■ 邢永明 副教授（中國工程物理研究院職工工學院四川綿陽 621000）

近年來，我國經(jīng)濟得到了快速發(fā)展，2013年我國GDP已經(jīng)達到了56.88萬億元，較上年增長了9.50%，其中第一產(chǎn)業(yè)增加值為5.70萬億元，第二產(chǎn)業(yè)增加值為24.97萬億元，較上年增長了6.18%，第三產(chǎn)業(yè)增加值為26.22萬億元，較上年增長了13.05%。我國商品流通產(chǎn)業(yè)也得到了快速發(fā)展，2013年社會消費品零售總額超過了23.78萬億元，是GDP總額的41.81%，較上年增長了13.08%。雖然近年來經(jīng)濟速度有一定放緩，但社會消費品零售依然保持著快速發(fā)展的趨勢。從圖1可以看出，社會消費品零售業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟整體發(fā)展情況、三次產(chǎn)業(yè)各自的發(fā)展情況保持相對一致的趨勢，即同增同長的趨勢。因此，我國商品流通業(yè)的發(fā)展應該與經(jīng)濟的增長具有緊密關系。

商品流通發(fā)展與經(jīng)濟增長的理論分析

商品生產(chǎn)是商品流通存在和發(fā)展的前提，而商品流通是實現(xiàn)與擴大生產(chǎn)的必要條件（雷蕾，2013）。商品流通是市場經(jīng)濟的重要內(nèi)容。只有實現(xiàn)商品的快速有效流通，實現(xiàn)商品流通業(yè)的快速發(fā)展，市場經(jīng)濟才能表現(xiàn)出活躍，才能促進經(jīng)濟的快速發(fā)展。商品流通業(yè)是聯(lián)接生產(chǎn)與消費的橋梁（葉敏，2007）。隨著社會分工更為細化，區(qū)域?qū)I(yè)化增強，商品流通業(yè)顯得尤為重要，其發(fā)展狀態(tài)直接影響區(qū)域?qū)I(yè)化程度，是實現(xiàn)區(qū)域?qū)I(yè)化發(fā)展的重要條件（趙文麗，2008）。從資源配置的角度來看，資源只有能夠在不同區(qū)域?qū)崿F(xiàn)快速流轉(zhuǎn)，資源才能在不同區(qū)域之間重新調(diào)配，因此商品流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也是實現(xiàn)資源有效配置的基本條件（劉天祥，2012）。可以看出，商品流通業(yè)的發(fā)展情況直接影響了生產(chǎn)和消費的發(fā)展情況，影響了企業(yè)資源配置的效率，而生產(chǎn)、消費是影響投資的重要因素，因此，按照此邏輯分析，商品流通業(yè)的發(fā)展直接影響了經(jīng)濟發(fā)展的效率和質(zhì)量（馬強文，2012）。本文將以數(shù)據(jù)為基礎，利用誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗和脈沖響應函數(shù)驗證商品流通與經(jīng)濟增長的關系，并從第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)三次產(chǎn)業(yè)的視角分析商品流通與經(jīng)濟的關系。理論分析其關系如下：

第一，商品流通業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展呈正相關關系，商品流通的發(fā)展是推動經(jīng)濟發(fā)展的原因。這是因為：首先，商品流通業(yè)是經(jīng)濟中重要組成部分，其發(fā)展必然代表了經(jīng)濟的發(fā)展；第二，商品流通產(chǎn)業(yè)是一個綜合服務型產(chǎn)業(yè)，其發(fā)展必然會帶動其它產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；第三，商品流通業(yè)具有特殊性，是連接生產(chǎn)和消費的橋梁，其發(fā)展情況直接影響其它各個產(chǎn)業(yè)的發(fā)展（吳航等，1999）。因此，商品流通業(yè)的發(fā)展會促進經(jīng)濟的發(fā)展，反過來經(jīng)濟的發(fā)展也會促進商品流通業(yè)的發(fā)展，這是因為隨著經(jīng)濟的發(fā)展，對商品流通業(yè)的需求會上漲，在利益驅(qū)動下大量的資本進入商品流通業(yè)，那么就會促進其快速發(fā)展，以滿足快速發(fā)展的經(jīng)濟需求。

第二，商品流通業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)呈正相關關系，商品流通的發(fā)展是推動第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要原因。第一產(chǎn)業(yè)即農(nóng)業(yè)，需要耗費大量的物質(zhì)資源和人力資源。商品流通的對象是物質(zhì)資源。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的多種資源，例如種子、化肥、農(nóng)藥、農(nóng)用器具等都需要經(jīng)過商品流通業(yè)進行購買，因此，其流通的情況直接影響第一產(chǎn)業(yè)物資的供應質(zhì)量、供應效率以及量的滿足程度（曹俊，2010）。反過來，第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也會促進商品流通業(yè)的發(fā)展，這是因為隨著農(nóng)業(yè)的發(fā)展，農(nóng)產(chǎn)品的商品化程度不斷上升，對商品流通業(yè)的需求也會上升，那么也會促進其快速發(fā)展。這也是為什么我國近年來農(nóng)村商品流通業(yè)快速發(fā)展的原因。

