蔣玉霞

內(nèi)容摘要：流通業(yè)承擔(dān)著盤(pán)活我國(guó)商品市場(chǎng)的重任，流通業(yè)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)的交叉協(xié)同發(fā)展，對(duì)我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)運(yùn)行起著至關(guān)重要的作用。在我國(guó)外貿(mào)發(fā)展遭遇瓶頸，內(nèi)需消費(fèi)能力尚在發(fā)展的環(huán)境下，通過(guò)流通業(yè)的發(fā)展，能夠完善我國(guó)商品流通渠道，釋放內(nèi)需，刺激消費(fèi)，實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的合理轉(zhuǎn)型。本文根據(jù)我國(guó)關(guān)于城鎮(zhèn)、農(nóng)村的消費(fèi)與流通業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，利用狀態(tài)空間模型進(jìn)行實(shí)證分析，來(lái)探索流通業(yè)增長(zhǎng)對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的相關(guān)影響。

關(guān)鍵詞：流通業(yè) 消費(fèi) 狀態(tài)空間模型

中圖分類號(hào)：F724 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究方面，首先明確了流通業(yè)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)方面的調(diào)整作用十分明顯（宋則等，2010）。在促進(jìn)第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展、優(yōu)化第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提升第三產(chǎn)業(yè)效率上，現(xiàn)代物流服務(wù)業(yè)能夠?yàn)檎麄€(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)帶來(lái)巨大效益（王曉東等，2010）。有些學(xué)者通過(guò)對(duì)我國(guó)改革前沿帶的沿海城市進(jìn)行實(shí)證研究，驗(yàn)證了流通業(yè)對(duì)于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和城市化進(jìn)程起到的促進(jìn)作用（左峰，2010；陳阿興等，2007）。從一些地區(qū)發(fā)展的經(jīng)驗(yàn)總結(jié)來(lái)看，商貿(mào)流通業(yè)的高效運(yùn)作不僅具有調(diào)節(jié)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和節(jié)約社會(huì)成本的作用，還能夠引導(dǎo)和帶動(dòng)工業(yè)企業(yè)的發(fā)展，并對(duì)地區(qū)就業(yè)、環(huán)境改善等社會(huì)問(wèn)題起到正向作用（王德章等，2006）。在實(shí)證方面，有學(xué)者通過(guò)建立模型來(lái)分析流通業(yè)對(duì)城市經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)，在其結(jié)論中，認(rèn)為流通業(yè)發(fā)展水平的提高，帶來(lái)的是城市GDP、消費(fèi)、就業(yè)等綜合問(wèn)題的幾何增長(zhǎng)（宋則等，2002）。也有學(xué)者通過(guò)反向思維進(jìn)行實(shí)證，從廣東省一些城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展后勁不足的現(xiàn)象倒推流通業(yè)在當(dāng)?shù)氐陌l(fā)展情況，其結(jié)果驗(yàn)證了地方由于對(duì)流通業(yè)的發(fā)展相對(duì)工業(yè)重視程度較弱導(dǎo)致了地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緩慢的問(wèn)題（宋則，2006）。王?。?011）利用數(shù)據(jù)模型，通過(guò)分析我國(guó)各省份的制造業(yè)與流通業(yè)發(fā)展水平證實(shí)了流通業(yè)同制造業(yè)交叉協(xié)同發(fā)展的關(guān)系。

模型建立與變量、數(shù)據(jù)選取

（一）模型的選擇

由于流通業(yè)的增長(zhǎng)水平與消費(fèi)經(jīng)濟(jì)并不能完全處于同一時(shí)間點(diǎn)內(nèi)，因此為了確定流通業(yè)增長(zhǎng)對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的整體影響，在本文中將采用狀態(tài)空間模型（State Space Model）對(duì)該影響進(jìn)行實(shí)證。狀態(tài)空間模型一般情況下多用于非平穩(wěn)時(shí)間序列的狀態(tài)空間預(yù)測(cè)，其優(yōu)點(diǎn)有兩個(gè)方面，一是不可觀測(cè)變量的并入，使得其同可觀測(cè)的模型共同進(jìn)行估計(jì)；二是利用Kalman濾波來(lái)進(jìn)行預(yù)測(cè)分析，其結(jié)果較常見(jiàn)的時(shí)間序列分析模型更為精確。

