我国流通产业发展的周期性波动特征研究

■ 王燕铭（云南经济管理学院 昆明 650106）

我国流通产业发展的周期性波动特征研究

■ 王燕铭（云南经济管理学院 昆明 650106）

流通业作为支撑国民经济发展的战略性产业，研究其变化特征具有重要意义。本文定量研究了我国流通业的周期性波动特征，认为我国流通业总体上存在较为规则的周期性波动特征，而且这种波动已逐步由高位势向中位势扭转，波动强度也逐步由强烈型向平缓型转变。

流通产业 周期性 波动

引言

由新经济增长理论可知，任何经济体都存在经济周期，在一个周期内也都具有一定的波动特征。纵观目前国内学术研究发现，大部分学者研究的是我国宏观经济的周期性波动特征，如姚敏、周潮（2013）根据GDP增长动态，研究了我国经济周期波动的特征，并分析了产生这种特征的影响因素；丁志帆（2014）通过滤波方法，研究了我国宏观经济周期性波动的特征，同时分析了这种特征的形成机制。宏观经济的波动趋势仅仅代表了一个整体的经济运行情况，其内部细分经济体系的波动特征可能存在差异。而流通经济作为宏观经济的重要组成部分，它的波动将对宏观经济发展带来重要影响。但是，对我国流通业周期性波动特征的研究较为罕见。本文针对改革开放以来我国流通经济的运行特征，研究我国流通业的周期性波动特征，以期把握我国流通业的运行规律，以弥补学术界的这一研究缺陷，也为我国流通业发展的政策制定提供有益的借鉴作用。

对于经济体的周期性波动特征，采用不同的研究视角、选取不同的研究指标，得到的周期性波动结论也可能不尽相同，但对于诸如流通经济波动周期有多长，或者在整个波动周期中包含多少个次波动周期这些统计性问题并不是本文关心的，本文探讨流通业周期性波动特征的目的在于剖析我国流通产业的波动特点。为此，本文主要以我国流通业周期性波动程度的变化、周期性波动的波长不规则特征等问题为视角进行研究。

我国流通业周期性波动的统计学初步检验

为了检验我国流通业是否存在周期性波动，首先给出了1978年至2012年我国流通业增加值增长率的变化趋势图，具体如图1所示。其中，为了与统计数据相对应，这里流通业增加值采用交通运输、仓储和邮政业增加值、批发和零售业增加值、住宿和餐饮业增加值三者之和表示。

由图1可知，1978年以来我国流通业的增加值增长率经历了由剧烈波动转为稳定提升的时期。于是，初步判定我国流通业存在一定的周期性波动特征。但是，我国流通业的这种周期性波动特征是否在统计意义上是显著的，周期性波动特征是否剧烈，还需要通过一系列定量方法加以验证。

借鉴国内外学者的一些做法，对我国流通业增加值增长率的序列进行随机性检验，以检验序列波动的转折点是否是随机的。如果我国流通业增加值增长率的序列是随机变动的，且转折点数量过多，则表明我国流通业增加值增长率的变化过于频繁且不稳定，因此没有周期性波动特征可循。但如果转折点数量较少，则表明我国流通业增加值增长率的变化是存在规律性的，即验证了我国流通业存在较显著的周期性波动特征。

为此，定义随机转折点数的期望值与标准差的计算式如下：

其中，μp为期望，σp为标准差，n为时间序列数，p为转折点数。于是，转折点数的标准化值可表示为：

计算可得，μp=22.667>p=16，σp=-2.704，|σp|>1.96，因此，在5%水平显著，即认为我国流通业增加值增长率的序列可能具有周期性波动特征。

我国流通业周期性波动特征的定量分析

（一）我国流通业经济波动的长周期特征

与大部分研究相似，这里采用剩余法分析我国流通业经济波动的长周期特征，首先通过一定方法剔除流通业增加值变量中的趋势变动和季节变动项，然后考虑仅含有周期性变动和随机性变动的剩余序列，根据该序列的变化特征来分析我国流通业经济波动的长周期特征。但是，本文选用的是年度的流通产业增加值增长率序列，因此不具有季节性变动特征，因此只需在原序列基础上剔除趋势项即可。

观察1978年以来我国流通业增加值的变化趋势可知，并通过回归拟合程度比较，选择了具有五次函数的形式，通过最小二乘估计，对我国流通业增加值增长率的序列进行数据拟合，结果如表1所示。

根据表1结果，可计算得到我国流通业增加值变化的时间序列趋势值y*t。通过加法模型，可剔除时间序列趋势项，得到新的序列lyt，即为流通业波动的长周期，结果如图2所示。

