流通產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型創(chuàng)新與消費(fèi)升級關(guān)系實證檢驗

任方軍

內(nèi)容摘要：本文通過向量自回歸模型分析了流通產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新與消費(fèi)升級之間的關(guān)系。結(jié)果表明：流通產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新與居民消費(fèi)互為因果關(guān)系，流通產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新能夠促進(jìn)居民消費(fèi)升級，居民消費(fèi)的升級能夠推動流通產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新，其中流通產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新對居民消費(fèi)升級的影響更為明顯，這表明我國在今后的經(jīng)濟(jì)建設(shè)中需要更加重視流通產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新與居民消費(fèi)升級的協(xié)調(diào)發(fā)展。

關(guān)鍵詞：流通產(chǎn)業(yè)? ?轉(zhuǎn)型創(chuàng)新? ?消費(fèi)升級? ?向量自回歸模型

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，流通產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域中所起到的作用不斷突顯，“流通無用”、“流通從屬”等聲音逐漸被否定，“流通支柱”論則日益興起。流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平逐步成為了衡量一個國家現(xiàn)代服務(wù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展整體水平的重要指標(biāo)之一，促進(jìn)流通產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型創(chuàng)新，自然也成為了我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要任務(wù)之一。流通是產(chǎn)品從生產(chǎn)到消費(fèi)的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，從企業(yè)的發(fā)展而言，想要實現(xiàn)資本的增值，起到?jīng)Q定作用的是產(chǎn)品流通環(huán)節(jié)。因此，流通產(chǎn)業(yè)關(guān)系到我國消費(fèi)升級，關(guān)系到國計民生，關(guān)系到我國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。我國正處在社會主義市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵時期，在保持經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的同時，更要優(yōu)化市場環(huán)境和流通系統(tǒng)，因此研究流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對國民消費(fèi)水平的影響具有十分重要的意義。因此，本文在已有的研究基礎(chǔ)上，通過實證模型驗證了流通產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型創(chuàng)新與消費(fèi)升級的關(guān)系。

指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

流通產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新和消費(fèi)的升級是十分復(fù)雜的概念，要想充分了解流通產(chǎn)業(yè)與消費(fèi)之間的關(guān)系，就需要有充分的數(shù)據(jù)作為依據(jù)，因此要對指標(biāo)的選取要進(jìn)行詳細(xì)的說明。由于流通產(chǎn)業(yè)是一個十分復(fù)雜的行業(yè)，它涵蓋眾多類別，因此至今對流通產(chǎn)業(yè)的范疇也沒一個界定。鑒于流通產(chǎn)業(yè)的指標(biāo)選取難度較大，本文參考《中國流通創(chuàng)新前沿報告》中的體系，選取了批發(fā)零售業(yè)、餐飲住宿業(yè)和物流配送業(yè)作為數(shù)據(jù)研究的定量分析基礎(chǔ)，并在此基礎(chǔ)上對我國2005-2017年的“流通創(chuàng)新指數(shù)”（下文以CI作為表示）進(jìn)行研究。

對我國居民消費(fèi)升級指標(biāo)的選取也同樣有很大的爭議，至今也沒有達(dá)成共識。由于在選取居民消費(fèi)升級指標(biāo)時應(yīng)該避免與流通產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生關(guān)聯(lián)性，這一點(diǎn)就很困難。另外，選取衡量消費(fèi)升級水平的指標(biāo)不能片面，不能選取衡量消費(fèi)水平的指標(biāo)，這是由于消費(fèi)水平的選取還包括了人均消費(fèi)水平及居民可支配收入等，這些來形容居民消費(fèi)總量具有片面性。所以，對選取居民消費(fèi)升級的指標(biāo)要從內(nèi)涵和影響等多方面考慮。因此，本文選取的“消費(fèi)升級指數(shù)”（后文以CU作為代表）是根據(jù)2005 -2017年的全國居民的文化、娛樂、教育及服務(wù)方面的消費(fèi)占全國居民消費(fèi)總量的比例決定的，根據(jù)“流通創(chuàng)新指數(shù)”與“消費(fèi)升級指數(shù)”建立相應(yīng)的關(guān)系，并得出流通產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新對消費(fèi)升級的影響。

