流通業增長對消費經濟的動態影響—基于狀態空間模型

■ 蔣玉霞　副教授（山東管理學院工商學院　濟南　250100）

流通業增長對消費經濟的動態影響—基于狀態空間模型

■ 蔣玉霞副教授（山東管理學院工商學院濟南250100）

流通業承擔著盤活我國商品市場的重任，流通業與國民經濟的交叉協同發展，對我國市場經濟的平穩運行起著至關重要的作用。在我國外貿發展遭遇瓶頸，內需消費能力尚在發展的環境下，通過流通業的發展，能夠完善我國商品流通渠道，釋放內需，刺激消費，實現我國經濟結構的合理轉型。本文根據我國關于城鎮、農村的消費與流通業統計數據，利用狀態空間模型進行實證分析，來探索流通業增長對消費經濟的相關影響。

流通業消費狀態空間模型

文獻綜述

國內學者的研究方面，首先明確了流通業在我國經濟結構方面的調整作用十分明顯（宋則等，2010）。在促進第一產業發展、優化第二產業結構、提升第三產業效率上，現代物流服務業能夠為整個社會經濟帶來巨大效益（王曉東等，2010）。有些學者通過對我國改革前沿帶的沿海城市進行實證研究，驗證了流通業對于地區經濟增長和城市化進程起到的促進作用（左峰，2010；陳阿興等，2007）。從一些地區發展的經驗總結來看，商貿流通業的高效運作不僅具有調節產業結構和節約社會成本的作用，還能夠引導和帶動工業企業的發展，并對地區就業、環境改善等社會問題起到正向作用（王德章等，2006）。在實證方面，有學者通過建立模型來分析流通業對城市經濟的貢獻，在其結論中，認為流通業發展水平的提高，帶來的是城市GDP、消費、就業等綜合問題的幾何增長（宋則等，2002）。也有學者通過反向思維進行實證，從廣東省一些城市經濟發展后勁不足的現象倒推流通業在當地的發展情況，其結果驗證了地方由于對流通業的發展相對工業重視程度較弱導致了地方經濟增長緩慢的問題（宋則，2006）。王?。?011）利用數據模型，通過分析我國各省份的制造業與流通業發展水平證實了流通業同制造業交叉協同發展的關系。

表1　城鎮各項流通消費數據

模型建立與變量、數據選取

（一）模型的選擇

由于流通業的增長水平與消費經濟并不能完全處于同一時間點內，因此為了確定流通業增長對消費經濟的整體影響，在本文中將采用狀態空間模型（State Space Model）對該影響進行實證。狀態空間模型一般情況下多用于非平穩時間序列的狀態空間預測，其優點有兩個方面，一是不可觀測變量的并入，使得其同可觀測的模型共同進行估計；二是利用Kalman濾波來進行預測分析，其結果較常見的時間序列分析模型更為精確。

狀態空間模型分為：

在方程中，t=1，2，…，T，yt代表k個變量的k×1維可觀向量，at是不可觀測的狀態向量。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。依照該模型原理，兩個誤差向量有如下關系：

根據流通業增長對消費經濟的動態影響的特點，由方程（1）擴展變形為：

式（3）中，βt表示隨時間變化的變系數向量，Zt是固定系數的變量集合，γ是固定參數向量，xt是yt的解釋向量集合。式（4）中，是假設βt服從帶有常數項的AR（1）形式，εt、ηt是隨機誤差項，服從均值為0、方差為σ2、協方差為Q的正態分布：

（二）變量的選擇與數據來源

由于我國城鄉二元化的發展，所以在變量的選擇上將區分為城鎮流通業發展對消費的影響和農村流通業發展對消費的影響兩個方面來分別進行具體研究。本文的數據選自我國1997-2014年的《中國統計年鑒》中的城鄉居民人均消費支出、社會總消費額、流通業從業人數與投資總量、人均可支配收入以及消費價格指數等。變量的選擇如下：

