流通业增长对消费经济的动态影响

蒋玉霞

内容摘要：流通业承担着盘活我国商品市场的重任，流通业与国民经济的交叉协同发展，对我国市场经济的平稳运行起着至关重要的作用。在我国外贸发展遭遇瓶颈，内需消费能力尚在发展的环境下，通过流通业的发展，能够完善我国商品流通渠道，释放内需，刺激消费，实现我国经济结构的合理转型。本文根据我国关于城镇、农村的消费与流通业统计数据，利用状态空间模型进行实证分析，来探索流通业增长对消费经济的相关影响。

关键词：流通业 消费 状态空间模型

中图分类号：F724 文献标识码：A

文献综述

国内学者的研究方面，首先明确了流通业在我国经济结构方面的调整作用十分明显（宋则等，2010）。在促进第一产业发展、优化第二产业结构、提升第三产业效率上，现代物流服务业能够为整个社会经济带来巨大效益（王晓东等，2010）。有些学者通过对我国改革前沿带的沿海城市进行实证研究，验证了流通业对于地区经济增长和城市化进程起到的促进作用（左峰，2010；陈阿兴等，2007）。从一些地区发展的经验总结来看，商贸流通业的高效运作不仅具有调节产业结构和节约社会成本的作用，还能够引导和带动工业企业的发展，并对地区就业、环境改善等社会问题起到正向作用（王德章等，2006）。在实证方面，有学者通过建立模型来分析流通业对城市经济的贡献，在其结论中，认为流通业发展水平的提高，带来的是城市GDP、消费、就业等综合问题的几何增长（宋则等，2002）。也有学者通过反向思维进行实证，从广东省一些城市经济发展后劲不足的现象倒推流通业在当地的发展情况，其结果验证了地方由于对流通业的发展相对工业重视程度较弱导致了地方经济增长缓慢的问题（宋则，2006）。王俊（2011）利用数据模型，通过分析我国各省份的制造业与流通业发展水平证实了流通业同制造业交叉协同发展的关系。

模型建立与变量、数据选取

（一）模型的选择

由于流通业的增长水平与消费经济并不能完全处于同一时间点内，因此为了确定流通业增长对消费经济的整体影响，在本文中将采用状态空间模型（State Space Model）对该影响进行实证。状态空间模型一般情况下多用于非平稳时间序列的状态空间预测，其优点有两个方面，一是不可观测变量的并入，使得其同可观测的模型共同进行估计；二是利用Kalman滤波来进行预测分析，其结果较常见的时间序列分析模型更为精确。

状态空间模型分为：

在方程中，t=1，2，…，T，yt代表k个变量的k×1维可观向量，at是不可观测的状态向量。Zt是k×m的矩阵，dt是k×1向量，Tt是m×m矩阵，ct是m×1向量，Rt是m×g矩阵，T是样本长度。εt是k×1向量，ηt是g×1向量，两者为误差向量且不互相关。依照该模型原理，两个误差向量有如下关系：

根据流通业增长对消费经济的动态影响的特点，由方程（1）扩展变形为：

式（3）中，βt表示随时间变化的变系数向量，Zt是固定系数的变量集合，γ 是固定参数向量，xt是yt的解释向量集合。式（4）中，是假设βt服从带有常数项的AR（1）形式，εt、ηt是随机误差项，服从均值为0、方差为σ2 、协方差为Q的正态分布：

（二）变量的选择与数据来源

由于我国城乡二元化的发展，所以在变量的选择上将区分为城镇流通业发展对消费的影响和农村流通业发展对消费的影响两个方面来分别进行具体研究。本文的数据选自我国1997-2014年的《中国统计年鉴》中的城乡居民人均消费支出、社会总消费额、流通业从业人数与投资总量、人均可支配收入以及消费价格指数等。变量的选择如下：