狀態(tài)空間模型分為：

在方程中，t=1，2，…，T，yt代表k個(gè)變量的k×1維可觀向量，at是不可觀測(cè)的狀態(tài)向量。Zt是k×m的矩陣，dt是k×1向量，Tt是m×m矩陣，ct是m×1向量，Rt是m×g矩陣，T是樣本長(zhǎng)度。εt是k×1向量，ηt是g×1向量，兩者為誤差向量且不互相關(guān)。依照該模型原理，兩個(gè)誤差向量有如下關(guān)系：

根據(jù)流通業(yè)增長(zhǎng)對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)影響的特點(diǎn)，由方程（1）擴(kuò)展變形為：

式（3）中，βt表示隨時(shí)間變化的變系數(shù)向量，Zt是固定系數(shù)的變量集合，γ 是固定參數(shù)向量，xt是yt的解釋向量集合。式（4）中，是假設(shè)βt服從帶有常數(shù)項(xiàng)的AR（1）形式，εt、ηt是隨機(jī)誤差項(xiàng)，服從均值為0、方差為σ2 、協(xié)方差為Q的正態(tài)分布：

（二）變量的選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

由于我國(guó)城鄉(xiāng)二元化的發(fā)展，所以在變量的選擇上將區(qū)分為城鎮(zhèn)流通業(yè)發(fā)展對(duì)消費(fèi)的影響和農(nóng)村流通業(yè)發(fā)展對(duì)消費(fèi)的影響兩個(gè)方面來(lái)分別進(jìn)行具體研究。本文的數(shù)據(jù)選自我國(guó)1997-2014年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)支出、社會(huì)總消費(fèi)額、流通業(yè)從業(yè)人數(shù)與投資總量、人均可支配收入以及消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等。變量的選擇如下：

1.被解釋變量。參照我國(guó)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，將城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)支出作為消費(fèi)水平的被解釋變量指標(biāo)。

2.解釋變量。解釋變量除了在選擇社會(huì)消費(fèi)品零售總額作為流通業(yè)發(fā)展水平的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)之外，還加入了流通業(yè)從業(yè)人數(shù)與流通業(yè)投資總量這兩者來(lái)共同體現(xiàn)流通業(yè)的發(fā)展程度，因?yàn)閱渭兊纳鐣?huì)消費(fèi)品總額只能體現(xiàn)出消費(fèi)規(guī)模，不能體現(xiàn)流通業(yè)作為一項(xiàng)產(chǎn)業(yè)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要性，通過(guò)加入流通業(yè)的發(fā)展規(guī)模和發(fā)展環(huán)境，一定程度上能夠較為綜合地體現(xiàn)流通業(yè)隨著時(shí)間發(fā)展在社會(huì)商品流通過(guò)程中展現(xiàn)出的價(jià)值和貢獻(xiàn)。由于城鎮(zhèn)的消費(fèi)品零售額總量要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于農(nóng)村，所以在指標(biāo)選擇上將直接選用社會(huì)消費(fèi)品總額作為選取數(shù)據(jù)，而農(nóng)村將以縣制為單位來(lái)表示消費(fèi)品的零售總額。

在選取流通業(yè)從業(yè)人數(shù)與流通業(yè)投資總額這兩個(gè)變量前，受到《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的數(shù)據(jù)提取限制，因此只能將商品批發(fā)零售業(yè)與住宿餐飲的共同數(shù)據(jù)作為整個(gè)流通業(yè)從業(yè)人數(shù)與流通業(yè)投資總額的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算。