1.被解釋變量。參照我國《中國統計年鑒》，將城鄉居民人均消費支出作為消費水平的被解釋變量指標。

2.解釋變量。解釋變量除了在選擇社會消費品零售總額作為流通業發展水平的評價標準之外，還加入了流通業從業人數與流通業投資總量這兩者來共同體現流通業的發展程度，因為單純的社會消費品總額只能體現出消費規模，不能體現流通業作為一項產業在我國經濟發展中的重要性，通過加入流通業的發展規模和發展環境，一定程度上能夠較為綜合地體現流通業隨著時間發展在社會商品流通過程中展現出的價值和貢獻。由于城鎮的消費品零售額總量要遠遠高于農村，所以在指標選擇上將直接選用社會消費品總額作為選取數據，而農村將以縣制為單位來表示消費品的零售總額。

在選取流通業從業人數與流通業投資總額這兩個變量前，受到《中國統計年鑒》中的數據提取限制，因此只能將商品批發零售業與住宿餐飲的共同數據作為整個流通業從業人數與流通業投資總額的數據進行計算。

3.控制變量。收入水平作為整個模型驗證我國流通業對消費影響的基本因素，本文分別選取城鄉居民人均可支配收入作為關鍵的控制變量（見表1）。

在消費水平上分別選取城鄉居民的人均消費支出作為控制變量，但受到我國較高的通貨膨脹影響，數據的選取有可能造成相應計算過程的偏差，因此，在計算之前應對我國城鄉居民人均消費支出作出一定的調整，以便更加接近于合理水平。同時，如社會總消費額、流通業從業人數與投資總量、人均可支配收入以及消費價格指數等數據，也如同城鄉居民的人均消費支出一樣進行微調，城鎮居民人均消費支出將根據居民消費價格指數的增幅進行調減，農村居民人均消費支出同樣依照居民消費價格指數的增幅進行調減，但由于城鄉流通業投資總額缺乏相應價格指數指標，故只能依照城鄉流通業投資指數的增幅進行調減。

流通業增長對消費經濟的動態影響實證分析

（一）模型的使用

依照前文提供的模型公式，這里將相關指標代入狀態空間理論模型，得到下列公式：

式（6）中，t表示時間，CONt表示在第t年的人均消費支出，SALt表示社會在第t年的社會零售總額，Lt表示在第t年的流通業從業人數，Kt表示第t年的流通業投資總額，INCt表示第t年的人均可支配收入，β為固定參數，α1，t，α2，t，α3，t為時變參數，η1，t，η2，t，η3，t為隨機誤差項。

流通業增長對城鄉居民消費經濟的動態影響（見圖1-圖6）。

（二）城鎮居民實證結果分析

流通業增長對城鎮居民消費經濟的動態影響（見圖1-圖3）。

根據表1中提供的數據進行實證結果計算后，采用Kalman濾波對城鎮數據計算檢驗的結果如下：

α1，t，α2，t，α3，t最終的狀態估值分別為：0.032，0.040，0.069，從模型回歸結果可得，流通業發展的各變量對于城鎮居民的消費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，能較為詳細地說明流通業發展各變量對于居民消費的動態影響；城鎮居民人均可支配收入系數為0.886，在1%水平上顯著，可以看作當城鎮居民人均可支配收入增長0.886%，相對的城鎮居民消費總支出將增加1%，這與文獻綜述中關于人均收入水平提高與消費影響計算的結果大致相符。

從圖1可以看出，1997到2014年的城鎮居民消費水平彈性系數在1997-1998年間先呈現大幅度的上升，在1999年后出現下降，在2005年后保持平穩并一直延續至今，呈現微幅增長，其原因是我國在各省進行國有企業改革，并恰逢外貿行業正蓬勃發展，使得我國人均消費水平大幅提升，而1998至1999年前后正值亞洲金融危機爆發，并波及我國，終止了我國消費市場增長的勢頭。2001至2004年，我國城鎮居民消費水平彈性系數小幅震蕩的原因可以歸結于我國產業結構重心改變所導致，而2004年以后，我國整體經濟結構調整完畢，經濟體系趨于穩定，城鎮居民消費市場基本形成。

從圖2可以看出，我國城鎮流通業就業人數總體呈現階段式上升，一定程度說明了我國流通業的發展始終保持增長態勢，這基本驗證了我國在“十五”期間“提高供給能力和水平”和“十一五”期間“加快發展服務業”已經實現的發展目標，體現了流通業整體的蓬勃發展。在2000年后，我國大力開展基礎設施的建設工作，打造了流通業發展的基礎?；诖?，流通業在我國發展逐漸加快，進而豐富了消費端市場產品的供應，為我國消費市場的不斷成熟作出了貢獻。

