徐杰 黃雨薇
內容摘要:本文利用我國1997-2016年省級面板數據,基于PVAR模型實證檢驗了農村消費市場規模與商貿流通業發展之間的相互影響關系,并利用脈沖響應方法和方差分解技術分析了兩者之間的動態關系。本文結論表明,商貿流通業發展與農村消費市場規模之間存在著雙向因果關系。脈沖響應分析表明,從第0期開始,商貿流通業發展受到農村消費市場規模的影響顯著且急劇增加,且農村消費規模促進商貿流通業增長速度呈直線遞增趨勢,在第10期這一促進作用仍然保持穩定。第0期到第1期,農村消費市場規模受商貿流通業發展的影響具有正向作用,但這一正向作用開始遞減。到第2期的時候開始轉為負值,表明商貿流通業的發展抑制了農村消費市場的擴大。從變動速率來看,商貿流通業發展抑制農村消費規模擴大的作用不斷增強,負向抑制速率呈遞增趨勢,在第10期這一抑制作用仍然保持穩定。方差分解結果表明,商貿流通業發展與農村消費市場規模之間的相互解釋貢獻度呈不斷遞增趨勢。從兩者解釋貢獻度的大小來看,農村消費市場規模對商貿流通業發展的解釋貢獻度明顯較商貿流通業發展對農村消費市場規模的解釋貢獻度大。
關鍵詞:商貿流通業 農村消費市場規模 PVAR模型
引言
近年來,農村消費市場規模不斷擴大,而在農村消費規模擴大的同時又不斷激發了對農村商貿流通業發展的巨大需求,從而反過來促進商貿流通業發展,因此,農村消費市場規模和商貿流通業發展之間存在一個良性互動的循環。數據顯示,2017年1-10月份,社會消費品零售總額同比增長10.3%,增速與2016年同期持平,其中,城鎮市場同比增長10%,增速比2016年同期減慢0.2個百分點;鄉村市場同比增長12%,增速比2016年同期加快1.1個百分點,農村消費市場擴大速度遠超城鎮消費市場。基于以上背景,農村消費市場擴大與商貿流通業發展之間存在怎樣的關系,是否是農村消費市場規模擴大促進了商貿流通業發展還是商貿流通業發展刺激了農村消費市場擴大,還是兩者之間相互影響?這些成為研究的熱點,研究兩者之間的關系具有重要意義,對發展農村消費和促進商貿流通業發展具有很強的指導價值。
目前大多數文獻研究了商貿流通業發展對消費的影響,同時大多集中研究其對城鎮居民消費的影響,鮮有文獻探討消費對商貿流通業發展的反作用,以及農村居民消費市場擴大對商貿流通業發展的促進作用。與上述文獻不同,本文的創新點在于將商貿流通業發展和消費兩者納入同一個框架,研究兩者之間的相互關系。進一步地,單獨研究農村消費市場擴大與商貿流通業發展的關系。
模型設定與數據說明
(一)模型建立
在建立PVAR模型之前需要確定模型的滯后期,如表1所示是四階滯后值為最小,因此,本文所建立的PVAR模型的滯后期為4,即應選擇PVAR(4)模型。
(二)數據說明
本文使用1997-2016年我國31個省份的面板數據來研究農村消費市場規模與商貿流通業發展的互動關系,所有數據均來源于相應年份的《中國統計年鑒》。本文主要變量包括商貿流通產業發展變量和農村消費規模變量。商貿流通產業發展的明顯特征是交通運輸和倉儲業的迅速發展,同時為了排除GDP自身增長對商貿流通業的影響,選取交通、運輸和倉儲業增加值與GDP的比值來衡量商貿流通產業的發展。農村居民消費總量是用來反映農村消費市場規模的合理指標,因此用農村居民消費總額的對數來衡量農村消費市場規模,進行對數處理不會影響數據的協整關系和數據本身的特性,并且這樣處理可以消除異方差的影響。
實證結果分析
(一)面板單位根檢驗
在進行正式的PVAR模型估計之前需要檢驗各變量是否平穩,如果變量是平穩的則進行協整分析,如果變量是單整的則可以使用PVAR模型進行分析。因此本文需要驗證各變量是否是平穩的以及是否是單整的。基于LLC和IPS準則對變量的平穩性進行聯合檢驗,如果拒絕原假設,則表明為平穩時間序列,反之該時間序列不平穩。表2的結果表明,原始變量的平穩性檢驗是不顯著的,即原始變量為非平穩變量。為此,需要進一步檢驗各變量是否為單整變量。本文通過將各變量進行一階差分,利用上述兩個檢驗準則進行檢驗。結果表明均顯著拒絕原假設,說明各變量均為一階單整的I(1)變量。因此,可以進行PVAR(1)模型分析。
(二)格蘭杰因果檢驗
