基于狀態空間模型的流通業增長對消費經濟的動態影響研究

朱嵐嵐

內容摘要：本文基于狀態空間模型分析框架，實證檢驗了我國城鎮和農村流通業增長對消費經濟的動態影響。結果表明，城鎮和農村流通業發展對消費經濟的影響均存在時變特征；城鎮和農村消費零售規模、流通業資本規模對消費經濟的影響具有一定的相似性，但城鎮和農村流通業勞動規模對消費經濟影響變化特征存在較明顯的差異。

關鍵詞：狀態空間模型 流通業 消費 動態影響

隨著國民經濟體制的不斷改革和經濟水平的不斷提高，我國消費市場規模日趨擴大，城鎮和農村的消費經濟都得到了一定發展。消費市場必然涉及商品流通，而流通業作為生產和消費的橋梁和紐帶，無疑是引導消費經濟發展的先導力量。我國各級政府也越來越重視流通業的發展，充分認識到流通業增長對拉動內需的重要作用。“十八大”明確指出，流通發展能夠實現消費、引導消費和創造消費，要把發展現代流通業作為現階段擴大國內消費市場的一個重要抓手。部分地區以“滿意消費惠萬家”活動貫徹落實“十八大”精神，不斷推進流通業轉型升級。

學者們采用不同方法實證檢驗流通業增長對消費經濟的影響，如李駿陽、包偉、夏禹鋮（2011）采用偏最小二乘法檢驗了我國流通業對農村居民消費的影響，丁凡凡（2012）則運用協整、因果檢驗、回歸分析等一系列計量方法檢驗了我國流通業發展與居民消費的關系。但縱觀研究發現，大部分學者的研究以流通業對居民消費的影響系數固定為前提，能夠分析流通業對居民消費動態影響的文獻非常罕見。本文實證分析流通業增長對消費經濟的動態影響。同時，考慮到我國二元經濟的發展模式依然存在，故分城鎮和農村兩個層面分別進行探討。

研究方法、變量選取及數據處理

（一）研究方法

為了定量研究流通業增長對消費經濟的動態影響，本文采用Akaike在1976年提出的狀態空間模型進行實證。狀態空間模型屬于動態時域模型，是一類將隱含的時間作為自變量的計量模型，它多用于多變量時間序列的估計和預測。狀態空間模型包括兩個參數方程，分別為量測方程（measurement equation）和狀態方程（state equation）。設yt表示含有k個變量的k維向量，該變量向量與m維的狀態向量αt存在相關性，該狀態空間模型可寫為：

（1）

其中，第一個方程為量測方程，第二個方程為狀態方程，Zt表示k×m階的量測矩陣，Wt表示m×m階的狀態轉移矩陣，dt和ct分別為k×1和m×1向量，Rt表示m×g階矩陣，ut和εt分別為k維和g維的誤差向量，而且兩個誤差向量互不相關。根據狀態空間模型的原理，兩個誤差向量應滿足如下關系：

（2）

其中，Ht和Qt分別為兩個誤差向量ut和εt的協方差矩陣。量測方程和狀態方程等式右邊除誤差向量和狀態向量外的所有矩陣或向量，以及兩個誤差向量的協方差矩陣統稱為非隨機的系統矩陣，這些矩陣的變化趨勢可以預測，因此矩陣也可預先確定。

以式（1）為框架，可以將線性的固定參數模型擴展為可變參數的狀態空間模型，具體形式如下：

yt = xtβt + zt γ+ ut （3）

其中，βt表示隨時間變化而發生變化的變系數向量，反映解釋變量xt對被解釋變量yt影響的動態性，γ為固定參數變量。假設變系數向量βt的變化滿足一階向量自相關過程，即有：

βt = φ βt-1 + εt （4）

式（4）也稱為AR（1）模型。其中，φ為自回歸參數向量的系數，εt為隨機誤差項。根據狀態空間模型的原理，式（3）、式（4）的兩個誤差向量應滿足如下關系：

（5）

對于式（4）而言，由于參數向量βt為不可觀測向量，因此需借助可觀測向量yt 和xt進行估計。具體地，可通過卡爾曼濾波方法進行估計。

（二）變量選取及數據處理

本文采用1996-2011我國城鎮和農村的時間序列數據作為研究樣本，對城鎮和農村兩個層面分別進行實證檢驗。對各變量的選取及數據來源作如下說明：

1.被解釋變量：消費水平。基于數據的可獲得性，本文選取居民人均消費支出水平作為消費水平的指標，其中，以城鎮居民人均消費支出作為城鎮層面的被解釋變量，數據來源于1997-2012年《中國統計年鑒》；以農村居民人均生活消費支出作為農村層面的被解釋變量，數據來源于1997-2012年《中國農村統計年鑒》。

