陳睿峰，胡東東，劉成林，郭 洲，金健康

（西北大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，西安 710069）

寧夏流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長影響的實證研究

陳睿峰，胡東東，劉成林，郭 洲，金健康

（西北大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，西安 710069）

文章采用1992～2010年寧夏地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長水平的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過協(xié)整分析和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析實證了寧夏地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的長期平穩(wěn)關(guān)系與動態(tài)關(guān)系。實證結(jié)果表明：從長期來看，寧夏地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平對該地區(qū)經(jīng)濟的增長具有很強的促進作用。

寧夏；流通產(chǎn)業(yè)；經(jīng)濟增長；協(xié)整；脈沖響應(yīng)

0 引言

沒有強大的流通產(chǎn)業(yè)支撐，就成不了經(jīng)濟大國，更造就不了經(jīng)濟強國。流通產(chǎn)業(yè)決定了其它產(chǎn)業(yè)部類經(jīng)濟活動的發(fā)展水平，對經(jīng)濟增長具有重要戰(zhàn)略作用。

縱觀國外相關(guān)文獻，從學(xué)者們對流通產(chǎn)業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟增長影響的研究來看，在空間范圍、時間跨度的圈定、流通產(chǎn)業(yè)、經(jīng)濟增長測量指標(biāo)的選取以及計量方法的選擇上都存在差異，這種情況的存在說明對這一問題的研究和論證需要從多視角進行分析，以便更明確地揭示流通產(chǎn)業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻及其影響的內(nèi)在機理，但是，由于流通產(chǎn)業(yè)、經(jīng)濟增長兩者所含內(nèi)容的廣泛性、研究者知識的有限性以及我國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的差異性，既往的研究成果還遠(yuǎn)未完善。本文在前人研究的基礎(chǔ)上選擇寧夏地區(qū)進行研究，以進一步充實這方面的研究成果和為政府的相關(guān)決策提供一些依據(jù)。

1 實證研究方法、變量選擇與數(shù)據(jù)來源

1.1 實證研究方法選擇、介紹

1.1.1 時間序列的平穩(wěn)性檢驗

本文將運用Fuller、Dickey（1981）提出來的對殘差項序列相關(guān)性給予了考慮的ADF單位根檢驗的方法來對時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗，以達到避免研究模型中可能出現(xiàn)的“偽回歸”情況。檢驗的方程是：

方程式中，yt是模型中待檢驗的時間序列，α是常數(shù)項，Δ為一階差分運算的代表，T代表趨勢項，n是滯后期數(shù)，假若按照樣本計算得到的系數(shù)β通不過t檢驗，那么就應(yīng)該接受趨勢項系數(shù)是零的原假設(shè)條件，則不存在趨勢項情況，否則則表明時間序列具有某種趨勢變化情況。假若按照樣本計算得到的單位根的統(tǒng)計值δ0大于ADF的臨界值，則就應(yīng)該接受原來的假設(shè)條件H0:δ0=0，這說明變量yt服從隨機游走，是不平穩(wěn)的時間序列，否則，則應(yīng)拒絕原來的假設(shè)條件，說明變量yt是平穩(wěn)的時間序列。

1.1.2 協(xié)整分析

如果存在多個非平穩(wěn)經(jīng)濟變量時間序列的數(shù)據(jù)為同階單整的情況，就說明了各經(jīng)濟變量間有可能存在著協(xié)整的關(guān)系。Engle、Granger（1987）提出，如果多個不平穩(wěn)的變量之間具有協(xié)整性關(guān)系，則這些變量就可以一起合成一個平穩(wěn)的序列，那么該平穩(wěn)序列就應(yīng)該可以用來對原變量之間的均衡關(guān)系進行描述；當(dāng)且僅當(dāng)多個非平穩(wěn)變量彼此之間有協(xié)整性關(guān)系時，根據(jù)這些變量構(gòu)建的回歸模型才具有意義，即協(xié)整檢驗的方法可用來避免一些“偽回歸”的問題；具有該協(xié)整關(guān)系的不平穩(wěn)變量就可以用來構(gòu)建誤差修正模型。有兩種常用的方法可用于協(xié)整檢驗：一種是Engle-Granger兩步法協(xié)整檢驗，這種方法基于回歸殘差；另一種是Johansen協(xié)整檢驗，這種方法基于回歸系數(shù)的完全信息。采用Engle-Granger兩步法進行的協(xié)整檢驗常用于對兩個變量之間協(xié)整關(guān)系的檢驗，而多變量之間協(xié)整關(guān)系檢驗一般會運用Johansen協(xié)整檢驗的方法。