3.控制變量。收入水平作為整個(gè)模型驗(yàn)證我國(guó)流通業(yè)對(duì)消費(fèi)影響的基本因素，本文分別選取城鄉(xiāng)居民人均可支配收入作為關(guān)鍵的控制變量（見(jiàn)表1）。

在消費(fèi)水平上分別選取城鄉(xiāng)居民的人均消費(fèi)支出作為控制變量，但受到我國(guó)較高的通貨膨脹影響，數(shù)據(jù)的選取有可能造成相應(yīng)計(jì)算過(guò)程的偏差，因此，在計(jì)算之前應(yīng)對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)支出作出一定的調(diào)整，以便更加接近于合理水平。同時(shí)，如社會(huì)總消費(fèi)額、流通業(yè)從業(yè)人數(shù)與投資總量、人均可支配收入以及消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等數(shù)據(jù)，也如同城鄉(xiāng)居民的人均消費(fèi)支出一樣進(jìn)行微調(diào)，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出將根據(jù)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的增幅進(jìn)行調(diào)減，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出同樣依照居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的增幅進(jìn)行調(diào)減，但由于城鄉(xiāng)流通業(yè)投資總額缺乏相應(yīng)價(jià)格指數(shù)指標(biāo)，故只能依照城鄉(xiāng)流通業(yè)投資指數(shù)的增幅進(jìn)行調(diào)減。

流通業(yè)增長(zhǎng)對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)影響實(shí)證分析

（一）模型的使用

依照前文提供的模型公式，這里將相關(guān)指標(biāo)代入狀態(tài)空間理論模型，得到下列公式：

式（6）中，t表示時(shí)間，CONt表示在第t年的人均消費(fèi)支出，SALt表示社會(huì)在第t年的社會(huì)零售總額，Lt表示在第t年的流通業(yè)從業(yè)人數(shù)，Kt表示第t年的流通業(yè)投資總額，INCt表示第t年的人均可支配收入，β為固定參數(shù)，α1，t，α2，t，α3，t 為時(shí)變參數(shù)，η1，t，η2，t，η3，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

流通業(yè)增長(zhǎng)對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)影響（見(jiàn)圖1-圖6）。

（二）城鎮(zhèn)居民實(shí)證結(jié)果分析

流通業(yè)增長(zhǎng)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)影響（見(jiàn)圖1-圖3）。

根據(jù)表1中提供的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證結(jié)果計(jì)算后，采用Kalman濾波對(duì)城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)計(jì)算檢驗(yàn)的結(jié)果如下：

α1，t，α2，t，α3，t最終的狀態(tài)估值分別為：0.032，0.040，0.069，從模型回歸結(jié)果可得，流通業(yè)發(fā)展的各變量對(duì)于城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)均有著較為顯著的影響，圖1、圖2、圖3分別顯示了式（7）中α1，t，α2，t，α3，t 的彈性系數(shù)，能較為詳細(xì)地說(shuō)明流通業(yè)發(fā)展各變量對(duì)于居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)影響；城鎮(zhèn)居民人均可支配收入系數(shù)為0.886，在1%水平上顯著，可以看作當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長(zhǎng)0.886%，相對(duì)的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總支出將增加1%，這與文獻(xiàn)綜述中關(guān)于人均收入水平提高與消費(fèi)影響計(jì)算的結(jié)果大致相符。