對數(shù)據(jù)指標(biāo)的選取應(yīng)該保證數(shù)據(jù)的一致性，年度數(shù)據(jù)也要保證數(shù)據(jù)的統(tǒng)一。因此，本文選取了2005 -2017年《中國統(tǒng)計年鑒》和CSMAR數(shù)據(jù)庫作為數(shù)據(jù)來源。此外，在選取的年限中可能存在數(shù)據(jù)的缺失，對于這樣的數(shù)據(jù)本文根據(jù)國家統(tǒng)計局的統(tǒng)一算法對其進(jìn)行推算。本文通過對“流通創(chuàng)新指數(shù)”和“消費(fèi)升級指數(shù)”建立相關(guān)模型，分析了兩者之間的關(guān)系，但是在建立模型過程中，有部分?jǐn)?shù)據(jù)會對分析結(jié)果產(chǎn)生干擾，對于這樣的數(shù)據(jù)本文也進(jìn)行了科學(xué)的調(diào)整以消除產(chǎn)生的不良影響。

表1為2005-2017年我國流通創(chuàng)新指數(shù)和消費(fèi)升級指數(shù)的數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)以1978年的消費(fèi)指數(shù)為基礎(chǔ)將每一年的價格換算成的實際值，通過換算成實際值可以消除一些不良影響。

模型構(gòu)建

表2為不同滯后期的信息準(zhǔn)則結(jié)果。由表2可以看出，LR似然比準(zhǔn)則、SBIC、FPE、AIC與HQIC準(zhǔn)則的滯后均為3階，這說明了建立的VAR模型的滯后期為3期。表3為流通創(chuàng)新指數(shù)與消費(fèi)升級指數(shù)的向量自回歸模型。由于本文建立的模型存在樣本容量較小的問題，所以本文通過了dfk和small命令對數(shù)據(jù)變量進(jìn)行分析，從而得到了估計3階向量回歸模型。得到估計向量的回歸模型后，要對該建立的模型進(jìn)行檢驗。

表4為殘差項的LM檢驗結(jié)果。由表4可知，殘差項的干擾項為白噪聲。除了驗證數(shù)據(jù)變量的擾動項外，本文進(jìn)一步驗證了數(shù)據(jù)變量中各階系數(shù)的聯(lián)合顯著性，如表5所示。由表5可知，從單一的方程來看，有的階系數(shù)顯著性不明顯，而通過三個方程整體來看，其各階系數(shù)均產(chǎn)生顯著性，并且其顯著性均在1%以下，這說明了該模型的回歸向量是穩(wěn)定的。

實證檢驗

表6為流通創(chuàng)新指數(shù)的單位根檢驗結(jié)果。由表6可知，流通創(chuàng)新指數(shù)變量DF統(tǒng)計值中test statistic值為-0.264，1% critical value的值為-3.423，并且-0.264>-3.423，其中P值為0.8936，這說明數(shù)據(jù)變量在1%上無法拒絕原假設(shè)，則表明流通創(chuàng)新指數(shù)變量不是平穩(wěn)變化的，需要對數(shù)據(jù)變量進(jìn)行修正。根據(jù)之前的分析結(jié)果可知，DF檢驗結(jié)果存在著擾動項，為了避免擾動項的干擾，本文運(yùn)用了ADF檢驗?zāi)軌虮苊馄涓蓴_。

表7為流通創(chuàng)新指數(shù)的3階單位根檢驗結(jié)果。首先計算其最大滯后階數(shù)為Pmax=[12×（T/100）1/4]，從中得到Pmax=8。在流通創(chuàng)新指數(shù)lnci中，令p=4、5、6、7、8，根據(jù)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，其滯后項的顯著性并不明顯，則令p=3，并對其結(jié)果進(jìn)行檢驗。由表7還可以看出，流通創(chuàng)新指數(shù)變量的ADF統(tǒng)計值Z（t）為-0.285，并且-0.285>-3.86，并且其滯后項顯著性明顯，這說明{lncit}的顯著性均在1%以下存在單位根，表明此為非平穩(wěn)過程。