格蘭杰因果關系檢驗可以用來驗證一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因。在前文分析的基礎上,進一步檢驗商貿流通業發展和農村消費市場規模之間是否具有格蘭杰因果關系。由于各變量平穩性檢驗結果表明是一階單整的,所以用PVAR模型進行分析不會產生偽回歸問題。根據前文滯后期選取規則,采用滯后四階分析格蘭杰因果關系。檢驗結果如表3所示,結果表明,商貿流通業發展與農村消費市場規模之間的因果關系檢驗在1%的顯著水平上拒絕原假設,即商貿流通業發展是農村消費市場規模的格蘭杰原因。同時,農村消費市場規模與商貿流通業發展之間的因果關系檢驗同樣在1%的水平上拒絕原假設,即農村消費市場規模也是商貿流通業發展的格蘭杰原因。從而商貿流通業發展和農村消費市場規模之間存在雙向因果關系。經過格蘭杰因果關系分析只能知道農村消費市場規模與商貿流通業發展之間的相互影響關系,并不能確定商貿流通業發展與農村消費市場規模間相互影響的效應是正還是負、具體效應大小以及兩者間的動態變動關系。因此,需要利用PVAR模型進行進一步實證研究。
(三)脈沖響應分析
如前文所分析,商貿流通業發展與農村消費市場規模之間存在雙向因果關系,為此本文進一步利用脈沖響應函數分析兩者之間的動態關系。圖1為商貿流通業發展對農村消費市場規模沖擊的脈沖響應圖,表示商貿流通業發展在農村消費市場規模情況下的變動情況。圖2為農村消費市場規模對商貿流通業發展沖擊的脈沖響應圖,表示農村消費市場規模在地區商貿流通業發展情況下的變動情況。從圖1商貿流通業發展對農村消費市場規模沖擊的脈沖響應結果來看,從第0期開始,商貿流通業發展受到農村消費市場規模的影響顯著且急劇增加,且農村消費規模促進商貿流通業增長速度呈直線遞增趨勢,在第10期這一促進作用仍然保持穩定。這一結果表明,農村消費市場規模對商貿流通業具有持續的促進作用。從圖2農村消費市場規模對商貿流通業沖擊的脈沖響應結果來看,第0期到第1期,農村消費市場規模受商貿流通業發展的影響具有正向作用,但這一正向作用開始遞減。到第2期的時候開始轉為負值,表明商貿流通業的發展抑制了農村消費市場的擴大。從變動速率來看,商貿流通業發展抑制農村消費規模擴大的作用不斷增強,負向抑制速率呈遞增趨勢,在第10期這一抑制作用仍然保持穩定。這一結果表明,商貿流通業發展對農村消費市場規模具有持續的抑制作用。從兩者相互影響的大小來看,商貿流通業發展對農村消費市場規模的抑制作用較農村消費市場規模擴大促進商貿流通業發展的作用大。這一結論說明,農村消費市場規模受到商貿流通業發展滯后的限制。對這一結論的解釋在于,農村消費市場具有較大的潛力,一旦得到開發將對經濟增長產生刺激作用,隨著農村消費市場的擴大,將會激活農村市場對商貿流通業的需求。加上由于農村消費市場處于剛開發階段,初期具有較強的溢出效應且會產生邊際遞增效應,因而能夠刺激商貿流通業發展。但是,反過來看,由于我國商貿流通業發展滯后,行業發展還不甚規范,存在諸多體制弊端,導致商貿流通業發展受到限制,并沒有形成規模效應,發展效率和質量也較低。在這一背景下,商貿流通業的發展并不能滿足農村消費市場擴大的需求,反而抑制了農村消費規模擴大。
(四)方差分解
方差分解提取的是每個隨機擾動對模型中的變量產生影響的相對重要性。本文利用面板模型的方差分解進一步說明農村消費市場規模和商貿流通業發展之間相互影響的解釋貢獻度。從表4結果來看,商貿流通業發展對農村消費市場規模的解釋貢獻度呈不斷遞增的趨勢,但遞增的幅度較小,并在12期之后保持穩定。同時,農村消費市場規模對商貿流通業發展的解釋貢獻度同樣呈遞增趨勢,但遞增的幅度較大,并在20期之后的貢獻度仍然在增大。從兩者解釋貢獻度的大小來看,商貿流通業發展對農村消費市場規模的解釋貢獻度明顯較農村消費市場規模對商貿流通業發展的解釋貢獻度小,這一結果正好印證了前文脈沖響應分析的結論。
對策建議
本文提出以下政策建議:
首先,政策應向農村地區傾斜,加大對農村地區的轉移支付,尤其是落后貧困的農村地區,不斷提高農村居民收入水平,提高農村居民消費意愿,從而打開農村消費市場。當農村消費市場規模擴大后,對商貿流通業發展產生巨大的需求,從而帶動商貿流通業發展。
其次,加快發展商貿流通業,農村消費受限很大一部分是由于商貿流通業在農村地區發展不完善,而這一瓶頸在于農村基礎設施建設不足。因此,在加強商貿流通業自身發展水平和效率的基礎上完善農村地區基礎設施建設,從內外部為擴大農村消費市場提供保障。
再次,政府應當促進農村居民消費和商貿流通業良性的發展循環。要充分挖掘農村市場,幫助農村居民樹立健康的消費意識,提升農村居民的消費水平。同時,還要不斷完善商貿流通業的信息化建設,降低交易成本,提升商貿流通業的回報率,引導商貿流通業向農村地區的發展,延伸市場空間。
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