寧夏流通產業發展對經濟增長影響的實證研究

陳睿峰，胡東東，劉成林，郭 洲，金健康

（西北大學經濟管理學院，西安 710069）

寧夏流通產業發展對經濟增長影響的實證研究

陳睿峰，胡東東，劉成林，郭 洲，金健康

（西北大學經濟管理學院，西安 710069）

文章采用1992～2010年寧夏地區流通產業發展與經濟增長水平的相關數據，通過協整分析和脈沖響應函數分析實證了寧夏地區流通產業發展與經濟增長之間的長期平穩關系與動態關系。實證結果表明：從長期來看，寧夏地區流通產業的發展水平對該地區經濟的增長具有很強的促進作用。

寧夏；流通產業；經濟增長；協整；脈沖響應

0 引言

沒有強大的流通產業支撐，就成不了經濟大國，更造就不了經濟強國。流通產業決定了其它產業部類經濟活動的發展水平，對經濟增長具有重要戰略作用。

縱觀國外相關文獻，從學者們對流通產業對區域經濟增長影響的研究來看，在空間范圍、時間跨度的圈定、流通產業、經濟增長測量指標的選取以及計量方法的選擇上都存在差異，這種情況的存在說明對這一問題的研究和論證需要從多視角進行分析，以便更明確地揭示流通產業對區域經濟增長的貢獻及其影響的內在機理，但是，由于流通產業、經濟增長兩者所含內容的廣泛性、研究者知識的有限性以及我國各地區經濟發展水平的差異性，既往的研究成果還遠未完善。本文在前人研究的基礎上選擇寧夏地區進行研究，以進一步充實這方面的研究成果和為政府的相關決策提供一些依據。

1 實證研究方法、變量選擇與數據來源

1.1 實證研究方法選擇、介紹

1.1.1 時間序列的平穩性檢驗

本文將運用Fuller、Dickey（1981）提出來的對殘差項序列相關性給予了考慮的ADF單位根檢驗的方法來對時間序列的平穩性進行檢驗，以達到避免研究模型中可能出現的“偽回歸”情況。檢驗的方程是：

方程式中，yt是模型中待檢驗的時間序列，α是常數項，Δ為一階差分運算的代表，T代表趨勢項，n是滯后期數，假若按照樣本計算得到的系數β通不過t檢驗，那么就應該接受趨勢項系數是零的原假設條件，則不存在趨勢項情況，否則則表明時間序列具有某種趨勢變化情況。假若按照樣本計算得到的單位根的統計值δ0大于ADF的臨界值，則就應該接受原來的假設條件H0:δ0=0，這說明變量yt服從隨機游走，是不平穩的時間序列，否則，則應拒絕原來的假設條件，說明變量yt是平穩的時間序列。

1.1.2 協整分析

如果存在多個非平穩經濟變量時間序列的數據為同階單整的情況，就說明了各經濟變量間有可能存在著協整的關系。Engle、Granger（1987）提出，如果多個不平穩的變量之間具有協整性關系，則這些變量就可以一起合成一個平穩的序列，那么該平穩序列就應該可以用來對原變量之間的均衡關系進行描述；當且僅當多個非平穩變量彼此之間有協整性關系時，根據這些變量構建的回歸模型才具有意義，即協整檢驗的方法可用來避免一些“偽回歸”的問題；具有該協整關系的不平穩變量就可以用來構建誤差修正模型。有兩種常用的方法可用于協整檢驗：一種是Engle-Granger兩步法協整檢驗，這種方法基于回歸殘差；另一種是Johansen協整檢驗，這種方法基于回歸系數的完全信息。采用Engle-Granger兩步法進行的協整檢驗常用于對兩個變量之間協整關系的檢驗，而多變量之間協整關系檢驗一般會運用Johansen協整檢驗的方法。

1.1.3 脈沖響應函數分析

脈沖響應函數方法（impulse response function,IRF）是用來分析當一個誤差項產生變化時，或者說當模型受到某種沖擊時對系統產生的動態影響。脈沖響應函數可以直觀地反映VAR模型所估計的數量關系，用來描述VAR模型里一個內生變量的沖擊帶給其它變量的影響。由VAR模型可得到向量移動平均模型（VMA）如下：

