新疆流通業發展對居民消費影響的實證研究

龔新蜀+王世英

內容摘要：本文運用1995-2014年時間序列數據，實證分析了新疆流通業發展與居民消費之間的關系。得出結論：灰色關聯度分析模型顯示新疆流通業與居民消費支出的灰色關聯度為0.648;選取更具提升空間及潛力的農村居民消費與新疆流通業發展進行計量分析，結果表明兩者之間存在長期穩定的均衡關系，且新疆社會消費品零售總額每增加1億元，將會帶動農村居民消費性支出增加約2950萬元。在以上分析的基礎上，文章提出促進新疆流通業發展的相關措施。

關鍵詞：流通業 ? 居民消費 ? 灰色關聯 ? 回歸分析

引言

21世紀以來，隨著西部大開發政策的實施以及絲綢之路經濟帶的提出，新疆經濟實現了快速發展，也實現了流通業前所未有的發展。2014年新疆交通運輸、倉儲和郵政業增加值480.44億元，比2013年增長了24.15%;此外，批發業和零售業增加550.67億元。1995年以來，新疆全社會消費品零售總額保持持續上升狀態（見圖1），其中2014年新疆全社會消費品零售總額達到2436.5億元，比2013年增長11.79%;按地區劃分，2014年新疆城鎮社會消費品零售總額為2220.82億元，比2013年增長11.28%; 新疆農村社會消費品零售總額為215.68億元，比2013年增長17.35%。與此同時，新疆居民消費總額由1995年的320.7億元增加到2014年的2837.02億元，增長了7.85倍，其中2014年新疆城鎮居民消費達到1980.74億元，比1995年增長8.33倍;而2014年新疆農村居民消費為856.28億元，比1995年增長6.90倍。

通過對上述行業統計數據分析得知，新疆流通業整體發展迅速，但是區域內城鄉存在差異。主要體現為：在總值上，新疆農村社會消費品零售總額低于城鎮;在增長速度上，新疆城鎮居民消費增長率高于農村。這從側面反映出新疆居民消費對流通業的快速發展起到了推動作用，同時流通業的發展對居民消費支出的增加也有促進作用。因此，在絲綢之路經濟帶建設和經濟新常態背景下，動態解析兩者之間的相互關系，制定推動流通業發展的政策措施，拉動居民內需消費，對實現新疆經濟健康發展具有重要意義。

相關文獻概述

國外相關文獻。亞當·斯密《國富論》認為分工促進流通的產生，流通刺激消費。馬克思《經濟學手稿》中指出流通與消費是聯系緊密的兩個方面，流通促進消費，消費決定流通方式。日本學者丹下博文認為物流產業的發展可以滿足消費者需求的發展。

國內相關文獻。冉凈斐（2008）運用自回歸分布滯后模型，認為流通業的發展通過消費需求刺激居民消費增加。張連剛、李興蓉（2010）采用面板數據模型驗證了我國流通業發展與居民消費的相互影響關系，并指出兩者之間在地區上存在不同程度的差別。李駿陽、包偉、夏禹鋮（2011）引入PLS，論證了農村流通業發展刺激農村居民人均消費增加，并提出了促進流通業發展的建議措施。王世進、周敏、司增綽（2013）研究表明流通產業對居民消費的積極效應，并指明其對居民消費支出具有差異性。高核、王靜、趙璋（2015）使用時間序列數據，展開分析云南省農村居民消費與流通業發展的相互關系，實證顯示兩者之間存在長期均衡的關系，并提出了發展云南農村流通業的措施。

綜上所述，國內外學者已經意識到流通業發展與居民消費兩者之間關系的重要性，并做出了相關研究，但是鮮有文獻論證分析新疆流通業發展與居民消費之間的相互影響。基于此，本文在學者已有的研究基礎上，引入灰色關聯分析法和計量回歸模型，從不同角度解析新疆流通業發展與居民消費之間的相互影響。

