信息化水平提升與商貿流通業發展方式轉變關系研究

■ 張志敏（山東科技大學 山東泰安 271019）

引言

改革開放以來，我國國民經濟總體上得到了蓬勃發展，特別是商品經濟的發展尤為矚目，商貿流通業一躍成為國民經濟發展的先導產業，在國民經濟運行和現代社會穩定中發揮了突出的作用。雖然我國商貿流通業得到了迅猛發展，2013年國內社會消費品零售額達到23.78億元，但是總體上商貿流通業的發展方式仍比較粗放，特別是流通成本高、流通資金周轉緩慢、流通過程浪費嚴重等問題共同成為商貿流通業健康發展的瓶頸。因此，我國商貿流通業轉型升級的任務重擔依然非常大。

與此同時，近年來我國信息產業快速發展，以IT技術、互聯網技術、電子商務技術等為代表的現代化信息技術不斷應用到各個領域。商貿流通業作為貫穿整個國內消費市場的重點行業，對信息技術的依賴性也逐步增強。特別是電子商務技術的應用和推廣，為便捷式網上購物提供了有利條件，進一步引發了商貿流通電子商務革命，促進商貿流通業轉型提升?；诖?，本文嘗試通過定量方法，對信息化水平提升與商貿流通業發展方式轉變的關系進行分析，檢驗兩者之間存在的作用水平到達何種程度。

我國信息化水平與商貿流通業發展方式的變化趨勢

（一）指標度量

一是商貿流通業發展方式。結合我國商貿流通業發展特征及統計指標，并參考以往學者相關研究，本文從商貿流通業綜合發展、流通結構和流通效益三個層面進行指標度量，各個層面包含的指標體系如表1所示。二是信息化水平。結合我國信息化發展特征及統計指標，并參考以往學者研究，本文從信息化基礎設施、信息產業發展和信息化應用三個層面進行指標度量，各個層面包含的指標體系如表2所示。

（二）指標測算

根據上面的指標體系，采用熵值法確定指標權重，然后通過加權運算，分別測算信息化水平指數與商貿流通業發展方式指標，時間跨度為1994-2013年。其中，商貿流通業包括交通運輸、倉儲和郵政業、批發和零售業、住宿和餐飲業；信息產業包括通信設備、計算機及其他電子設備制造業，軟件和信息技術服務業，數據來源于《中國統計年鑒》。信息化水平指數與商貿流通業發展方式指標的變化趨勢如圖1所示。由圖1可知，無論是信息化水平指數與商貿流通業發展方式指標，總體上都呈現了明顯的增加態勢。觀察信息化水平指數與商貿流通業發展方式指標可知，兩者在變化趨勢上非常相似，由此有理由推測兩者之間存在一定的關聯性。

信息化水平提升與商貿流通業發展方式轉變關系的實證

（一）協整分析

為了定量研究信息化水平提升與商貿流通業發展方式轉變的關系，本文將通過計量經濟學方法進行實證檢驗。首先，對信息化水平提升與商貿流通業發展方式轉變的關系進行協整分析。在協整分析之前，有必要對相關變量序列的平穩性進行檢驗。本文采用ADF單位根檢驗方法，檢驗我國信息化水平指數（INF）與商貿流通業發展方式（PAT）的平穩性，結果如表3所示。

由單位根檢驗結果可知，INF和PAT兩個序列的水平項都沒有通過顯著性檢驗，即兩個序列都是非平穩序列。在對序列進行一階差分之后，新的序列也都沒有通過顯著性檢驗，即兩個序列的一階差分序列都是非平穩序列。對序列進行二階差分之后，新序列的ADF值都通過了1%的顯著性檢驗，因此兩個序列的二階差分序列都是平穩序列。由此可見，INF和PAT兩個序列都是I（2）單整序列，因此滿足協整檢驗對變量序列平穩性的條件。