1.1.3 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)方法（impulse response function,IRF）是用來分析當(dāng)一個誤差項產(chǎn)生變化時，或者說當(dāng)模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)產(chǎn)生的動態(tài)影響。脈沖響應(yīng)函數(shù)可以直觀地反映VAR模型所估計的數(shù)量關(guān)系，用來描述VAR模型里一個內(nèi)生變量的沖擊帶給其它變量的影響。由VAR模型可得到向量移動平均模型（VMA）如下：

其中，φp=(φp,ij)是系數(shù)矩陣，P=0,1,2...，則對 yi的脈沖引起 yi的響應(yīng)函數(shù)為φ0,ij，φ1,ij，φ2,ij……為了能從動態(tài)角度描述寧夏流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，將對其進行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

1.2 變量的選擇與數(shù)據(jù)來源

對寧夏經(jīng)濟增長水平的測度采用寧夏地區(qū)（即寧夏回族自治區(qū)）每年的國內(nèi)生產(chǎn)總值（單位：億元）來代表，該變量用Y來表示；對寧夏流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平采用兩個變量來衡量，一是商品的流通規(guī)模，用寧夏地區(qū)的社會消費品零售總額來代表（單位：億元），該變量用X1來表示；二是資本的流通規(guī)模，用寧夏地區(qū)的全社會固定資產(chǎn)投資額（單位：億元）來代表，該變量用X2來表示。因為我國的社會主義市場經(jīng)濟體制誕生于1992年，所以本文選用寧夏地區(qū)1992～2010年的數(shù)據(jù)進行分析。寧夏地區(qū)1992～2010年各年的國內(nèi)生產(chǎn)總值，社會消費品零售總額，全社會固定資產(chǎn)投資額的數(shù)據(jù)均來自1993～2011年《中國統(tǒng)計年鑒》，1995～2011年《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒》，1995～2004年《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》，1995、2002、2007年《寧夏統(tǒng)計年鑒》，其變化趨勢如圖1。

圖1 1992～2010年寧夏地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長水平變化趨勢圖

2 實證分析結(jié)果

2.1 ADF單位根檢驗

根據(jù)圖1可以看出，寧夏地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值、社會消費品零售總額以及全社會固定資產(chǎn)投資額存在逐年遞增趨勢。從圖1可以初步判斷：寧夏地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值（Y），社會消費品零售總額（X1），全社會固定資產(chǎn)投資額（X3）均為非平穩(wěn)時間序列。為了更準(zhǔn)確地對這三個時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性作出判斷，需要采用單位根方法（ADF檢驗）對其進行檢驗。在Eviews6.0中運用Augmented Dickey-Fuller方法完成，檢驗結(jié)果見表1。其中，C，T，Q分別代表截距項，趨勢項以及滯后的階數(shù)，Δ代表一階差分運算，Δ2代表二階差分運算。根據(jù)AIC和SC原則判斷滯后的階數(shù)Q，通過將各變量序列的ADF檢驗統(tǒng)計值跟5%的顯著水平臨界值進行比較后發(fā)現(xiàn)，序列Y，X1和X2均為非平穩(wěn)的時間序列，它們的一階差分ΔY，ΔX1，ΔX2也是非平穩(wěn)的時間序列，但是它們的二階差分Δ2Y，Δ2X1，Δ2X2都是平穩(wěn)的時間序列，由此判斷Y，X1和X2均為二階單整時間序列I(2)，符合協(xié)整分析的前提條件。

表1 各變量單位根檢驗

2.2 協(xié)整分析

各變量單位根檢驗結(jié)果表明，三個時間序列都是I(2)，符合建立協(xié)整方程的前提條件。接下來，將考察三個變量之間的協(xié)整關(guān)系。Engle和Grange提出采用兩步法來估計協(xié)整向量，運用此種方法得出的協(xié)整參數(shù)估計量具有強有效性與超一致性，但如果在樣本容量有限的情況下，此種方法得出的估計量是有偏差的，且樣本容量越小，往往偏差會越大。因此，為了避免Engle-Granger兩步法中參數(shù)估計的不足，所以在此選取多變量Johansen協(xié)整檢驗法對寧夏地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值（Y），社會消費品零售總額（X1），全社會固定資產(chǎn)投資額（X2）三個變量進行協(xié)整檢驗。Johansen協(xié)整檢驗的結(jié)果見表2。