其中，φp=(φp,ij)是系數矩陣，P=0,1,2...，則對 yi的脈沖引起 yi的響應函數為φ0,ij，φ1,ij，φ2,ij……為了能從動態角度描述寧夏流通產業發展與經濟增長之間的關系，將對其進行脈沖響應函數分析。

1.2 變量的選擇與數據來源

對寧夏經濟增長水平的測度采用寧夏地區（即寧夏回族自治區）每年的國內生產總值（單位：億元）來代表，該變量用Y來表示；對寧夏流通產業的發展水平采用兩個變量來衡量，一是商品的流通規模，用寧夏地區的社會消費品零售總額來代表（單位：億元），該變量用X1來表示；二是資本的流通規模，用寧夏地區的全社會固定資產投資額（單位：億元）來代表，該變量用X2來表示。因為我國的社會主義市場經濟體制誕生于1992年，所以本文選用寧夏地區1992～2010年的數據進行分析。寧夏地區1992～2010年各年的國內生產總值，社會消費品零售總額，全社會固定資產投資額的數據均來自1993～2011年《中國統計年鑒》，1995～2011年《中國貿易外經統計年鑒》，1995～2004年《中國固定資產投資統計年鑒》，1995、2002、2007年《寧夏統計年鑒》，其變化趨勢如圖1。

圖1 1992～2010年寧夏地區流通產業與經濟增長水平變化趨勢圖

2 實證分析結果

2.1 ADF單位根檢驗

根據圖1可以看出，寧夏地區的國內生產總值、社會消費品零售總額以及全社會固定資產投資額存在逐年遞增趨勢。從圖1可以初步判斷：寧夏地區的國內生產總值（Y），社會消費品零售總額（X1），全社會固定資產投資額（X3）均為非平穩時間序列。為了更準確地對這三個時間序列數據的平穩性作出判斷，需要采用單位根方法（ADF檢驗）對其進行檢驗。在Eviews6.0中運用Augmented Dickey-Fuller方法完成，檢驗結果見表1。其中，C，T，Q分別代表截距項，趨勢項以及滯后的階數，Δ代表一階差分運算，Δ2代表二階差分運算。根據AIC和SC原則判斷滯后的階數Q，通過將各變量序列的ADF檢驗統計值跟5%的顯著水平臨界值進行比較后發現，序列Y，X1和X2均為非平穩的時間序列，它們的一階差分ΔY，ΔX1，ΔX2也是非平穩的時間序列，但是它們的二階差分Δ2Y，Δ2X1，Δ2X2都是平穩的時間序列，由此判斷Y，X1和X2均為二階單整時間序列I(2)，符合協整分析的前提條件。

表1 各變量單位根檢驗

2.2 協整分析

各變量單位根檢驗結果表明，三個時間序列都是I(2)，符合建立協整方程的前提條件。接下來，將考察三個變量之間的協整關系。Engle和Grange提出采用兩步法來估計協整向量，運用此種方法得出的協整參數估計量具有強有效性與超一致性，但如果在樣本容量有限的情況下，此種方法得出的估計量是有偏差的，且樣本容量越小，往往偏差會越大。因此，為了避免Engle-Granger兩步法中參數估計的不足，所以在此選取多變量Johansen協整檢驗法對寧夏地區的國內生產總值（Y），社會消費品零售總額（X1），全社會固定資產投資額（X2）三個變量進行協整檢驗。Johansen協整檢驗的結果見表2。

表2 Johansen協整檢驗結果

根據Johansen協整檢驗的結果，在5%臨界值的顯著水平上拒絕了協整向量秩為零的假設，說明在1992～2010年的樣本區間內，時間序列Y，X1，X2三個變量之間存在著一個協整關系。通過回歸分析，得到協整方程為：

從模型的回歸結果來看，模型的擬合度很高，模型殘差的自相關不顯著。該協整方程表明在1992～2010年期間，Y，X1，X2這三個變量之間存在長期穩定的均衡關系，流通產業發展水平所包含的商品流通規模和資本流通規模都對經濟增長水平有著非常顯著的促進作用，說明寧夏地區流通產業的發展對其經濟增長有著重要的推動作用。