實證分析

（一）模型構建與方法選取

1.流通業的灰色關聯度分析模型。灰色關聯度模型定量分析系統內各因素相互影響程度的大小，其根本體現在灰色關聯度系數的對比上，灰色關聯度系數越小，表示其關聯程度也越小;反之亦然。本文參考鄧聚龍教授（2002）關于《灰預測與灰決策》中的方法對灰色關聯度進行測算，具體步驟如下：

首先，確定系統中表現其本質的主要數列和輔助數列。

其次，進行變量的無量綱化處理，消除各個數列所使用的量綱不同，本文采用平均值法對數列進行處理。

再次，計算灰色關聯度系數，X0（k）和Xi（k）之間的灰色關聯度系數計算方法為：

（1）

式（1）中，ρ∈（0，∞），記為分辨系數。一般情況下，ρ越大，分辨力越小;通常ρ取0.5;

最后，計算關聯度，即對各個時刻的關聯度求平均值，公式如下：

（2）

ri即為灰色關聯度。

2.流通業的計量分析模型。

單位根檢驗。經濟時間序列大多非平穩，具有隨機趨勢或確定趨勢，分析中難以避免地會出現“偽回歸”情況。單位根檢驗是檢驗時間序列是否處于平穩狀態的常用方法，本文采用Augmented Dickey-Fuller檢驗來驗證序列的平穩性。

協整檢驗。這是驗證各個穩定的時間序列間是否具備長期關系的手段，當各變量為同階單整時才具備進行檢驗變量是否存在協整關系的條件。Engle-Granger兩步法和Johansen-Juselius檢驗方法是比較常用的兩種方法。

Granger因果關系檢驗。用來檢驗一個變量序列所帶來的過去信息是否有助于詮釋另一個變量序列的未來狀態。在模型檢驗結果中，如果序列間確實存在長期均衡的協整關系，則可以運用Granger檢驗衡量序列間是否存在因果關系和作用方向。

（二）指標選取與數據來源

流通業發展水平指標。本文中新疆流通業定義為包含批發和零售業、租賃和服務業、住宿和餐飲業、交通運輸和倉儲郵政業以及居民服務業和其他服務業在內的與商品流通相關服務的所有產業，本文選用新疆社會消費品零售總額更能全面呈現新疆流通業發展現狀。

居民消費水平衡量指標。按照國民核算過程中的支出法核算，消費可劃分為居民消費和政府消費。按照地域劃分，居民消費可劃分為城鎮居民消費和農村居民消費。在此本文選取新疆居民人均消費性支出反映新疆本地居民消費水平。

數據來源。考慮到數據的可獲得性和全面性，本文采用1995-2014年新疆社會消費品零售總額作為衡量新疆流通業發展水平的指標，記為TC;選取1995-2014年新疆農村居民人均消費性支出和城鎮居民人均消費性支出作為衡量新疆居民消費水平的指標，記為RC和UC。本文所使用的數據均來自于《新疆統計年鑒》（1995-2015）。

（三）實證檢驗與分析

1.新疆流通業與居民消費的關聯度分析。如表1所示，由上述灰色關聯度的公式（1）和（2）可以獲取新疆流通業與城鎮居民消費的灰色關聯系數為：

1=（0.9491，1.0000，0.9364，0.9772，0.9764，0.5780，0.5501，0.5028，0.5081，0.6501，0.7282，0.7780，0.8207，0.9500，0.7383，0.6558，0.6250，0.6862，0.4558，0.3369）

新疆流通業與農村居民消費的灰色關聯系數為：

2=（0.5713，0.4015，0.3946，0.3842，0.4418，0.8825，0.8662，0.8848，0.7203，0.9902，1.0000，0.7593，0.7064，0.5495，0.5000，0.5238，0.5179，0.5849，0.4545，0.5344）