2.解釋變量：流通業發展水平。以往有部分學者僅以社會消費品零售額作為流通業發展水平的指標（冉凈斐，2008），這樣的選擇存在其合理性，因為它是流通經濟規模的總體反映。但是，僅以此作為流通業發展水平來檢驗流通業增長對消費經濟的影響，顯得較為片面，因為社會消費品零售額側重反映商品市場交易方面，而忽視了流通業生產的行為過程。流通業作為一類綜合性生產服務業，其生產者的經濟行為也從一定程度上影響了消費經濟。本文在保留社會消費品零售額這個變量的基礎上，參考李俊陽（2011）等的研究，以C-D生產函數為切入點，引入流通業勞動要素和流通業資本要素兩個變量，分別反映流通業的組織規模和發展環境。其中，農村社會消費品零售額采用縣及縣以下農村消費品零售總額表示，且由于城鎮消費零售規模遠高于農村，故直接采用社會消費品零售額作為城鎮消費品零售額的指標。

在選取流通業勞動要素和資本要素指標時，首先對流通業進行界定。基于數據的可得性，選取批發和零售業、住宿和餐飲業兩大行業綜合作為流通產業體系。城鎮流通業勞動要素采用批發零售和住宿餐飲業城鎮單位就業人數表示，農村流通業勞動要素采用批發零售和住宿餐飲業鄉村就業人數表示，城鎮和農村的相關數據分別來源于歷年《中國統計年鑒》和《中國農村統計年鑒》。需要注意的是，由于2005年之前沒有批發零售業和住宿餐飲業兩大行業的具體數據，而分為批發零售貿易業和餐飲業，本文以這兩大行業的數據之和作為流通業數據。城鎮流通業資本要素采用批發零售和住宿餐飲業城鎮固定資產投資完成額表示，農村流通業勞動要素采用批發零售和住宿餐飲業農村固定資產投資完成額表示，城鎮和農村的相關數據分別來源于歷年《中國統計年鑒》和《中國農村統計年鑒》。endprint

3.控制變量：收入水平。一個地區居民收入水平高低是消費水平高低的重要影響因素，因此本文將其作為控制變量引入。其中，城鎮居民收入水平采用城鎮居民家庭人均可支配收入表示，農村居民收入水平采用農村居民家庭人均純收入表示，數據來自歷年《中國統計年鑒》。

受通貨膨脹的影響，一個地區的名義消費水平往往不能真實反映消費水準，因此有必要根據價格指數對原始數據進行調整。同理，社會消費品零售額、固定資產投資額和居民收入水平也都需要根據相應的價格指數進行調整。城鎮居民消費水平和收入水平均按城市居民消費價格指數進行平減調整，農村居民消費水平和收入水平均按農村居民消費價格指數進行平減，城鎮社會消費品零售額和農村社會消費品零售額分別按城市商品零售價格總指數和農村商品零售價格總指數表示。由于難以具體獲取城鎮和農村固定資產投資價格指數，故對城鎮和農村流通業固定資產投資完成額均按固定資產投資價格指數進行平減。所有價格指數的數據來自1997-2011年《中國統計年鑒》。

流通業增長對消費經濟動態影響的實證分析

（一）城鎮層面

1.模型設定。根據前述狀態空間模型理論，設定本文的計量模型如下：

量測方程：

ln CONt = β ln INCt + α1，t ln SELt +α2，t ln Lt +α3，t ln Kt + ut

狀態方程：

α1，t=α1，t-1+ε1，t

α2，t=α2，t-1 +ε2，t （6）

α3，t=α3，t-1+ε3，t

其中，下標t表示年份，CONt表示t年居民人均消費支出，SELt表示t年社會消費零售額，Lt 表示t年流通業從業人員數，Kt 表示t年流通業固定資產投資完成額，INCt表示t年居民人均收入。β0、β1均為固定參數，α1，t、α2，t、α3，t均為時變參數。ut為量測方程的誤差項，ε1，t、ε2，t、ε3，t分別為三個狀態方程的隨機誤差項。

