余小艷 余球

內(nèi)容摘要：隨著國民經(jīng)濟發(fā)展水平的不斷提高，國民收入日益增加，流通業(yè)開始異軍突起。就居民消費而言，在收入增加的條件下，消費總量、消費模式與消費結(jié)構(gòu)都會發(fā)生一定的變化。本文基于VAR模型，實證分析流通創(chuàng)新與消費升級之間的相關性，并提出促進兩者協(xié)同發(fā)展的建議。

關鍵詞：流通創(chuàng)新 消費升級 互動關系 VAR模型

國內(nèi)外研究動態(tài)及文獻綜述

（一）國外研究動態(tài)及文獻綜述

最早對流通與消費之間關系進行闡述的是亞當·斯密（1776），他指出流通擴大代表市場的擴張，其會促進消費增加以及分工細化。Wood（1999）通過研究發(fā)現(xiàn)，“大流通”是市場經(jīng)濟繁榮的最直接體現(xiàn)，其既能促進上游的生產(chǎn)環(huán)節(jié)發(fā)展，又對下游的消費環(huán)節(jié)有較大影響。Hausman等人（2007）以美國非傳統(tǒng)零售商為研究對象，實證分析了1998-2003年消費者福利的影響因素，結(jié)果表明消費者福利主要受商業(yè)選址、行業(yè)發(fā)展水平以及零售商市場份額這三個因素的影響。Hackman（2008）實證研究了技術創(chuàng)新與企業(yè)效率、消費者效用之間的關系，發(fā)現(xiàn)技術創(chuàng)新能夠有效促進企業(yè)效率與消費者效用提高。Theodoridis等人（2009）指出，流通業(yè)企業(yè)創(chuàng)新具有一定的溢出性與集聚性，而且這兩種屬性正是越來越多城市商圈形成的主要原因。Dadzie等人（2015）認為，技術創(chuàng)新效率高的商業(yè)公司營銷自動化程度往往也很高，消費者更傾向于選擇這類公司進行消費。

（二）國內(nèi)研究動態(tài)及文獻綜述

冉凈斐（2008）分別從理論與實證兩個角度對流通與消費之間的關系進行了研究，結(jié)果表明流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展與消費增長之間存在正相關關系。文啟湘等人（2010）通過實證研究流通業(yè)發(fā)展與消費增長之間的關系，發(fā)現(xiàn)這兩者之間存在著雙向的促進與支撐關系。李駿陽等人（2012）以我國農(nóng)村流通業(yè)為研究對象，實證分析了1985-2009年其與居民消費結(jié)構(gòu)之間的關系，結(jié)果表明流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展對居民消費結(jié)構(gòu)有顯著的正向影響。江彤（2014）基于消費函數(shù)理論對影響消費的三個主要因素：收入、資產(chǎn)以及消費慣性進行了深入分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)流通創(chuàng)新對消費有著明顯的促進作用。王世進（2015）指出，可以從以下四個方面來衡量流通產(chǎn)業(yè)效率：一是從業(yè)人員，二是企業(yè)，三是資本，四是零售網(wǎng)點。

流通創(chuàng)新與消費升級相關性實證分析

（一）指標選取與數(shù)據(jù)來源

由于本文研究的是流通創(chuàng)新與消費升級之間的相關性，所以選取的指標必須能夠比較準確的衡量流通創(chuàng)新與消費升級。一方面，當前暫時未有流通產(chǎn)業(yè)的統(tǒng)一界定標準，由于流通業(yè)本身的范疇非常廣，所以很難直接從統(tǒng)計年鑒中獲取關于流通產(chǎn)業(yè)的權(quán)威數(shù)據(jù)。為了保證實證研究的科學性與可靠性，同時保證數(shù)據(jù)的可得性，本文以流通業(yè)中的三個分支行業(yè)為對象進行定量研究，分別為批發(fā)零售、物流配送、餐飲住宿。另一方面，流通創(chuàng)新是一個很寬泛的概念，想要對其進行定量評價必須構(gòu)建評價指標體系。因為本文的研究重點是流通創(chuàng)新與消費升級之間的相關性，所以省略了對流通創(chuàng)新的針對性研究，直接借鑒了《中國流通創(chuàng)新前沿報告》中構(gòu)建的評價指標體系計算出我國1995-2015年間的“流通創(chuàng)新指數(shù)”（以下簡稱CI）來作為流通創(chuàng)新變量。

現(xiàn)階段，學術界尚未就消費升級的衡量指標達成一致，也沒有一種得到大部分學者認可的權(quán)威衡量方法。參考國內(nèi)外學者的相關研究并結(jié)合我國居民的消費實際，本文將人均全年娛樂文化教育服務消費支出占人均全年總消費支出的比例，作為1995-2015年間的“消費升級指數(shù)”（以下簡稱CU）。