新疆流通業與居民消費的灰色關聯系數為：

ξ=（0.6759，0.5925，0.5547，0.5627，0.5818，0.6573，0.6281，0.5813，0.5390，0.8706，0.9248，1.0000，0.9538，0.6661，0.5296，0.5642，0.5724，0.7171，0.4322，0.3532）

綜上計算可得，新疆社會消費品零售總額與城鎮居民人均消費支出的灰色關聯度是0.7201，新疆社會消費品零售總額與農村居民人均消費的灰色關聯度是0.6334，新疆社會消費品零售總額與居民人均消費的灰色關聯度為0.6479，三者之間關聯度均大于0.6，這表示新疆城鎮居民消費和農村居民消費與新疆流通業發展不可分割，并且前者的關聯度稍微大于后者，但是這也說明通過提升農村居民消費以提高社會品零售總額的上升空間很大，更具開發潛力。

2.新疆流通業與居民消費的計量分析。鑒于新疆農村居民消費與社會消費品的密切相關性，且新疆農村居民消費對社會消費品更具提升空間及潛力，因此本文選擇對新疆流通業發展與農村居民消費進行計量實證。

根據經濟學中流通業發展與農村居民人均消費支出變化的趨勢，構建新疆流通業發展和農村居民人均消費的計量線性回歸方程：

RC=X1+X2*TC+ε ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （3）

回歸方程（3）中，X1是常數項，表示新疆農村居民在正常生活情況下不可缺少的人均消費支出;X2為彈性系數，代表隨著新疆社會消費品零售總額的增加所帶來的農村居民人均消費性支出的增加程度;ε代表隨機誤差項。

單位根檢驗。為消除時間序列存在的不平穩性，對新疆農村居民人均消費性支出RC和新疆社會消費品零售總額TC進行單位根檢驗，本文使用ADF檢驗法，檢驗結果如表2所示。

由表2可知，原序列新疆農村居民人均消費性支出RC和新疆社會消費品零售總額TC都存在單位根，一階差分后，在5%的顯著性水平下，兩者均不存在單位根，為平穩序列，這表示原序列RC和TC均為一階單整，即I（1），原序列具備進行協整檢驗的條件。

協整檢驗。由單位根檢驗結果可知，序列新疆農村居民人均消費性支出RC和新疆社會消費品零售總額TC均具備進行Johansen-Juselius協整檢驗的條件。本文運用JJ檢驗方法進行協整檢驗，檢驗結果如表3所示。

表3的結果顯示：特征根跡檢驗的趨勢統計量在5%的顯著性水平下拒絕沒有協整向量的原假設，即原序列RC與TC之間具有協整關系，表明新疆農村居民人均消費性支出RC與新疆社會消費品零售總額TC之間具有長期均衡關系。

Granger因果關系檢驗。進一步驗證新疆農村居民人均消費支出RC與新疆社會消費品零售額TC之間是否存在格蘭杰因果關系，驗證結果如表4所示。

由表4可知，在滯后4期的情況下，在10%的顯著性水平下，拒絕序列TC不是序列RC的格蘭杰原因的原假設，即拒絕序列TC不是序列RC的格蘭杰原因的假設;相同條件下，同時拒絕序列RC不是序列TC的格蘭杰原因的原假設。其共同表明：1978-2014年新疆農村居民人均消費性支出與新疆社會消費品零售總額之間存在雙向的Granger因果關系。

結果分析。新疆農村居民人均消費性支出RC與新疆社會消費品零售總額TC的平穩性檢驗表明二者都是一階單整;隨后，協整檢驗顯示兩者之間具有長期均衡關系;格蘭杰因果關系表明其具有雙向的格蘭杰Granger因果關系。本文選取新疆農村居民人均消費性支出RC為因變量，新疆社會消費品零售總額TC為自變量，構建一元線性回歸方程，回歸結果如表5所示。