2.3 脈沖響應函數分析

下面分別對流通產業發展水平所含的兩個變量進行沖擊，得到關于寧夏地區經濟增長的脈沖響應函數圖。

圖2 商品流通對經濟增長的沖擊

圖2表明，當給寧夏地區的商品流通一個正向沖擊后，一開始對經濟增長的影響是非常微弱的，但以后各期會穩定增長，從總體上來看表現為長期的正向影響，且推動作用會越來越大。從圖3中可以看出，寧夏地區資本流通的變動對經濟增長的響應是同向的，雖然在前2期還基本沒有什么影響，但從第2期開始，其影響力在不斷加大，呈現出穩定增長的態勢，說明寧夏地區資本的流通對經濟增長具有顯著的促進作用。通過脈沖分析也表明：寧夏地區資本流通對經濟增長的影響顯著大于商品流通對經濟增長的影響。

圖3 資本流通對經濟增長的沖擊

3 結論與建議

研究表明：寧夏地區的國內生產總值，商品流通規模，資本流通規模三者之間存在長期穩定的均衡關系，寧夏地區的商品流通規模的擴大與資本流通規模的擴大均對寧夏地區經濟的增長起著顯著的促進作用。脈沖響應函數分析表明：寧夏地區的商品流通受沖擊后，雖然一開始對經濟增長的影響不是太大，但以后各期會穩定增長，且推動作用會越來越大；寧夏地區資本流通的變動對經濟增長的響應也比較強烈，雖然在前2期影響不大，但隨后其影響力在不斷加大，呈現出企穩增長的態勢，證明寧夏地區資本的流通對經濟增長也具有顯著的促進作用。比較而言，寧夏地區資本流通對經濟增長的影響要顯著大于商品流通對經濟增長的影響。

因此，應對寧夏地區流通產業的發展給予充分的重視，并采取一些強有力的措施推動其健康、快速發展，通過大力發展流通產業的方法提升寧夏地區國民經濟發展的水平和質量。具體而言，可采取以下措施：第一，應加大流通領域的基礎設施建設，為流通產業的發展提供硬件支持；第二，要實施有力的流通產業扶持政策，積極鼓勵各方投資者的進入；第三，要進一步推動城鎮化的進程，在城鎮化與商品流通的互動中促進流通業的發展壯大；第四，要進一步推動流通產業在農村的滲透和延伸，促進農村市場的發展以及農村與城鎮兩個市場的更好對接；第五，要進一步推動區內外經濟領域的交流與合作，拓展區內外市場。第六，要進一步深化金融服務，為經濟的發展提供充足的資金支持。

[1]黃國雄.論流通產業是基礎產業[J].財貿經濟，2005（,4）.

[2]劉國光.加快流通產業向先導產業的轉化[J].價格理論與實踐，2004（,6）.

[3]趙嫻.流通先導作用辨析[J].中國流通經濟，2007（,10）.

[4]冉凈斐,文啟湘.流通戰略產業論[J].商業經濟與管理，2005（,6）.

[5]王德章,宋德軍.流通業促進城市經濟發展的實證分析[J].財貿經濟，2007（,10）.

[6]王春宇,仲深.流通業對城市經濟發展促進作用的實證分析——基于2001～2006年省會城市面板數據[J].財貿經濟，2009（,1）.

[7]李蕊.流通業對農村經濟增長影響力的實證研究[J].北京工商大學學報（社會科學版），2008（,1）.

[8]趙萍.中國流通服務業影響力實證研究[J].商業經濟與管理，2007,（8）.

[9]中國社會科學院課題組.商貿流通服務業影響力實證分析[J].中國流通經濟，2008（,3）.

[10]曹靜.基于典型相關分析的流通產業與國民經濟關聯性研究[J].商業經濟與管理，2010（,5）.

F713；F062.9

A

1002-6487（2012）24-0150-03

國家自然科學基金資助項目（71273209）

陳睿峰（1976-）男，浙江義烏人，博士研究生，研究方向：國民經濟學。

(責任編輯/易永生)