從圖3可以看出，我國城鎮流通業投資總額在1997至2000年一直處于停滯狀態，這與2000年以前，我國基礎設施建設薄弱、商品流通較為緩慢、政府在流通業的發展中沒有給予足夠的重視和投入有著密切的關系，而隨著2000年后的基礎設施的大力建設，流通業發展的障礙已經不復存在，加之地方政府相關政策的鼓勵與刺激，流通業的投入力度前所未有。而2004年后，隨著流通業市場的逐漸飽和，產業資本開始向現代物流業聚集，基礎流通業的投資又開始逐漸減少，因此造成了圖中流通業在2004年后的平穩走勢。

（三）農村居民實證結果分析

流通業增長對農村居民消費經濟的動態影響（見圖4-圖6）。

α1，t，α2，t，α3，t的最終的狀態估值分別為：0.289，0.037，0.058，從模型回歸結果可得，流通業發展的各變量對于農村居民的消費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，能較為詳細地說明流通業發展各變量對于農村居民消費的動態影響；農村居民人均可支配收入系數為0.721，在1%水平上顯著，可以看作當農村居民人均可支配收入增長0.721%，相對的農村居民消費總支出將增加1%。

從圖4可以看出，1997到2014年的農村居民消費水平彈性系數在1997-1998年間先呈現大幅度的上升，在1999年后出現下降，在2002年又迎來一波高峰，在2005年下滑后保持平穩并一直延續至今，呈現微幅下滑，其大體與城鎮居民消費過程保持一致。而與城鎮居民不同的是，我國農民在2002年前后開始大規模出現進城打工的情況，在城市打工獲得的大額額外收入極大地刺激了近3年農村的消費市場，而在2005年左右，隨著農民進城成為普遍現象，消費彈性系數又開始逐漸回落至正常水平。

從圖5可以看出，農村流通業的從業人口對農村消費支出彈性系數的變化呈現先降后升又回歸0值的過程。在圖5中，農村居民與城鎮居民表現出較大的不同，在2002年至2004年農村人口大規模進城，出現打工潮，農民工主要從事門檻要求較低、勞動力需求缺口較大的部分流通業行業，而在2005年后隨著現代流通業的不斷發展，一部分農民已經無法適應流通業的快速變化，轉而從事一些其他的勞動密集型行業的工作，使得彈性系數變化回歸至1998左右的水平。

另外從圖6可以看出，在20世紀末，國家關于新農村建設出臺了一些列農村基礎設施建設方面的政策，其中包括水電基礎建設、道路建設改造、鄉鎮配套、市場建設等，剛開始，由于需要一定時間來消化改變農村傳統的消費習慣，從1998年后，彈性系數開始增長，一定的流通資源投入降低了農民的消費成本，提高了其消費體驗和預期，從而進一步對農民消費增長水平產生正向影響。

圖1　

圖2　

圖3　

圖4　

圖5　

圖6　

結論

本文按照時間順序，選取我國1997-2014年各項變量數據，采用狀態空間模型，對流通業增長對消費經濟的動態影響分為城鄉兩部分分別進行實證研究。

研究發現：第一，流通業增長對消費經濟的動態影響具有顯著的時間性，這是由于我國尚處于社會主義初級階段，經濟與社會的發展尚不完善所導致的變化。第二，流通業增長對消費經濟的動態影響，無論城鎮還是農村，都具有較為顯著的正向影響。城鎮方面，人均可支配收入對于消費的影響較農村強烈，而農村則對流通業的投資總量更為敏感。第三，由于消費總量的巨大差距，農村流通業增長對整體消費經濟的動態貢獻遠不如城市，但正因為如此，農村端消費市場相比于城市端的增長有著更大的潛力，因此加快新農村建設，完善農村流通業發展，縮小城鄉二元差距，是激發農村消費潛力的良好手段。

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8.王俊.流通業對制造業效率的影響［J］.經濟學家，2011（1）

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A

蔣玉霞（1974-），女，山東招遠人，碩士，山東管理學院副教授，主要研究方向為市場營銷。