果數(shù)據(jù)不具備平穩(wěn)性，回歸模型所分析結(jié)果并不正確。為了解決這一問題，本文選擇進行協(xié)整檢驗，當一定的變量符合協(xié)整關(guān)系時，就能夠建立回歸模型，這樣既可以避免變量信息的損失，又可以解決回歸結(jié)果出現(xiàn)較大誤差的問題。為此本文進行了Johansen檢驗以獲取協(xié)整檢驗結(jié)果，其如表20所示。從表20可知，P值為0.0143，小于0.05，這表明本文所選取的解釋變量通過協(xié)整實驗，可以進行格蘭杰因果檢驗和歸回模型分析。

5.格蘭杰因果檢驗。盡管通過上述驗證，所選取變量間存在協(xié)整關(guān)系，能夠建立回歸模型，但這并不能明確各變量間的因果關(guān)系以及這種關(guān)系是單向還是雙向影響，為此本文又對變量進行格蘭杰因果檢驗。簡單來說，各變量的因果關(guān)系是表明變量間存在依賴關(guān)系，一個變量的變化能夠引起其他變量的變化，前者為原因的變量或解釋變量，后者為結(jié)果變量或被解釋變量。在經(jīng)濟學研究中，各要素間的因果關(guān)系是十分復(fù)雜的，要得出變量間的因果關(guān)系，需要進行理論的驗證，格蘭杰因果檢驗便是其中的一種的檢驗手段。本文也對所選取變量進行因果關(guān)系檢驗，其結(jié)果如表21所示。

從上述檢驗結(jié)果可知，各要素在5%水平上有顯著性，其中國民生產(chǎn)總值、工業(yè)增加值、城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入是原因變量，能夠引起被解釋變量的變化，而且這種影響是單向性的。

（二）回歸模型的構(gòu)建

經(jīng)過多項檢驗之后，本文將INCOME城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、MAD工業(yè)增加值、GDP國內(nèi)生產(chǎn)總值作為解釋變量，CONSOME（社會消費品零售總額）作為被解釋變量，建立多元回歸模型，并測定解釋變量對被解釋變量的影響程度，結(jié)果如表22所示。

從表22可以得出社會消費品零售總額與各解釋變量之間的回歸函數(shù)公式為：

由此可見，國民生產(chǎn)總值是社會消費品零售總額的格蘭杰原因，當前者每增加或減少1%，后者將相應(yīng)的向正向或負向產(chǎn)生0.83129個百分點的變動;在城鎮(zhèn)居民可支配收入上，這一解釋變量也成為被解釋變量CONSOME的格蘭杰原因，每當INCOME產(chǎn)生1%的變化，會引起被解釋變量向相同方向產(chǎn)生0.301122個百分點的變動;在工業(yè)增加值MAD上，它同樣和社會消費品零售總額存在因果關(guān)系，其每增加或減少1%，會帶來后者同方向1.185944個百分點的變動。

我國零售業(yè)態(tài)的發(fā)展趨勢

百貨業(yè)的發(fā)展方向。作為較早興起的一種零售業(yè)態(tài)，百貨業(yè)在我國已有非常漫長的發(fā)展歷史。但隨著其他零售業(yè)態(tài)的興起，我國百貨業(yè)的發(fā)展受到一定沖擊，尤其是網(wǎng)絡(luò)零售的出現(xiàn)，對之沖擊十分猛烈。為此，百貨業(yè)必須創(chuàng)新發(fā)展方式，向體驗式購物中心發(fā)展。體驗式購物中心具備休閑娛樂和社交的功能，其十分注重消費者的便利性，這不但能夠滿足當代消費者的服務(wù)需求，而且還可以為消費者提供舒適的購物環(huán)境。然而傳統(tǒng)百貨并不具備這些要素，因此亟需進行轉(zhuǎn)型。百貨業(yè)在經(jīng)營上除了要重視消費者體驗外，還要改變經(jīng)營策略，可通過與生產(chǎn)商進行博弈來降低采購成本，提升自身的獲利空間。同時，要想獲得供應(yīng)優(yōu)勢，百貨業(yè)還可以逐漸經(jīng)營自營品牌產(chǎn)品，這對增加經(jīng)營收入也有較大的推動作用。除此之外，百貨業(yè)要以顧客為中心，通過為顧客讓渡一定的價值，從而為之提供更加優(yōu)質(zhì)的服務(wù)。目前，我國的百貨商場以國際奢侈品牌為主要銷售商品，其涵蓋品牌服飾、護膚美妝品牌、金銀首飾貴重物品等，這些物品的銷售額在百貨商場的銷售總額中占比較高。隨著我國居民生活水平的提高，社會的消費結(jié)構(gòu)不斷改造升級，百貨業(yè)也將獲得新的發(fā)展空間，對此百貨業(yè)要抓住這一機遇擴大自身零售市場的占有率。