在進行我國信息化水平指數與商貿流通業發展方式的協整分析時，本文構建線性回歸模型如下：

其中，a0和a1為待估參數，εt為模型的殘差項。

對回歸模型進行參數估計，結果如表4所示。對回歸得到的殘差序列進行ADF單位根檢驗，發現殘差序列的ADF值通過1%的顯著性檢驗，由此可見，我國信息化水平指數與商貿流通業發展方式轉變之間存在一種長期穩定的平衡關系。由協整分析結果可知，INF的系數為1.4234，且滿足1%的顯著性檢驗，即我國信息化程度每提高1個單位，將促進商貿流通業發展方式程度提升1.4234個單位。

圖1 我國信息化水平指數與商貿流通業發展方式指標的變化趨勢

表1 商貿流通業發展方式指標體系

表2 信息化水平指標體系

表3 單位根檢驗結果

表4 回歸結果

表5 誤差回歸模型的回歸結果

表6 格蘭杰因果檢驗結果

（二）誤差修正模型

由計量經濟學相關理論可知，當一組變量存在協整關系時，則必然存在一種短期的內在調節機制。我國信息化水平既然與商貿流通業發展方式轉變之間存在穩定均衡關系，那么在短期內信息化水平變動極有可能沖擊商貿流通業發展方式轉變。構建INF和PAT兩個序列的誤差修正模型：

對上式進行回歸估計，結果如表5所示。

由誤差修正模型的回歸結果可知，我國信息化水平提升與商貿流通業發展方式轉變之間存在著一種短期的均衡關系。由回歸系數可以發現，我國信息化水平在短期內的提升，可以促進商貿流通業發展方式得到正向提升，信息化水平在短期內提升1個單位，可對商貿流通業發展方式的提升作出正向的沖擊作用。同時，誤差項的系數也顯著為正，表明短期內我國信息化水平與商貿流通業發展方式之間的均衡誤差可以對商貿流通業發展方式產生一種正向的修正機制。

（三）格蘭杰因果檢驗

由以上分析可知，我國信息化水平與商貿流通業發展方式轉變之間存在穩定均衡關系，同時在短期內也存在內在的調節機制，本文通過格蘭杰因果檢驗，進一步分析我國信息化水平與商貿流通業發展方式轉變之間的互動關系。

對INF和PAT兩個序列分別進行水平項、一階滯后、二階滯后和三階滯后的格蘭杰因果檢驗，結果如表6所示。

由格蘭杰因果檢驗結果可知，無論是當期還是滯后期，我國信息化水平與商貿流通業發展方式轉變在一定程度上互為格蘭杰因。與此同時，兩者水平項的格蘭杰因果顯著性都不及一階滯后項和二階滯后項的顯著性水平，而到了第三階滯后時，顯著性又開始減小。由此可見，我國信息化水平與商貿流通業發展方式轉變之間存在一定的互動關系，而且這種互動關系又存在一定的時間滯后性。

結論和啟示

本文通過新型的指標體系設計，度量了我國信息化水平與商貿流通業發展方式轉變的指數，然后采用協整分析、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗三種方法對兩者的關系進行實證檢驗。研究結論有以下三點：第一，我國信息化水平提升與商貿流通業發展方式轉變之間存在一種長期穩定的平衡關系。第二，信息化水平與商貿流通業發展方式之間存在一種短期的均衡修正機制，信息化水平在短期內的提升，可以促進商貿流通業發展方式得到正向提升。第三，我國信息化水平與商貿流通業發展方式轉變之間存在一定的互動關系，而且這種互動關系又存在一定的時間滯后性。

雖然我國信息化水平得到了快速提升，但與發達國家相比還存在較大差距。即便我國已成為僅次于美國的第二大互聯網國家，但這在很大程度上歸功于我國的人口規模，國內信息化發展的效率仍然不高，特別是對制造業和服務業內部諸多領域的信息技術利用遠不及美國。信息化質量成為了制約我國商貿流通業轉型提升的重要瓶頸。根據本文分析，筆者認為，未來我國商貿流通業的轉型升級以及信息化發展過程中都充分重視兩者的互動融合，以信息化提升驅動商貿流通業轉型，以商貿流通業轉型發展進一步帶動信息化提升，產生一種良性的循環效應。

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