2.實證結果及分析。城鎮層面相關變量的數據如表1所示。

根據式（6），采用卡爾曼濾波方法對城鎮層面的數據進行實證檢驗，結果如下：

α1，t = α1，t-1，α2，t = α2，t-1，α3，t = α3，t-1 （7）

其中，α1，t、α2，t、α3，t的最終狀態估計值分別為0.033、0.039和0.068。根據狀態空間模型的回歸結果可知，各個變量對城鎮居民消費水平均有顯著的影響，可見該回歸結果是比較穩健的。為了更清晰地分析流通業各個變量對城鎮居民消費水平的動態影響，根據式（7）的回歸結果，給出時變參數α1，t、α2，t、α3，t的變化情況，具體如圖1、圖2、圖3所示。

根據式（7），城鎮居民收入水平的系數為0.885，且在1%的水平顯著，表明城鎮居民人均可支配收入每提高1%，將帶動城鎮居民消費支出提高0.885%，這與以往大量研究得到的城鎮居民收入水平對消費支出水平有顯著正向推動作用的結論非常類似。由圖1可知，1996-2011年城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的彈性系數存在明顯的波動特征，且這種波動基本表現在1996-2004年期間，2004年以后該彈性系數呈平穩增加，但增幅很小。在1996-1999年期間，我國城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的彈性系數呈顯著增加趨勢，產生這種現象的原因在于20世紀90年代是我國消費增長的初步加速期，隨著“九五計劃”的不斷推進，國民經濟不斷增長，人民生活水平不斷提高，小康社會不斷發展，尤其是國內市場消費水平明顯提升。而消費市場的崛起為我國流通業的發展提供了強大動力，由于流通業的發展促進國內消費品市場的不斷擴張，因而能進一步推動城鎮居民消費支出的增長。但是，1999-2001年期間，我國城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的彈性系數呈顯著降低趨勢，原因很可能是1997年亞洲金融危機帶來的滯后性影響阻礙了我國城鎮消費零售的快速增長，進而影響了城鎮消費零售市場擴張對城鎮消費水平的促進作用。在2001-2004年期間，我國城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的彈性系數呈“N”型波動特征，原因可能是這段期間我國消費零售市場在新一輪改革中不斷調整。2004年以后，我國城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的彈性系數基本穩定，表明城鎮消費零售市場已不斷成熟，對城鎮消費水平的影響也基本穩定下來。圖4描繪了城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的貢獻率（貢獻率計算公式為：δ = α1，t×100×（SELt/ SELt-1 - 1），其中，δ為貢獻率，SELt為t期社會消費品零售額，α1，t為城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的彈性系數），從中可以發現，整個樣本期間城鎮消費零售規模對城鎮居民消費水平的貢獻率與彈性系數的變化趨勢基本保持一致。

由圖2可知，我國城鎮流通業勞動規模對城鎮居民消費支出的彈性系數呈現波動上升趨勢，說明我國城鎮流通業勞動規模對城鎮居民消費水平的影響正婉轉式地提高。但是，從圖4也可以發現，城鎮流通業勞動規模對城鎮居民消費水平的貢獻率并沒有出現類似變化，在2007年以前基本呈零點附近波動趨勢，原因可能在于城鎮流通業從業人員的統計口徑發生變化，從表1的數據也可以看出，1996-2006年從業人員規模不斷縮小。由圖3可知，我國城鎮流通業資本規模對城鎮居民消費支出的彈性系數呈現“兩端平緩中間波動”的趨勢。尤其是在1996-1999年期間，城鎮流通業資本規模對城鎮居民消費支出的彈性系數趨于零，原因可能在于改革開放初期政府對流通業投資重視度不夠，以致流通業投資對象較為單一，投資效率低下。但1999-2005年期間該彈性系數的波動很大，原因可能是政策的調整使得流通業投資不斷提高，但由于流通業自身基礎設施薄弱，發展環境沒有達到理想狀態，致使其投資效率發揮不穩定。endprint