表2 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗的結(jié)果，在5%臨界值的顯著水平上拒絕了協(xié)整向量秩為零的假設(shè)，說明在1992～2010年的樣本區(qū)間內(nèi)，時間序列Y，X1，X2三個變量之間存在著一個協(xié)整關(guān)系。通過回歸分析，得到協(xié)整方程為：

從模型的回歸結(jié)果來看，模型的擬合度很高，模型殘差的自相關(guān)不顯著。該協(xié)整方程表明在1992～2010年期間，Y，X1，X2這三個變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平所包含的商品流通規(guī)模和資本流通規(guī)模都對經(jīng)濟增長水平有著非常顯著的促進作用，說明寧夏地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對其經(jīng)濟增長有著重要的推動作用。

2.3 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

下面分別對流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平所含的兩個變量進行沖擊，得到關(guān)于寧夏地區(qū)經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。

圖2 商品流通對經(jīng)濟增長的沖擊

圖2表明，當(dāng)給寧夏地區(qū)的商品流通一個正向沖擊后，一開始對經(jīng)濟增長的影響是非常微弱的，但以后各期會穩(wěn)定增長，從總體上來看表現(xiàn)為長期的正向影響，且推動作用會越來越大。從圖3中可以看出，寧夏地區(qū)資本流通的變動對經(jīng)濟增長的響應(yīng)是同向的，雖然在前2期還基本沒有什么影響，但從第2期開始，其影響力在不斷加大，呈現(xiàn)出穩(wěn)定增長的態(tài)勢，說明寧夏地區(qū)資本的流通對經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用。通過脈沖分析也表明：寧夏地區(qū)資本流通對經(jīng)濟增長的影響顯著大于商品流通對經(jīng)濟增長的影響。

圖3 資本流通對經(jīng)濟增長的沖擊

3 結(jié)論與建議

研究表明：寧夏地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值，商品流通規(guī)模，資本流通規(guī)模三者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，寧夏地區(qū)的商品流通規(guī)模的擴大與資本流通規(guī)模的擴大均對寧夏地區(qū)經(jīng)濟的增長起著顯著的促進作用。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析表明：寧夏地區(qū)的商品流通受沖擊后，雖然一開始對經(jīng)濟增長的影響不是太大，但以后各期會穩(wěn)定增長，且推動作用會越來越大；寧夏地區(qū)資本流通的變動對經(jīng)濟增長的響應(yīng)也比較強烈，雖然在前2期影響不大，但隨后其影響力在不斷加大，呈現(xiàn)出企穩(wěn)增長的態(tài)勢，證明寧夏地區(qū)資本的流通對經(jīng)濟增長也具有顯著的促進作用。比較而言，寧夏地區(qū)資本流通對經(jīng)濟增長的影響要顯著大于商品流通對經(jīng)濟增長的影響。

因此，應(yīng)對寧夏地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展給予充分的重視，并采取一些強有力的措施推動其健康、快速發(fā)展，通過大力發(fā)展流通產(chǎn)業(yè)的方法提升寧夏地區(qū)國民經(jīng)濟發(fā)展的水平和質(zhì)量。具體而言，可采取以下措施：第一，應(yīng)加大流通領(lǐng)域的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，為流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供硬件支持；第二，要實施有力的流通產(chǎn)業(yè)扶持政策，積極鼓勵各方投資者的進入；第三，要進一步推動城鎮(zhèn)化的進程，在城鎮(zhèn)化與商品流通的互動中促進流通業(yè)的發(fā)展壯大；第四，要進一步推動流通產(chǎn)業(yè)在農(nóng)村的滲透和延伸，促進農(nóng)村市場的發(fā)展以及農(nóng)村與城鎮(zhèn)兩個市場的更好對接；第五，要進一步推動區(qū)內(nèi)外經(jīng)濟領(lǐng)域的交流與合作，拓展區(qū)內(nèi)外市場。第六，要進一步深化金融服務(wù)，為經(jīng)濟的發(fā)展提供充足的資金支持。

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F713；F062.9

A

1002-6487（2012）24-0150-03

國家自然科學(xué)基金資助項目（71273209）

陳睿峰（1976-）男，浙江義烏人，博士研究生，研究方向：國民經(jīng)濟學(xué)。

(責(zé)任編輯/易永生)