第三，商品流通業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)呈正相關關系，商品流通的發(fā)展是推動第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要原因。第二產(chǎn)業(yè)是我國經(jīng)濟的核心，占我國經(jīng)濟的半壁江山，也是商品流通的重心。商品流通業(yè)的大部分商品都來自于第二產(chǎn)業(yè)，因此商品流通業(yè)的發(fā)展必然對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生重要影響（李曉慧，2012）。反過來，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，也會大幅度影響商品流通的需求情況，因此也會導致商品流通業(yè)的發(fā)展情況。

表1 單位根檢驗結(jié)果

表2 LD、LDE、LDS和LLS的ECM估計結(jié)果

圖1 1979年至2013年我國經(jīng)濟產(chǎn)值增速趨勢圖

表3 LDY，LDE和LLS的ECM估計結(jié)果

表4 LGDP和LLS的ECM估計結(jié)果

表5 格蘭杰檢驗結(jié)果

第四，商品流通業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)呈正相關關系，商品流通的發(fā)展是推動第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要原因。第三產(chǎn)業(yè)是服務業(yè)，但其同樣需要耗費一定的物資，因此也會與商品物流業(yè)相關，并且也存在相互的影響。

因此，根據(jù)上述分析，可以推測出，經(jīng)濟發(fā)展與商品流通業(yè)之間可以建立誤差修正模型，并且結(jié)果顯著，而在格蘭杰檢驗中彼此應為互為因果。

實證分析

（一）變量與數(shù)據(jù)

經(jīng)濟增長的指標采用我國當年GDP數(shù)據(jù)，三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展情況用當年各個產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)。商品流通發(fā)展情況利用當年社會消費品零售總額進行反映。因此主要有五個指標：GDP，第一產(chǎn)業(yè)（DY），第二產(chǎn)業(yè)（DE），第三產(chǎn)業(yè)（DS）和社會消費品零售總額（LS）。由于數(shù)額較大，并且為時間序列數(shù)據(jù)，可能存在異方差，因此對數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理，而指標變?yōu)椋篖GDP，LDY，LDE，LDS和LLS。數(shù)據(jù)源自于中國統(tǒng)計信息網(wǎng)統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，沿用1978年至2013年的數(shù)據(jù)，共35組指標數(shù)據(jù)。

（二）誤差修正模型

單位根檢驗。由于變量序列為時間序列，可能存在時間趨勢，為不平穩(wěn)序列。在此利用ADF檢驗所有序列的平穩(wěn)性情況。檢驗發(fā)現(xiàn)，在不差分的情況下，所有序列都為不平穩(wěn)序列，存在單位根，但在一階差分后，所有序列都歸于平穩(wěn)，具體結(jié)果如表1所示。

殘差項分析。以LDY、LDE、LDS作為自變量，以LLS為因變量，進行最小二乘法運算，然后對其殘差序列進行分析發(fā)現(xiàn)，殘差序列為平穩(wěn)序列，因此可以建立誤差修正模型。同理，以LGDP為自變量而LLS為因變量進行分析，殘差序列為平穩(wěn)序列；以LDY和LDE為自變量而LLS為因變量進行分析，其殘差序列也為平穩(wěn)序列，因此都可以建立誤差修正模型。

誤差修正模型。以LDY、LDE、LDS作為自變量，以LLS為因變量，進行最小二乘法，得出相關系數(shù)為0.3062，0.3287，0.3420，那么可以得出誤差修正項ECM。以LGDP為自變量而LLS為因變量進行最小二乘法，其系數(shù)為0.9490，得出誤差修正項為ECM1。以LDY和LDE為自變量而LLS為因變量進行最小二乘法，其系數(shù)為0.3101和0.7094，得出誤差修正項為ECM2。

ECM=LLS(-1)-0.3062*LDY(-1)-0.3287*LDE(-1)-0.3420*LDS(-1) ；

ECM1=LLS(-1)-0.9490*LGDP(-1) ；

ECM2=LLS(-1)-0.3101*LDY(-1)-0.7094*LDE(-1) ；

以D（LDY），D（LDE），D（LDS），ECM作為自變量，D（LLS）為因變量進行最小二乘法，結(jié)果如表2。從表2可以看出，D（LDS）的拖尾概率大于0.1，不顯著，而其他變量的拖尾概率小于0.1，顯著。說明該變量的存在性不科學，與D（LLS）的相關性不顯著。