本文的研究數(shù)據(jù)來源主要有兩個：第一，1995年至2015年由國家統(tǒng)計局發(fā)布的《中國統(tǒng)計年鑒》；第二，國泰君安的CSMAR數(shù)據(jù)庫。此外，還有一些輔助計算數(shù)據(jù)是從商務部官方網(wǎng)站上查詢?nèi)〉玫?。為了保證數(shù)據(jù)之間的可比性，本文選擇的數(shù)據(jù)口徑一致，對于極個別缺失的數(shù)據(jù)，也都是以國家統(tǒng)計局的推算方法為依據(jù)推算得出的。需要注意的是，由于本文是對兩個變量之間的相關性進行定量分析，建模過程會在一定程度上受到數(shù)據(jù)異方差性的影響，所以在建模之前要對選擇的流通創(chuàng)新綜合指標進行一定的數(shù)學調(diào)整。

本文選擇的研究數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，為了消除時間跨度內(nèi)各年份之間物價變化的影響，本研究以1978年為基期，對1995-2015年間的樣本數(shù)據(jù)換算成了基期價格。換算之后的各年度的CU和CI如表1所示。

（二）構(gòu)建回歸模型

學術界通常使用向量自回歸模型（VAR）來實證分析兩個時間序列變量之間的相關性，本文也基于這一理念構(gòu)建了模型，并利用Stata12.0軟件對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗。為了保證研究的全面性與科學性，還通過格蘭杰因果檢驗以及構(gòu)建脈沖響應函數(shù)的方式深入分析了兩變量之間的相關性。

平穩(wěn)性檢驗。第一，分別取CU與CI的對數(shù)lncu和lnci，將其作為初步平穩(wěn)的數(shù)據(jù)。根據(jù)檢驗原理可知，若一組時間序列數(shù)據(jù)存在單位根，那么其就屬于非平穩(wěn)序列，t檢驗無法檢驗出其回歸有效性，有可能會發(fā)生偽回歸現(xiàn)象?；诖耍仨殞?shù)據(jù)再單獨進行一次單位根檢驗，確認其平穩(wěn)性是否滿足建模要求。CU和CI隨時間的演變趨勢如圖1所示。

第二，判斷l(xiāng)ncu的平穩(wěn)性，計算結(jié)果如表2所示。

根據(jù)表2可知，DF統(tǒng)計量=-0.331>-3.750，P=0.9209。很顯然，在1%的水平上“存在單位根”的原假設無法被拒絕，lncu不滿足時間序列的平穩(wěn)要求，所以必須對其進行再判斷與修正。因為DF檢驗過程中可能出現(xiàn)擾動項多重線性相關的情況，為了保證檢驗的有效性，本文選擇ADF檢驗法對其繼續(xù)進行檢驗。基于ADF檢驗法，可以計算出最大滯后階數(shù)pmax=[12*（T/100）1/4] =8。對lnci而言，分別令p=8、7、6、5、4進行ADF檢驗，結(jié)果表明最后項達不到顯著性要求。令p=3再進行ADF檢驗，lnci的三階單位根檢驗結(jié)果如表3所示。

由表3可知，ADF統(tǒng)計量Z（t）=-0.296>-3.750，同時滿足最后一階滯后顯著不為零的要求，所以該數(shù)據(jù)序列存在單位根，可以將存在單位根的{lncit}視為非平穩(wěn)過程，再通過差分來計算其單整階數(shù)。本文通過對一階差分{Δlncit}以及二階差分{Δ2lncit}的檢驗，發(fā)現(xiàn)雖然其一階差分序列非平穩(wěn)，但是二階差分序列在序列內(nèi)保持平穩(wěn)，因此lnci序列為二階單整。

基于同樣的思路，對lncu也進行ADF檢驗。結(jié)果表明{lncut}序列非平穩(wěn)，一階差分{Δlncut}非平穩(wěn)，但是二階差分{Δ2lncut}在序列內(nèi)保持平穩(wěn)，因此lncu序列也是二階單整。綜合計算結(jié)果如表4所示。

模型構(gòu)建與計算。計算得出平穩(wěn)序列之后，就可以利用他們構(gòu)建向量自回歸（VAR）模型。首先，根據(jù)多角度、多層次的信息準則來確定模型的階數(shù)，各信息準則的滯后期計算結(jié)果如表5所示。

由表5可知，8個信息準則中，有5個準則計算出的滯后期均為三階。故此，本文將VAR模型的滯后期設為3期。因為樣本容量不大，在計算之前通過執(zhí)行dfk和small兩個選擇項命令對樣本進行定向小幅調(diào)整。

完成表6的步驟之后，需要對模型的性質(zhì)以及假設進行檢驗。本文運用LM檢驗來判斷殘差的自相關性，檢驗結(jié)果如表7所示。

其次，對各階系數(shù)是否具有聯(lián)合顯著性進行檢驗，具體檢驗結(jié)果如表8所示。盡管單個方程存在個別階不顯著的情況，但就三個方程構(gòu)成的聯(lián)動方程而言，各階系數(shù)均滿足在1%水平下顯著的要求。