從圖1可以看出，1997到2014年的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平彈性系數(shù)在1997-1998年間先呈現(xiàn)大幅度的上升，在1999年后出現(xiàn)下降，在2005年后保持平穩(wěn)并一直延續(xù)至今，呈現(xiàn)微幅增長(zhǎng)，其原因是我國(guó)在各省進(jìn)行國(guó)有企業(yè)改革，并恰逢外貿(mào)行業(yè)正蓬勃發(fā)展，使得我國(guó)人均消費(fèi)水平大幅提升，而1998至1999年前后正值亞洲金融危機(jī)爆發(fā)，并波及我國(guó)，終止了我國(guó)消費(fèi)市場(chǎng)增長(zhǎng)的勢(shì)頭。2001至2004年，我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平彈性系數(shù)小幅震蕩的原因可以歸結(jié)于我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)重心改變所導(dǎo)致，而2004年以后，我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整完畢，經(jīng)濟(jì)體系趨于穩(wěn)定，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)市場(chǎng)基本形成。

從圖2可以看出，我國(guó)城鎮(zhèn)流通業(yè)就業(yè)人數(shù)總體呈現(xiàn)階段式上升，一定程度說(shuō)明了我國(guó)流通業(yè)的發(fā)展始終保持增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，這基本驗(yàn)證了我國(guó)在“十五”期間“提高供給能力和水平”和“十一五”期間“加快發(fā)展服務(wù)業(yè)”已經(jīng)實(shí)現(xiàn)的發(fā)展目標(biāo)，體現(xiàn)了流通業(yè)整體的蓬勃發(fā)展。在2000年后，我國(guó)大力開(kāi)展基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)工作，打造了流通業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)?；诖耍魍I(yè)在我國(guó)發(fā)展逐漸加快，進(jìn)而豐富了消費(fèi)端市場(chǎng)產(chǎn)品的供應(yīng)，為我國(guó)消費(fèi)市場(chǎng)的不斷成熟作出了貢獻(xiàn)。

從圖3可以看出，我國(guó)城鎮(zhèn)流通業(yè)投資總額在1997至2000年一直處于停滯狀態(tài)，這與2000年以前，我國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)薄弱、商品流通較為緩慢、政府在流通業(yè)的發(fā)展中沒(méi)有給予足夠的重視和投入有著密切的關(guān)系，而隨著2000年后的基礎(chǔ)設(shè)施的大力建設(shè)，流通業(yè)發(fā)展的障礙已經(jīng)不復(fù)存在，加之地方政府相關(guān)政策的鼓勵(lì)與刺激，流通業(yè)的投入力度前所未有。而2004年后，隨著流通業(yè)市場(chǎng)的逐漸飽和，產(chǎn)業(yè)資本開(kāi)始向現(xiàn)代物流業(yè)聚集，基礎(chǔ)流通業(yè)的投資又開(kāi)始逐漸減少，因此造成了圖中流通業(yè)在2004年后的平穩(wěn)走勢(shì)。

（三）農(nóng)村居民實(shí)證結(jié)果分析

流通業(yè)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)影響（見(jiàn)圖4-圖6）。

α1，t，α2，t，α3，t的最終的狀態(tài)估值分別為：0.289，0.037，0.058，從模型回歸結(jié)果可得，流通業(yè)發(fā)展的各變量對(duì)于農(nóng)村居民的消費(fèi)同樣有著較為顯著的影響，圖4、圖5、圖6分別顯示了式（8）中α1，t，α2，t，α3，t的彈性系數(shù)，能較為詳細(xì)地說(shuō)明流通業(yè)發(fā)展各變量對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)影響；農(nóng)村居民人均可支配收入系數(shù)為0.721，在1%水平上顯著，可以看作當(dāng)農(nóng)村居民人均可支配收入增長(zhǎng)0.721%，相對(duì)的農(nóng)村居民消費(fèi)總支出將增加1%。