表8為流通創(chuàng)新指數(shù)和消費(fèi)升級指數(shù)的單位根檢驗結(jié)果，由于根據(jù){lncit}單位根表明其變化為非穩(wěn)態(tài)，則需要進(jìn)行差分，表中一階差分為{Δlncit}，對其單位根檢驗表明其序列不是平穩(wěn)過渡，對其繼續(xù)進(jìn)行二階差分得到{Δ2lncit}，對其單位根檢驗其結(jié)果表明該序列為平穩(wěn)過渡，這就能夠說明流通創(chuàng)新指數(shù)變量為二階單整。

同理對消費(fèi)升級指數(shù)進(jìn)行ADF檢驗，其得到的結(jié)果與流通創(chuàng)新指數(shù)ADF檢驗結(jié)果相同，其{lnciu}和一階差分結(jié)果{Δlnciu}均為非穩(wěn)態(tài)，而二階差分{Δ2lncit}為穩(wěn)態(tài)。這說明消費(fèi)升級指數(shù)變量也為二階單整。

為了進(jìn)一步考察流通產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新和消費(fèi)升級之間的動態(tài)關(guān)系，本文引入了向量自回歸模型，表9為格蘭杰因果檢驗結(jié)果。由表9可知，X2為30.135，其對應(yīng)的P值為0。則認(rèn)為是流通創(chuàng)新指數(shù)d2lnci與消費(fèi)升級指數(shù)之間它們互為原因，表明了流通創(chuàng)新指數(shù)與消費(fèi)升級指數(shù)存在著相互影響。這說明了流通指數(shù)的變化能夠影響消費(fèi)升級指數(shù)，同樣消費(fèi)升級指數(shù)能夠促進(jìn)流通指數(shù)的變化。這也表明我國未來社會主義市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展要將流通產(chǎn)業(yè)與消費(fèi)升級相互協(xié)調(diào)發(fā)展。

通過以上的關(guān)于流通指數(shù)與消費(fèi)升級指數(shù)的數(shù)據(jù)分析和向量自回歸模型，能夠整理得到公式：

以上結(jié)果表明流通創(chuàng)新指數(shù)與消費(fèi)升級指數(shù)都成正向關(guān)系，流通創(chuàng)新指數(shù)與消費(fèi)升級指數(shù)是相互影響、相互促進(jìn)的。同時，根據(jù)格蘭杰因果檢驗結(jié)果也證實了兩者之間的關(guān)系是互為因果的。也就是說，對流通產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新能夠促進(jìn)居民消費(fèi)升級，居民消費(fèi)升級也推動了流通產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新，其中流通創(chuàng)業(yè)的創(chuàng)新對居民消費(fèi)升級的影響效果更為明顯。

結(jié)論與建議

研究表明：流通產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型創(chuàng)新與居民消費(fèi)升級互相影響，流通產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新能夠促進(jìn)居民消費(fèi)升級，居民消費(fèi)的升級能夠推動流通產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新，其中流通產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新對居民消費(fèi)升級的影響更為明顯。因此，我國更應(yīng)該重視流通產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用和居民消費(fèi)升級的推動作用。首先，我國政府應(yīng)該充分促進(jìn)流通產(chǎn)業(yè)在各個行業(yè)中的創(chuàng)新，不斷完善流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策，積極引導(dǎo)和鼓勵社會資金投入到流通產(chǎn)業(yè)中;促進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)與流通產(chǎn)業(yè)的相互結(jié)合，加快推進(jìn)我國流通產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的發(fā)展。其次，也要準(zhǔn)確把握居民消費(fèi)升級的趨勢，倡導(dǎo)居民建立健康科學(xué)的消費(fèi)觀，并不斷完善消費(fèi)者的權(quán)益制度。消費(fèi)升級是一個長期的過程，所以，刺激消費(fèi)政策不應(yīng)該只注重短期刺激，更應(yīng)該注重中長期的刺激。

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