1.被解释变量。参照我国《中国统计年鉴》，将城乡居民人均消费支出作为消费水平的被解释变量指标。

2.解释变量。解释变量除了在选择社会消费品零售总额作为流通业发展水平的评价标准之外，还加入了流通业从业人数与流通业投资总量这两者来共同体现流通业的发展程度，因为单纯的社会消费品总额只能体现出消费规模，不能体现流通业作为一项产业在我国经济发展中的重要性，通过加入流通业的发展规模和发展环境，一定程度上能够较为综合地体现流通业随着时间发展在社会商品流通过程中展现出的价值和贡献。由于城镇的消费品零售额总量要远远高于农村，所以在指标选择上将直接选用社会消费品总额作为选取数据，而农村将以县制为单位来表示消费品的零售总额。

在选取流通业从业人数与流通业投资总额这两个变量前，受到《中国统计年鉴》中的数据提取限制，因此只能将商品批发零售业与住宿餐饮的共同数据作为整个流通业从业人数与流通业投资总额的数据进行计算。

3.控制变量。收入水平作为整个模型验证我国流通业对消费影响的基本因素，本文分别选取城乡居民人均可支配收入作为关键的控制变量（见表1）。

在消费水平上分别选取城乡居民的人均消费支出作为控制变量，但受到我国较高的通货膨胀影响，数据的选取有可能造成相应计算过程的偏差，因此，在计算之前应对我国城乡居民人均消费支出作出一定的调整，以便更加接近于合理水平。同时，如社会总消费额、流通业从业人数与投资总量、人均可支配收入以及消费价格指数等数据，也如同城乡居民的人均消费支出一样进行微调，城镇居民人均消费支出将根据居民消费价格指数的增幅进行调减，农村居民人均消费支出同样依照居民消费价格指数的增幅进行调减，但由于城乡流通业投资总额缺乏相应价格指数指标，故只能依照城乡流通业投资指数的增幅进行调减。

流通业增长对消费经济的动态影响实证分析

（一）模型的使用

依照前文提供的模型公式，这里将相关指标代入状态空间理论模型，得到下列公式：

式（6）中，t表示时间，CONt表示在第t年的人均消费支出，SALt表示社会在第t年的社会零售总额，Lt表示在第t年的流通业从业人数，Kt表示第t年的流通业投资总额，INCt表示第t年的人均可支配收入，β为固定参数，α1，t，α2，t，α3，t 为时变参数，η1，t，η2，t，η3，t为随机误差项。

流通业增长对城乡居民消费经济的动态影响（见图1-图6）。

（二）城镇居民实证结果分析

流通业增长对城镇居民消费经济的动态影响（见图1-图3）。

根据表1中提供的数据进行实证结果计算后，采用Kalman滤波对城镇数据计算检验的结果如下：

α1，t，α2，t，α3，t最终的状态估值分别为：0.032，0.040，0.069，从模型回归结果可得，流通业发展的各变量对于城镇居民的消费均有着较为显著的影响，图1、图2、图3分别显示了式（7）中α1，t，α2，t，α3，t 的弹性系数，能较为详细地说明流通业发展各变量对于居民消费的动态影响；城镇居民人均可支配收入系数为0.886，在1%水平上显著，可以看作当城镇居民人均可支配收入增长0.886%，相对的城镇居民消费总支出将增加1%，这与文献综述中关于人均收入水平提高与消费影响计算的结果大致相符。

从图1可以看出，1997到2014年的城镇居民消费水平弹性系数在1997-1998年间先呈现大幅度的上升，在1999年后出现下降，在2005年后保持平稳并一直延续至今，呈现微幅增长，其原因是我国在各省进行国有企业改革，并恰逢外贸行业正蓬勃发展，使得我国人均消费水平大幅提升，而1998至1999年前后正值亚洲金融危机爆发，并波及我国，终止了我国消费市场增长的势头。2001至2004年，我国城镇居民消费水平弹性系数小幅震荡的原因可以归结于我国产业结构重心改变所导致，而2004年以后，我国整体经济结构调整完毕，经济体系趋于稳定，城镇居民消费市场基本形成。