舍棄LDS變量，以D（LDY），D（LDE），ECM2作為自變量，D（LLS）為因變量進行最小二乘法，結(jié)果如表3。表3的結(jié)果看，所有變量的拖尾概率均小于0.05，相關系數(shù)為0.7198，因此在5%的顯著水平下顯著。因此LDY、LDE與LLS存在顯著的相關關系。從系數(shù)可知，與LDE的系數(shù)大于LDY的系數(shù)。

以D（LGDP）、ECM為自變量，以LLS為因變量，進行最小二乘法，結(jié)果如表4。從表4可以看出，所有自變量的拖尾概率均小于0.05，相關系數(shù)為0.7604，因此LGDP與LLS在5%的顯著水平下顯著。

根據(jù)以上分析可知，我國經(jīng)濟增長與商品貿(mào)易流通發(fā)展情況呈正相關關系。對比三次產(chǎn)業(yè)，第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)與商品貿(mào)易流通發(fā)展情況呈正相關關系，但第三產(chǎn)業(yè)與商品貿(mào)易流通發(fā)展情況相關性不顯著。

（三）格蘭杰因果檢驗

誤差修正模型只能驗證二者是否存在相關關系，但不能確定影響的方向，即是經(jīng)濟發(fā)展對商品流通產(chǎn)生影響，還是商品流通發(fā)展對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響，或者二者為互相促進的關系。格蘭杰因果檢驗可以彌補該不足。對變量之間的檢驗結(jié)果如表5所示。從表5數(shù)據(jù)可知，商品貿(mào)易流通與第三產(chǎn)業(yè)的關系都不顯著；商品流通的發(fā)展是引起第一產(chǎn)業(yè)變化的原因，但反過來不是；商品貿(mào)易流通與第二產(chǎn)業(yè)、GDP是互相促進的關系，互為因果。

（四）脈沖響應函數(shù)

根據(jù)格蘭杰檢驗結(jié)果，建立VAR模型和脈沖響應函數(shù)圖，如圖2至圖6。從圖2可知，給LGDP一個沖擊，LLS在半年后作出反應，并逐漸上升，在第四年達到最大值，然后保持穩(wěn)定的影響。從豎軸看，影響最大為6至7左右。從圖3可知，給LLS一個沖擊，LGDP反應較為迅速，并且影響力首先達到一個高度，大概為4左右，然后有微幅上升，上升至5左右達到最大值，最后保持較為穩(wěn)定的影響。

從圖4可知，給LDE一個沖擊，LLS在半年后作出反應，反應較為緩慢，在第四年上升到最高值，豎軸表述為5左右，然后有顯著的下降趨勢。給LLS一個沖擊，LDE迅速反應，并且首先豎軸起點值就達到了5，然后有小幅度上升，最高值為7。從圖5可知，給LLS一個沖擊，LDE迅速反應，最初反應至5左右，然后逐漸上升至7左右，最后保持平穩(wěn)性的影響。從圖6可知，給LLS一個沖擊，LDY迅速反應，最初反應至2左右，在第三年達到最大值，為6左右，最后保持較為穩(wěn)定的影響。

（五）實證結(jié)果分析

根據(jù)以上分析可以看出，實證結(jié)果與理論分析存在差距。理論分析無論是GDP還是DY，DE或者DS都應該與LS相關性顯著，并且互為因果。但實證分析發(fā)現(xiàn)，GDP和DE與LS互為因果，而DY與LS是單向的因果關系，DS與LS因果關系不顯著。具體分析如下：

圖2 LLS對LGDP沖擊的反應

圖3 LGDP對LLS沖擊的反應

圖4 LLS對LDE沖擊的反應

圖5 LDE對LLS沖擊的反應

圖6 LDY對LLS沖擊的反應

GDP與LS的關系：二者互為因果。該結(jié)果與理論分析一致。這說明我國經(jīng)濟的增長需要依賴于商品流通的發(fā)展，而商品流通的發(fā)展需要依托于經(jīng)濟的快速增長。二者互為因果的關系強調(diào)了二者的彼此依賴性。如果經(jīng)濟發(fā)展速度緩慢，那么即使商品流通快速發(fā)展，那么也處于供過于求的狀態(tài)，無法產(chǎn)生真正的作用。如果商品流通發(fā)展緩慢，那么生產(chǎn)的商品無法銷售出去，即大量商品被積壓浪費，那么經(jīng)濟的發(fā)展也存在不安全性因素，會影響經(jīng)濟未來的發(fā)展速度和狀態(tài)。在我國這種不協(xié)調(diào)的關系確實存在，例如在我國部分區(qū)域，水資源非常豐富，但是在另一些區(qū)域水資源非常稀少，但水資源無法自由在區(qū)域之間流通。我國許多商品的生產(chǎn)也存在這樣的問題，部分商品的流通非常迅速，導致貨物供不應求，部分貨物因為商品流通不足導致區(qū)域供求失衡，部分區(qū)域供過于求，部分區(qū)域供不應求。