最后，利用特征值對向量自回歸系統(tǒng)是否穩(wěn)定進行檢驗，具體的檢驗結(jié)果如圖2所示。可以看出所有特征值的坐標位置都落于單位圓之內(nèi)，表明向量自回歸系統(tǒng)滿足穩(wěn)定性要求。

格蘭杰因果檢驗與脈沖響應函數(shù)。通過上述檢驗發(fā)現(xiàn)，檢驗結(jié)果始終無法拒絕“擾動項不服從正態(tài)分布”這一初始假設，而這會導致模型對變量值的預測存在一定的不可信性。本文研究的重點是驗證流通創(chuàng)新與消費升級之間的相關性，并不是預測變量未來值，所以可以選擇用脈沖響應函數(shù)來判斷變量之間的向量擾動關系。在判斷之前，需要先考察模型中各變量彼此之間的格蘭杰因果關系以及相互影響。

表9中第二行數(shù)據(jù)的意義是：如果方程以d2lnci為被解釋變量，并就將d2lncu排除在變量體系之外，那么x2統(tǒng)計量=30.468，p=0.000。很顯然，這拒絕了“d2lnci非d2lncu的格蘭杰原因”的初始假設，即lnci是lncu的格蘭杰原因。同樣道理，可以推導出lncu是lnci的格蘭杰原因。由此可知，這兩者互為對方的格蘭杰因果原因，存在相關性。至于具體的相關性及其持續(xù)性如何，本文使用脈沖響應函數(shù)來進行考察，計算結(jié)果如表10所示。

由表10可知，不管是選擇消費升級指數(shù)作為脈沖變量，還是選擇流通創(chuàng)新指數(shù)作為脈沖變量，兩者之間的動態(tài)沖擊效應都非常顯著。但是相對而言，流通創(chuàng)新指數(shù)做解釋變量的情況下，脈沖效應更顯著，代表其對消費升級的影響更顯著、更具持續(xù)性。

（三）實證結(jié)果分析

結(jié)果表明這兩者之間的相互影響具有以下三個特征：首先，影響是正向的；其次，影響是顯著的；最后，影響是滯后的。根據(jù)上文的格蘭杰因果檢驗結(jié)果，不僅確認了流通創(chuàng)新指數(shù)與消費升級指數(shù)之間存在著雙向因果關系，而且發(fā)現(xiàn)這兩者之間的相關性在長期內(nèi)發(fā)揮著明顯作用。

政策建議

（一）最大限度發(fā)揮流通創(chuàng)新對消費升級的正向推動作用

隨著信息與互聯(lián)網(wǎng)技術的快速進步，流通創(chuàng)新進入了全盛期，越來越多的高端流通方式應運而生。在這種環(huán)境下，政府應明確扶持思路、加大對流通創(chuàng)新與改革的支持力度，盡量創(chuàng)造出透明、公平、有序的市場經(jīng)營環(huán)境。這樣不但有助于流通創(chuàng)新，還能在一定程度上促進社會流通成本降低。結(jié)合我國流通創(chuàng)新實際，本文認為具體工作可以從以下三方面入手：首先，結(jié)合流通業(yè)發(fā)展實際，制定并堅定執(zhí)行流通創(chuàng)新規(guī)劃，打造金字塔式的流通創(chuàng)新結(jié)構(gòu)。政府應在進行廣泛市場調(diào)研的基礎上，聯(lián)合行業(yè)協(xié)會、行業(yè)管理機構(gòu)以及企業(yè)共同制定流通創(chuàng)新總體規(guī)劃，并堅定不移的執(zhí)行這些規(guī)劃，保障重點目標及重點任務如期完成；其次，完善流通創(chuàng)新管理制度?，F(xiàn)階段我國流通創(chuàng)新管理制度尚不完善，政府應強化與之相關的管理制度體系建設工作，制定統(tǒng)一的行業(yè)發(fā)展標準；最后，提升流通創(chuàng)新能力。政府應加大對流通創(chuàng)新人才培養(yǎng)的支持力度，可以先在核心地區(qū)定向培養(yǎng)流通創(chuàng)新專業(yè)人才，再通過核心地區(qū)逐漸將先進的流通創(chuàng)新理念輻射到周邊地區(qū)，借助聯(lián)動效應提高流通創(chuàng)新能力。

（二）最大限度發(fā)揮消費升級對流通創(chuàng)新的引導作用

本文認為可以通過以下途徑引導消費升級：一方面，政府應準確把握消費升級在未來一段時間內(nèi)的演變趨勢，并為其創(chuàng)造更好的環(huán)境與條件，引導社會消費結(jié)構(gòu)向更高層次發(fā)展；另一方面，政府需要認識到消費升級不能一蹴而就，過多的短期刺激很可能產(chǎn)生反效果，既浪費政策實施資金，又影響正常的市場秩序。因此，對消費升級的引導應該是長期的、循序漸進的。綜上所述，政府應著眼于中長期目標，將引導重點放在消費升級能力培養(yǎng)、消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化等方面，通過科學合理、循序漸進的引導，逐步建立起符合我國社會經(jīng)濟發(fā)展實際的消費升級模式。

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