流通產業轉型創新與消費升級關系實證檢驗

任方軍

內容摘要：本文通過向量自回歸模型分析了流通產業創新與消費升級之間的關系。結果表明：流通產業的創新與居民消費互為因果關系，流通產業的創新能夠促進居民消費升級，居民消費的升級能夠推動流通產業的創新，其中流通產業的創新對居民消費升級的影響更為明顯，這表明我國在今后的經濟建設中需要更加重視流通產業創新與居民消費升級的協調發展。

關鍵詞：流通產業? ?轉型創新? ?消費升級? ?向量自回歸模型

隨著經濟全球化的發展，流通產業在經濟學領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。流通產業發展水平逐步成為了衡量一個國家現代服務產業發展整體水平的重要指標之一，促進流通產業的轉型創新，自然也成為了我國經濟發展的主要任務之一。流通是產品從生產到消費的關鍵環節，從企業的發展而言，想要實現資本的增值，起到決定作用的是產品流通環節。因此，流通產業關系到我國消費升級，關系到國計民生，關系到我國經濟產業的發展。我國正處在社會主義市場經濟發展的關鍵時期，在保持經濟協調發展的同時，更要優化市場環境和流通系統，因此研究流通產業的發展對國民消費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上，通過實證模型驗證了流通產業轉型創新與消費升級的關系。

指標選取與數據來源

流通產業的創新和消費的升級是十分復雜的概念，要想充分了解流通產業與消費之間的關系，就需要有充分的數據作為依據，因此要對指標的選取要進行詳細的說明。由于流通產業是一個十分復雜的行業，它涵蓋眾多類別，因此至今對流通產業的范疇也沒一個界定。鑒于流通產業的指標選取難度較大，本文參考《中國流通創新前沿報告》中的體系，選取了批發零售業、餐飲住宿業和物流配送業作為數據研究的定量分析基礎，并在此基礎上對我國2005-2017年的“流通創新指數”（下文以CI作為表示）進行研究。

對我國居民消費升級指標的選取也同樣有很大的爭議，至今也沒有達成共識。由于在選取居民消費升級指標時應該避免與流通產業產生關聯性，這一點就很困難。另外，選取衡量消費升級水平的指標不能片面，不能選取衡量消費水平的指標，這是由于消費水平的選取還包括了人均消費水平及居民可支配收入等，這些來形容居民消費總量具有片面性。所以，對選取居民消費升級的指標要從內涵和影響等多方面考慮。因此，本文選取的“消費升級指數”（后文以CU作為代表）是根據2005 -2017年的全國居民的文化、娛樂、教育及服務方面的消費占全國居民消費總量的比例決定的，根據“流通創新指數”與“消費升級指數”建立相應的關系，并得出流通產業創新對消費升級的影響。

對數據指標的選取應該保證數據的一致性，年度數據也要保證數據的統一。因此，本文選取了2005 -2017年《中國統計年鑒》和CSMAR數據庫作為數據來源。此外，在選取的年限中可能存在數據的缺失，對于這樣的數據本文根據國家統計局的統一算法對其進行推算。本文通過對“流通創新指數”和“消費升級指數”建立相關模型，分析了兩者之間的關系，但是在建立模型過程中，有部分數據會對分析結果產生干擾，對于這樣的數據本文也進行了科學的調整以消除產生的不良影響。

表1為2005-2017年我國流通創新指數和消費升級指數的數據。該數據以1978年的消費指數為基礎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。

模型構建

表2為不同滯后期的信息準則結果。由表2可以看出，LR似然比準則、SBIC、FPE、AIC與HQIC準則的滯后均為3階，這說明了建立的VAR模型的滯后期為3期。表3為流通創新指數與消費升級指數的向量自回歸模型。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命令對數據變量進行分析，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行檢驗。

表4為殘差項的LM檢驗結果。由表4可知，殘差項的干擾項為白噪聲。除了驗證數據變量的擾動項外，本文進一步驗證了數據變量中各階系數的聯合顯著性，如表5所示。由表5可知，從單一的方程來看，有的階系數顯著性不明顯，而通過三個方程整體來看，其各階系數均產生顯著性，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定的。

實證檢驗

表6為流通創新指數的單位根檢驗結果。由表6可知，流通創新指數變量DF統計值中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，這說明數據變量在1%上無法拒絕原假設，則表明流通創新指數變量不是平穩變化的，需要對數據變量進行修正。根據之前的分析結果可知，DF檢驗結果存在著擾動項，為了避免擾動項的干擾，本文運用了ADF檢驗能夠避免其干擾。

表7為流通創新指數的3階單位根檢驗結果。首先計算其最大滯后階數為Pmax=[12×（T/100）1/4]，從中得到Pmax=8。在流通創新指數lnci中，令p=4、5、6、7、8，根據結果可以發現，其滯后項的顯著性并不明顯，則令p=3，并對其結果進行檢驗。由表7還可以看出，流通創新指數變量的ADF統計值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，表明此為非平穩過程。

表8為流通創新指數和消費升級指數的單位根檢驗結果，由于根據{lncit}單位根表明其變化為非穩態，則需要進行差分，表中一階差分為{Δlncit}，對其單位根檢驗表明其序列不是平穩過渡，對其繼續進行二階差分得到{Δ2lncit}，對其單位根檢驗其結果表明該序列為平穩過渡，這就能夠說明流通創新指數變量為二階單整。

同理對消費升級指數進行ADF檢驗，其得到的結果與流通創新指數ADF檢驗結果相同，其{lnciu}和一階差分結果{Δlnciu}均為非穩態，而二階差分{Δ2lncit}為穩態。這說明消費升級指數變量也為二階單整。

為了進一步考察流通產業創新和消費升級之間的動態關系，本文引入了向量自回歸模型，表9為格蘭杰因果檢驗結果。由表9可知，X2為30.135，其對應的P值為0。則認為是流通創新指數d2lnci與消費升級指數之間它們互為原因，表明了流通創新指數與消費升級指數存在著相互影響。這說明了流通指數的變化能夠影響消費升級指數，同樣消費升級指數能夠促進流通指數的變化。這也表明我國未來社會主義市場經濟的發展要將流通產業與消費升級相互協調發展。

通過以上的關于流通指數與消費升級指數的數據分析和向量自回歸模型，能夠整理得到公式：

以上結果表明流通創新指數與消費升級指數都成正向關系，流通創新指數與消費升級指數是相互影響、相互促進的。同時，根據格蘭杰因果檢驗結果也證實了兩者之間的關系是互為因果的。也就是說，對流通產業的創新能夠促進居民消費升級，居民消費升級也推動了流通產業的創新，其中流通創業的創新對居民消費升級的影響效果更為明顯。

結論與建議

研究表明：流通產業轉型創新與居民消費升級互相影響，流通產業的創新能夠促進居民消費升級，居民消費的升級能夠推動流通產業的創新，其中流通產業的創新對居民消費升級的影響更為明顯。因此，我國更應該重視流通產業創新的促進作用和居民消費升級的推動作用。首先，我國政府應該充分促進流通產業在各個行業中的創新，不斷完善流通產業發展政策，積極引導和鼓勵社會資金投入到流通產業中;促進互聯網與流通產業的相互結合，加快推進我國流通產業創新的發展。其次，也要準確把握居民消費升級的趨勢，倡導居民建立健康科學的消費觀，并不斷完善消費者的權益制度。消費升級是一個長期的過程，所以，刺激消費政策不應該只注重短期刺激，更應該注重中長期的刺激。

參考文獻：

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