由图2可知，1978年以来，我国流通业存在两个从波峰到波峰的长周期。第一个是从1978年至1996年周期为18年的长周期，其中收缩期为1978年至1990年共12年，增长期为1990年至1996年共6年。第二个是从1996年至2011年周期为15年的长周期。其中，收缩期为1996年至2005年共9年，增长期为2005年至2011年共6年。第二个长周期虽然比第一长周期短，但是在波动剧烈性上明显高于第一个长周期。此外，还存在一个从2011年至2013年的不完整长周期，且处于收缩阶段。

（二）我国流通业经济波动的短周期特征

流通业经济波动短周期的测算较为简单，只需采用环比法，将本年度流通业增加值的水平值与上一年度流通业增加值的水平值直接比较，即可剔除时间趋势项的干扰，从而得到反映流通业波动的短周期特征。具体计算方法如下：

其中，syt为在t时期的增长速度值，yt为t年流通业的增加值。根据式（4），即可得到流通业波动的短周期曲线，如图3所示。

由图3可知，1978年以来，我国流通业存在8个从波谷到波谷的短周期，分别为：1978年至1982年、1982年至1986年、1986年至1990年、1990年至1993年、1993年至1999年、1999年至2003年、2003年至2009年、2009年至2013年。1978-2013年我国流通业波动的8个短周期的长度基本为4年左右，平均短周期长度为4.375年。另外，在大部分短周期中，收缩期和增长期的时间跨度都较为接近。

我国流通业周期性波动特征的进一步分析

根据以上对我国流通业周期性波动指标的结果可知，以我国流通业增加值为主要经济指标的流通经济总体上具有上升型的周期性波动特征。其中，我国流通业的变化周期最为显著的是长周期，其周期长度达到15-18年，这与国内一些学者对我国宏观经济的周期性波动特征的研究结果非常相似。由此可见，我国流通经济增长与宏观经济增长的关联性较高，进一步表明流通产业在我国国民经济中具有举足轻重的地位，它作为先导性产业和战略性产业当之无愧。基于以上分析，可将我国流通业的周期性波动特征归纳如下：

我国流通业的周期性波动总体上较为规则。从1978年至2013年，我国流通业发展一共经历了8个短周期，每个短周期的平均长度约为4.375年，其中最长的短周期为6年，最短的短周期为3年。由于我国流通业波动的周期长度较为规则，因此我国流通产业在发展过程中的变化态势是比较稳定的，即流通经济保持了较为平稳地波动性增长。在此前提下，可以对我国流通经济未来短期内的发展态势进行预测，从而制定支持我国流通业发展的相关政策。

我国流通业的周期性波动从高位势逐步向中位势扭转。从1978年至2012年，我国流通业增加值的增长率平均值为17.1%，因此总体上我国流通业增加值呈现高位势增长的态势。但从局部时期来看，我国流通业的8个短周期各自的平均位势总体上存在逐步较小的特征。在第二个短周期，我国流通业增加值增长率的平均值为35.41%，但到第六个短周期，我国流通业增加值增长率的平均值仅为11.05%。由此可见，我国流通经济快速发展的势头有所平缓。结合我国流通业的发展现状，该结果也从侧面说明了我国流通业已逐步走向成熟，增长速度逐步趋于稳定。

我国流通业周期性波动的强度呈现由强烈型逐步向平缓型转变的特征。由图3可知，在我国流通业波动的8个短周期当中，前面几个短周期的波幅相对较大，尤其是第二、三个短周期，波谷与波峰的最高幅度分别达到了75.56%和28.57%。1978年至2012年我国流通业波动的8个短周期波谷与波峰的最高幅度的平均值也达到了25.8%，属于强波动特征。表明改革开放以来，我国流通经济的发展是比较不均衡的，局部存在强烈波动的特征。但是，从8个短周期波幅的变化趋势来看，我国流通业波动的波幅总体上呈现了弱化趋势。到了第六个短周期，流通业波动的波谷与波峰的最高幅度已降为3.39%，比第二个短周期的波幅低72.17个百分点。

结论

综上所述，我国流通业总体上存在较为规则的周期性波动特征，而且周期性波动已逐步从高位势向中位势扭转，波动强度也逐步由强烈型向平缓型转变。因此，我国流通业的发展总体上是比较稳定的，在发展阶段中是存在局部的剧烈波动现象，但总体上流通业波动也不断趋于稳定。在今后我国流通业改革过程中，政府要充分重视流通业的周期性波动特征，不断挖掘产生周期性波动特征的内生和外生因素，从而出台有益政策对其加以缓解，培育一种流通产业稳定增长的新机制。

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