線性回歸的方程為：

RC=619.027+2.378TC ? ? ? ? ? ? ? ?（4）

在回歸方程式（4）中，R2為0.9531，即擬合優度達到95.31%，這說明改回歸方程對觀測值的解釋能力達到95.31%，并且在5%的顯著性水平下，方程通過各項顯著性檢驗，這也與前文論述的流通業發展將促進農村居民消費性支出相一致。同時方程（4）說明，新疆社會消費品零售總額每增加1億元，將會拉動農村居民消費性支出增加約2950萬元。若只考慮新疆社會消費品零售總額對新疆農村居民消費性支出的影響，則不顯著;但是若考慮到新疆農村居民數量，則其流通業發展對新疆農村居民消費性支出的影響就會變得非常顯著。

結論與建議

由關聯度分析可知，新疆社會消費品零售總額與城鎮、農村人均居民消費的灰色關聯度為0.7201、0.6334，兩者的關聯度均大于0.6，表示新疆城鎮居民消費和新疆農村居民消費與新疆流通業的發展不可分割，并且前者的關聯度稍微大于后者，但是這也說明通過提升農村居民消費以提高社會品零售總額的上升空間很大，更具開發潛力。

以農村居民人均消費和流通業發展為例，計量分析表明新疆農村居民人均消費性支出與流通業發展存在長期的均衡關系和Granger因果關系。回歸方程表明，新疆社會消費品零售總額每增加1億元，將會拉動農村居民消費性支出增加約2950萬元。

目前，新疆流通業發展對居民人均消費支出的拉動影響不顯著，最重要的原因在于流通基礎設施不健全，尤其是偏遠的邊疆地區，流通網絡不健全使得居民消費欲望不能迅速變為現實需求。

基于以上分析得出的結論和現實中新疆存在的不足，本文提出以下對策建議：

（一）制定合理的流通業發展政策，健全商品流通網絡

新疆處在偏遠地區，流通業發展緩慢，政策制定的缺陷也在一定程度上阻礙新疆流通業的快速均衡發展。在地域上，邊疆地區的流通網絡及其基礎設施也遠落后于城鎮的流通網絡建設，特別是在南疆區域，通行條件極為惡劣。鑒于此，政府在制定新疆流通業發展的指向性政策時，必須兼顧城鎮與農村地區商品流通網絡的均衡建設，給予流通業發展一定的指引與支持，以最大程度的推進新疆流通業均衡發展。同時擴大各個領域如家電、農機等消費政策的推廣力度，實現農村市場與城鎮市場居民消費性支出的協調發展。

（二）構建現代化流通業發展體系，加強基礎設施建設

新疆地廣人稀，人口較為分散，流通業發展的基礎設施本身就比較脆弱。此外，新疆城市比較分散，農村流通基礎設施落后，市場秩序、交通通信設施及信息平臺的滯后等，都是制約新疆流通業發展的重要因素。而現代化流通體系的構建，不僅能克服新疆城市之間距離遠、分散的特點，也能改變新疆城鎮及偏遠農村地區的消費品需求現狀，充分利用現有資源，為新疆流通業的發展打下良好的基礎。此外，完善的現代化流通業發展體系，也是提高新疆全社會消費品利用率的重要途徑。

（三）借助區域物流信息化平臺，提升新疆流通業信息化水平

快速發展的信息技術，使得流通產業的流通效率和區域競爭力持續上升。通過對流通產業的資源整合，建立流通產業的龍頭企業，同時抓住國家有關物聯網平臺建設的機遇，引進國內外先進流通企業的管理經驗，應用EDI、RFDI、EOS、GPS、GIS等現代化、信息化手段，提高新疆流通產業的管理水平，推動流通業管理效率的提高，進而促使新疆全社會消費品流通效率提升。此外，作為絲綢之路經濟帶建設的橋頭堡和核心區，新疆要充分利用物流大通道建設的時機，同時運用物流信息化管理平臺，實現新疆流通產業發展質的轉變。