超市業(yè)的發(fā)展方向。超市作為一種零售業(yè)態(tài)，在我國已有著十分成熟的發(fā)展模式。隨著家樂福、沃爾瑪?shù)葒H連鎖超市的進入我國市場，其加劇了國內(nèi)超市行業(yè)的競爭。對此很多國內(nèi)品牌超市為了提升競爭力，紛紛采取并購重組、融資投資、擴大資金鏈等方式，擴大自身市場覆蓋范圍。在未來的零售業(yè)競爭中，超市的并購還將持續(xù)發(fā)展，這也意味著我國超市的品牌數(shù)量可能會有所下降，但其綜合能力和體量上將有所提升。我國超市業(yè)在經(jīng)營發(fā)展上，可向中西部地區(qū)進行發(fā)展，這主要是因為我國存在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不均衡的問題。由于經(jīng)濟較為發(fā)達的東部沿海地區(qū)，其超市市場已較為飽和，因此連鎖超市企業(yè)可考慮中、西部欠發(fā)達地區(qū)。隨著其我國整體經(jīng)濟發(fā)展水平的提升，未來中、西部地區(qū)將對超市這一消費場所有較大需求，同時中西部區(qū)域的未來的超市競爭也將更加激烈。此外，現(xiàn)階段民營資本和國外資本持續(xù)關(guān)注我國超市產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，其投資呈現(xiàn)小幅增長態(tài)勢。另外，值得注意的是，隨著我國城市化進程的加快，城市規(guī)劃將在一定程度上影響超市選址，市郊將成為更多大型超市的選址地。

專業(yè)店的發(fā)展方向。我國早在計劃經(jīng)濟時代就存在專業(yè)店這一零售業(yè)態(tài)。當時國內(nèi)物資匱乏，政府統(tǒng)籌各項物資的分配工作，按照計劃和指標劃配不同的物資，其包括食品、日用品等，出現(xiàn)了如布店、糧油店等專業(yè)零售店鋪。隨著時代發(fā)展，這類因物資匱乏而開設(shè)的專賣店已不復(fù)存在，但新興專賣店隨之出現(xiàn)，其最為常見的是家電類、建材類專賣店。我國家電行業(yè)市場競爭激烈，其經(jīng)過一系列兼并重組后，蘇寧易購、國美從中脫穎而出，成為家電行業(yè)巨頭。該類龍頭企業(yè)具有其他店鋪難以企及的規(guī)模優(yōu)勢和渠道優(yōu)勢，并在消費者心中形成一定的品牌印象，這提高了該行業(yè)的進入壁壘，使得其他電器企業(yè)難以與之形成競爭關(guān)系，電器市場空間被進一步擠壓。在未來發(fā)展中，蘇寧、國美這類行業(yè)龍頭企業(yè)勢必增加專業(yè)店數(shù)量，其通過兼并市場中的中小型企業(yè)，進一步擴大自身市場份額。而我國家居建材類專賣店的發(fā)展挑戰(zhàn)主要來自國外，越來越多的外資家居建材品牌進入國內(nèi)市場，我國家居建材類品牌企業(yè)發(fā)展受到擠壓。雖然我國大部分家居建材類企業(yè)在品牌、規(guī)模上較外資企業(yè)不具優(yōu)勢，但隨著城鎮(zhèn)化的推進，我國建材消費需求將有所提升，國內(nèi)建材品牌可進行下沉，擴大二、三線城市的建材市場占有率。與此同時，國內(nèi)建材品牌也要不斷提升自身的品質(zhì)，樹立品牌形象。

專賣店的發(fā)展方向。近幾年來，我國專賣店的營業(yè)面積和銷售額上都有所提升，但其增速逐漸放緩。在未來幾年，我國專賣店市場將趨于飽和，盡管其銷售額仍會有所增長，但是門店的數(shù)量會基本保持穩(wěn)定。專賣店在未來將會更加重視自主品牌的研發(fā)，并實現(xiàn)集生產(chǎn)與銷售一體化的服務(wù)，這減少了中間商鏈條，從而使得直銷成為專賣店的重要銷售形式。同時，隨著消費者更加注重服務(wù)的專業(yè)性和精準性，專賣店也將不斷提高其服務(wù)的專業(yè)水平。

便利店的發(fā)展方向。上世紀90年代，我國便利店在短期內(nèi)快速發(fā)展，其數(shù)量快速增長，但經(jīng)一段時間的暴增后，我國便利店數(shù)量趨近飽和，其銷售額增長緩慢，發(fā)展進入緩慢期。同時，由于便利店普遍盈利能力不高，為了獲得生存空間，其必須改變服務(wù)策略。我國傳統(tǒng)便利店大都開設(shè)在學校、醫(yī)院、小區(qū)附近，這些地方人流密集，消費人群對日常用品需求較多。但隨著超市的興起和增多，消費者更傾向于在商品品類更加齊全的超市消費。當前很多便利店已經(jīng)改變選址策略，將之開設(shè)在地鐵站出口、寫字樓等區(qū)域，以滿足上班族購物便利性需要。為了適應(yīng)現(xiàn)代生活，便利店的服務(wù)業(yè)將更加多元化，其逐漸拓展了手機費、水費、電費等繳納功能，從而滿足了城市居民多樣化的消費需要。便利店的另一個發(fā)展方向是與網(wǎng)絡(luò)結(jié)合，隨著網(wǎng)絡(luò)購物的普及，便利店可為消費者增設(shè)配送服務(wù)和代收業(yè)務(wù)，其還可通過發(fā)展自身售賣的網(wǎng)絡(luò)化，將線下經(jīng)營與線上經(jīng)營結(jié)合，從而提升自身銷售金額。

參考文獻：

1.李飛.中國營銷學史[M].經(jīng)濟科學出版社，2013

2.莊華強.零售業(yè)態(tài)演化規(guī)律的理論探討[J].商業(yè)經(jīng)濟與管理，2002（7）

3.葛金田，王靜.影響中國零售業(yè)態(tài)變遷的因素[J].卓越管理，2011（4）

4.劉向東.移動零售下的全渠道商業(yè)模式選擇[J].北京工商大學學報，2014（5）

5.武平.供給側(cè)改革背景下我國實體零售業(yè)的改革與創(chuàng)新[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2017（17）