從圖4可以看出，1997到2014年的農(nóng)村居民消費(fèi)水平彈性系數(shù)在1997-1998年間先呈現(xiàn)大幅度的上升，在1999年后出現(xiàn)下降，在2002年又迎來(lái)一波高峰，在2005年下滑后保持平穩(wěn)并一直延續(xù)至今，呈現(xiàn)微幅下滑，其大體與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)過(guò)程保持一致。而與城鎮(zhèn)居民不同的是，我國(guó)農(nóng)民在2002年前后開(kāi)始大規(guī)模出現(xiàn)進(jìn)城打工的情況，在城市打工獲得的大額額外收入極大地刺激了近3年農(nóng)村的消費(fèi)市場(chǎng)，而在2005年左右，隨著農(nóng)民進(jìn)城成為普遍現(xiàn)象，消費(fèi)彈性系數(shù)又開(kāi)始逐漸回落至正常水平。

從圖5可以看出，農(nóng)村流通業(yè)的從業(yè)人口對(duì)農(nóng)村消費(fèi)支出彈性系數(shù)的變化呈現(xiàn)先降后升又回歸0值的過(guò)程。在圖5中，農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民表現(xiàn)出較大的不同，在2002年至2004年農(nóng)村人口大規(guī)模進(jìn)城，出現(xiàn)打工潮，農(nóng)民工主要從事門(mén)檻要求較低、勞動(dòng)力需求缺口較大的部分流通業(yè)行業(yè)，而在2005年后隨著現(xiàn)代流通業(yè)的不斷發(fā)展，一部分農(nóng)民已經(jīng)無(wú)法適應(yīng)流通業(yè)的快速變化，轉(zhuǎn)而從事一些其他的勞動(dòng)密集型行業(yè)的工作，使得彈性系數(shù)變化回歸至1998左右的水平。

另外從圖6可以看出，在20世紀(jì)末，國(guó)家關(guān)于新農(nóng)村建設(shè)出臺(tái)了一些列農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面的政策，其中包括水電基礎(chǔ)建設(shè)、道路建設(shè)改造、鄉(xiāng)鎮(zhèn)配套、市場(chǎng)建設(shè)等，剛開(kāi)始，由于需要一定時(shí)間來(lái)消化改變農(nóng)村傳統(tǒng)的消費(fèi)習(xí)慣，從1998年后，彈性系數(shù)開(kāi)始增長(zhǎng)，一定的流通資源投入降低了農(nóng)民的消費(fèi)成本，提高了其消費(fèi)體驗(yàn)和預(yù)期，從而進(jìn)一步對(duì)農(nóng)民消費(fèi)增長(zhǎng)水平產(chǎn)生正向影響。

結(jié)論

本文按照時(shí)間順序，選取我國(guó)1997-2014年各項(xiàng)變量數(shù)據(jù)，采用狀態(tài)空間模型，對(duì)流通業(yè)增長(zhǎng)對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)影響分為城鄉(xiāng)兩部分分別進(jìn)行實(shí)證研究。

研究發(fā)現(xiàn)：第一，流通業(yè)增長(zhǎng)對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)影響具有顯著的時(shí)間性，這是由于我國(guó)尚處于社會(huì)主義初級(jí)階段，經(jīng)濟(jì)與社會(huì)的發(fā)展尚不完善所導(dǎo)致的變化。第二，流通業(yè)增長(zhǎng)對(duì)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)影響，無(wú)論城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，都具有較為顯著的正向影響。城鎮(zhèn)方面，人均可支配收入對(duì)于消費(fèi)的影響較農(nóng)村強(qiáng)烈，而農(nóng)村則對(duì)流通業(yè)的投資總量更為敏感。第三，由于消費(fèi)總量的巨大差距，農(nóng)村流通業(yè)增長(zhǎng)對(duì)整體消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)貢獻(xiàn)遠(yuǎn)不如城市，但正因?yàn)槿绱?，農(nóng)村端消費(fèi)市場(chǎng)相比于城市端的增長(zhǎng)有著更大的潛力，因此加快新農(nóng)村建設(shè)，完善農(nóng)村流通業(yè)發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)二元差距，是激發(fā)農(nóng)村消費(fèi)潛力的良好手段。

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8.王俊.流通業(yè)對(duì)制造業(yè)效率的影響[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2011（1）