从图2可以看出，我国城镇流通业就业人数总体呈现阶段式上升，一定程度说明了我国流通业的发展始终保持增长态势，这基本验证了我国在“十五”期间“提高供给能力和水平”和“十一五”期间“加快发展服务业”已经实现的发展目标，体现了流通业整体的蓬勃发展。在2000年后，我国大力开展基础设施的建设工作，打造了流通业发展的基础。基于此，流通业在我国发展逐渐加快，进而丰富了消费端市场产品的供应，为我国消费市场的不断成熟作出了贡献。

从图3可以看出，我国城镇流通业投资总额在1997至2000年一直处于停滞状态，这与2000年以前，我国基础设施建设薄弱、商品流通较为缓慢、政府在流通业的发展中没有给予足够的重视和投入有着密切的关系，而随着2000年后的基础设施的大力建设，流通业发展的障碍已经不复存在，加之地方政府相关政策的鼓励与刺激，流通业的投入力度前所未有。而2004年后，随着流通业市场的逐渐饱和，产业资本开始向现代物流业聚集，基础流通业的投资又开始逐渐减少，因此造成了图中流通业在2004年后的平稳走势。

（三）农村居民实证结果分析

流通业增长对农村居民消费经济的动态影响（见图4-图6）。

α1，t，α2，t，α3，t的最终的状态估值分别为：0.289，0.037，0.058，从模型回归结果可得，流通业发展的各变量对于农村居民的消费同样有着较为显著的影响，图4、图5、图6分别显示了式（8）中α1，t，α2，t，α3，t的弹性系数，能较为详细地说明流通业发展各变量对于农村居民消费的动态影响；农村居民人均可支配收入系数为0.721，在1%水平上显著，可以看作当农村居民人均可支配收入增长0.721%，相对的农村居民消费总支出将增加1%。

从图4可以看出，1997到2014年的农村居民消费水平弹性系数在1997-1998年间先呈现大幅度的上升，在1999年后出现下降，在2002年又迎来一波高峰，在2005年下滑后保持平稳并一直延续至今，呈现微幅下滑，其大体与城镇居民消费过程保持一致。而与城镇居民不同的是，我国农民在2002年前后开始大规模出现进城打工的情况，在城市打工获得的大额额外收入极大地刺激了近3年农村的消费市场，而在2005年左右，随着农民进城成为普遍现象，消费弹性系数又开始逐渐回落至正常水平。

从图5可以看出，农村流通业的从业人口对农村消费支出弹性系数的变化呈现先降后升又回归0值的过程。在图5中，农村居民与城镇居民表现出较大的不同，在2002年至2004年农村人口大规模进城，出现打工潮，农民工主要从事门槛要求较低、劳动力需求缺口较大的部分流通业行业，而在2005年后随着现代流通业的不断发展，一部分农民已经无法适应流通业的快速变化，转而从事一些其他的劳动密集型行业的工作，使得弹性系数变化回归至1998左右的水平。

另外从图6可以看出，在20世纪末，国家关于新农村建设出台了一些列农村基础设施建设方面的政策，其中包括水电基础建设、道路建设改造、乡镇配套、市场建设等，刚开始，由于需要一定时间来消化改变农村传统的消费习惯，从1998年后，弹性系数开始增长，一定的流通资源投入降低了农民的消费成本，提高了其消费体验和预期，从而进一步对农民消费增长水平产生正向影响。

结论

本文按照时间顺序，选取我国1997-2014年各项变量数据，采用状态空间模型，对流通业增长对消费经济的动态影响分为城乡两部分分别进行实证研究。

研究发现：第一，流通业增长对消费经济的动态影响具有显著的时间性，这是由于我国尚处于社会主义初级阶段，经济与社会的发展尚不完善所导致的变化。第二，流通业增长对消费经济的动态影响，无论城镇还是农村，都具有较为显著的正向影响。城镇方面，人均可支配收入对于消费的影响较农村强烈，而农村则对流通业的投资总量更为敏感。第三，由于消费总量的巨大差距，农村流通业增长对整体消费经济的动态贡献远不如城市，但正因为如此，农村端消费市场相比于城市端的增长有着更大的潜力，因此加快新农村建设，完善农村流通业发展，缩小城乡二元差距，是激发农村消费潜力的良好手段。

参考文献：

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