（二）農村層面

根據式（6），采用卡爾曼濾波方法對城鎮層面的數據進行實證檢驗，結果如下：

α1，t = α1，t-1，α2，t = α2，t-1，α3，t = α3，t-1 （8）

其中，α1，t、α2，t、α3，t的最終狀態估計值分別為0.299、0.038和0.059。根據狀態空間模型的回歸結果可知，各個變量對城鎮居民消費水平也均有較顯著的影響。為了更清晰地分析流通業各個變量對農村居民消費水平的動態影響，根據式（8）的回歸結果，給出時變參數α1，t、α2，t、α3，t的變化情況，具體如圖5、圖6、圖7所示。

根據式（8）可知，農村居民人均可支配收入每提高1%，將帶動農村居民消費支出提高0.718%。由圖5可知，農村消費零售規模對農民消費水平的彈性系數存在明顯波動特征，尤其表現在1996-2006年期間，在2006年以后該彈性系數基本趨穩。在1999年和2002年該系數均達到波峰，這與城鎮的情況基本類似。由圖6可知，我國農村流通業勞動規模對農民消費支出的彈性系數呈現“先波動后趨穩”的特征，在2002年和1999年分別達到波峰和波谷。2005年以后，該系數基本穩定，表明農村流通業勞動規模對農民消費支出的影響趨穩。由圖7可知，我國農村流通業資本規模對城鎮居民消費支出的彈性系數呈“U型”變化，且在2007年以后，該系數基本趨穩，表明農村流通業資本規模對農民消費支出的影響也趨于穩定。綜合觀察城鎮和農村該系數的變化特征可知，兩者均于2007年以后趨于平穩，表明我國流通業資本環境改革對消費的促進作用在城鄉基本保持同步。

綜上所述，本文利用狀態空間模型的框架，實證檢驗了我國城鎮和農村流通業增長對消費經濟的動態影響。綜合實證結果得到結論如下：城鎮和農村流通業發展對消費經濟的影響均存在時變特征；城鎮、農村消費零售規模對消費經濟的影響均存在明顯波動，且波動特征類似；城鎮、農村流通業勞動規模對消費經濟的影響存在明顯不同的變化特征，其中城鎮為波動上升趨勢，農村為中間波動兩端持穩；城鎮和農村流通業資本規模對消費經濟的影響雖然存在差異，但基本同時趨于穩定。

參考文獻：

1.李駿陽，包偉，夏禹鋮.流通業對農村居民消費影響的實證研究[J].商業經濟與管理，2011（11）

2.丁凡凡.流通業發展與居民消費關系研究[D].首都經濟貿易大學碩士學位論文，2012

3.Mats V.Subspace-based state-space system identification[J].circuits systems signal. Processing，2002，21（1）

4.冉凈斐.流通發展與消費增長的關系：理論與實證[J].商業時代，2008（1）

5.張連剛，李興蓉.中國流通業發展與居民消費增長的實證研究[J].廣東商學院學報，2010（4）endprint

（二）農村層面

根據式（6），采用卡爾曼濾波方法對城鎮層面的數據進行實證檢驗，結果如下：

α1，t = α1，t-1，α2，t = α2，t-1，α3，t = α3，t-1 （8）

其中，α1，t、α2，t、α3，t的最終狀態估計值分別為0.299、0.038和0.059。根據狀態空間模型的回歸結果可知，各個變量對城鎮居民消費水平也均有較顯著的影響。為了更清晰地分析流通業各個變量對農村居民消費水平的動態影響，根據式（8）的回歸結果，給出時變參數α1，t、α2，t、α3，t的變化情況，具體如圖5、圖6、圖7所示。

根據式（8）可知，農村居民人均可支配收入每提高1%，將帶動農村居民消費支出提高0.718%。由圖5可知，農村消費零售規模對農民消費水平的彈性系數存在明顯波動特征，尤其表現在1996-2006年期間，在2006年以后該彈性系數基本趨穩。在1999年和2002年該系數均達到波峰，這與城鎮的情況基本類似。由圖6可知，我國農村流通業勞動規模對農民消費支出的彈性系數呈現“先波動后趨穩”的特征，在2002年和1999年分別達到波峰和波谷。2005年以后，該系數基本穩定，表明農村流通業勞動規模對農民消費支出的影響趨穩。由圖7可知，我國農村流通業資本規模對城鎮居民消費支出的彈性系數呈“U型”變化，且在2007年以后，該系數基本趨穩，表明農村流通業資本規模對農民消費支出的影響也趨于穩定。綜合觀察城鎮和農村該系數的變化特征可知，兩者均于2007年以后趨于平穩，表明我國流通業資本環境改革對消費的促進作用在城鄉基本保持同步。