DY與LS的關系：DY是LS的因。這與理論分析存在部分的不一致。但深究其原因，可能與我國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的狀態(tài)有關。長期以來，我國農(nóng)村經(jīng)濟處于低水平發(fā)展，許多農(nóng)戶處于自給自足的狀態(tài)，因此農(nóng)產(chǎn)品商品化率很低，這種自給自足的經(jīng)濟數(shù)據(jù)難以統(tǒng)計分析，因此實際生產(chǎn)數(shù)據(jù)存在偏頗。此外，從自給自足的狀態(tài)轉(zhuǎn)化為當前農(nóng)村經(jīng)濟快速發(fā)展的狀態(tài)，二者的數(shù)據(jù)關聯(lián)度會降低，因此也會影響實證分析結(jié)果。

DE與LS的關系：二者互為因果。這與理論分析一致，說明理論分析與實證分析一致性。第二產(chǎn)業(yè)在我國經(jīng)濟的比重最大，并且其生產(chǎn)的產(chǎn)品對象為貨物，很多第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品也需要通過第二產(chǎn)業(yè)進入流通市場，第三產(chǎn)業(yè)也需要依托第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)的貨物。因此，第二產(chǎn)業(yè)對商品流通產(chǎn)生了很大的影響力，反過來商品流通的發(fā)展程度，是否滿足第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展需求，也對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了重要影響。如果二者存在矛盾，那么就可能產(chǎn)生兩種結(jié)果。一是商品流通供不應求，導致貨物積壓賣不出去，造成資源浪費，影響經(jīng)濟發(fā)展，二是商品流通發(fā)展過剩，那么其超過的部分也處于虛置，那么會降低商品流通業(yè)的利益，不利于商品流通業(yè)的發(fā)展，即是經(jīng)濟發(fā)展速度跟不上商品流通業(yè)發(fā)展的速度。

DS與LS的關系：相關性不顯著。這與理論分析非常不一致。這可能主要是因為以下幾個方面：第一，第三產(chǎn)業(yè)主要是服務業(yè)，其售出的商品主要是服務而不是貨物，因此不參與商品流通；第二，我國第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展非常滯后，而數(shù)據(jù)包含了35年的數(shù)據(jù)，時間較長，難以反映其中的復雜關系。筆者認為主要是因為第一種原因，即第三產(chǎn)業(yè)屬于服務型經(jīng)濟，雖然需要依托貨物而存在，但其發(fā)展與貨物的關聯(lián)性不大，因此與商品流通的相關性不顯著。

政策建議

根據(jù)以上分析，可以看出我國商品流通發(fā)展的重要性。為了促進商品流通的快速發(fā)展，促進經(jīng)濟的快速增長，保障商品流通與經(jīng)濟發(fā)展的協(xié)調(diào)性，筆者給出以下幾個方面的建議：

第一，完善農(nóng)村交易市場，促進農(nóng)村商品流通的發(fā)展。從我國現(xiàn)實出發(fā)，農(nóng)村經(jīng)濟處于快速發(fā)展期，但目前我國農(nóng)村商品流通發(fā)展不足，成為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的重要限制性因素。我國農(nóng)產(chǎn)品每年都會出現(xiàn)很多產(chǎn)品滯銷的現(xiàn)象，這一部分原因在于我國農(nóng)村商品流通發(fā)展不足，無法及時將大批量農(nóng)產(chǎn)品分散到各個區(qū)域。

第二，完善城鄉(xiāng)商品的流通體系，提高商品的流通速度。我國城鎮(zhèn)經(jīng)濟已經(jīng)發(fā)展到一定階段，但城鄉(xiāng)之間的商品流通還存在諸多問題，主要表現(xiàn)在環(huán)節(jié)多、成本高、效率慢。應該各個擊破，全面完善，才能有效解決我國當前商品流通的發(fā)展問題。

第三，加速我國第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，緩解我國商品流通的壓力。物質(zhì)消費只是一部分，緩解商品流通的供求情況，可以通過轉(zhuǎn)嫁消費實現(xiàn)，即鼓勵居民進行精神消費，減少對物質(zhì)的消費。隨著人們對精神生活的追求，轉(zhuǎn)嫁消費必將是一個有效的手段。這不僅可以促進經(jīng)濟發(fā)展，同時也能改善我國資源配置效率，也能起到節(jié)約資源緩解我國人均資源稀缺的問題。

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