綜上所述，本文利用狀態空間模型的框架，實證檢驗了我國城鎮和農村流通業增長對消費經濟的動態影響。綜合實證結果得到結論如下：城鎮和農村流通業發展對消費經濟的影響均存在時變特征；城鎮、農村消費零售規模對消費經濟的影響均存在明顯波動，且波動特征類似；城鎮、農村流通業勞動規模對消費經濟的影響存在明顯不同的變化特征，其中城鎮為波動上升趨勢，農村為中間波動兩端持穩；城鎮和農村流通業資本規模對消費經濟的影響雖然存在差異，但基本同時趨于穩定。

參考文獻：

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4.冉凈斐.流通發展與消費增長的關系：理論與實證[J].商業時代，2008（1）

5.張連剛，李興蓉.中國流通業發展與居民消費增長的實證研究[J].廣東商學院學報，2010（4）endprint

（二）農村層面

根據式（6），采用卡爾曼濾波方法對城鎮層面的數據進行實證檢驗，結果如下：

α1，t = α1，t-1，α2，t = α2，t-1，α3，t = α3，t-1 （8）

其中，α1，t、α2，t、α3，t的最終狀態估計值分別為0.299、0.038和0.059。根據狀態空間模型的回歸結果可知，各個變量對城鎮居民消費水平也均有較顯著的影響。為了更清晰地分析流通業各個變量對農村居民消費水平的動態影響，根據式（8）的回歸結果，給出時變參數α1，t、α2，t、α3，t的變化情況，具體如圖5、圖6、圖7所示。

根據式（8）可知，農村居民人均可支配收入每提高1%，將帶動農村居民消費支出提高0.718%。由圖5可知，農村消費零售規模對農民消費水平的彈性系數存在明顯波動特征，尤其表現在1996-2006年期間，在2006年以后該彈性系數基本趨穩。在1999年和2002年該系數均達到波峰，這與城鎮的情況基本類似。由圖6可知，我國農村流通業勞動規模對農民消費支出的彈性系數呈現“先波動后趨穩”的特征，在2002年和1999年分別達到波峰和波谷。2005年以后，該系數基本穩定，表明農村流通業勞動規模對農民消費支出的影響趨穩。由圖7可知，我國農村流通業資本規模對城鎮居民消費支出的彈性系數呈“U型”變化，且在2007年以后，該系數基本趨穩，表明農村流通業資本規模對農民消費支出的影響也趨于穩定。綜合觀察城鎮和農村該系數的變化特征可知，兩者均于2007年以后趨于平穩，表明我國流通業資本環境改革對消費的促進作用在城鄉基本保持同步。

綜上所述，本文利用狀態空間模型的框架，實證檢驗了我國城鎮和農村流通業增長對消費經濟的動態影響。綜合實證結果得到結論如下：城鎮和農村流通業發展對消費經濟的影響均存在時變特征；城鎮、農村消費零售規模對消費經濟的影響均存在明顯波動，且波動特征類似；城鎮、農村流通業勞動規模對消費經濟的影響存在明顯不同的變化特征，其中城鎮為波動上升趨勢，農村為中間波動兩端持穩；城鎮和農村流通業資本規模對消費經濟的影響雖然存在差異，但基本同時趨于穩定。

參考文獻：

1.李駿陽，包偉，夏禹鋮.流通業對農村居民消費影響的實證研究[J].商業經濟與管理，2011（11）

2.丁凡凡.流通業發展與居民消費關系研究[D].首都經濟貿易大學碩士學位論文，2012

3.Mats V.Subspace-based state-space system identification[J].circuits systems signal. Processing，2002，21（1）

4.冉凈斐.流通發展與消費增長的關系：理論與實證[J].商業時代，2008（1）

5.張連剛，李興蓉.中國流通業發展與居民消費增長的實證研究[J].廣東商學院學報，2010（4）endprint