內(nèi)需擴(kuò)張與流通業(yè)增長波動的共生規(guī)律及階段特征

邢 潔 博士生 寇榮宗

（1、中國社會科學(xué)院政府政策系 北京 100102；2、國家電投集團(tuán)中央研究院有限公司北京 100083）

引言

在消費(fèi)需求不斷增長的同時，也伴隨著規(guī)模增長率的上下波動，內(nèi)需周期即指一定時期內(nèi)的消費(fèi)規(guī)模呈現(xiàn)出有規(guī)律波動的過程，在一個周期內(nèi)消費(fèi)規(guī)模有擴(kuò)張也有收縮。當(dāng)前，作為“馬車”的投資和出口下行趨勢不斷顯現(xiàn)出來，我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)有效增長也處于瓶頸期，因此激發(fā)另一駕馬車即消費(fèi)的活力已然成為必然。而分析研判我國消費(fèi)需求的動態(tài)變化趨勢，是把握未來消費(fèi)導(dǎo)向，助推經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展的重要抓手。在我國消費(fèi)經(jīng)濟(jì)增長的過程中，流通業(yè)發(fā)揮了重要的導(dǎo)向性和支撐性作用，也可以說內(nèi)需增長和流通業(yè)增長是一個相互促進(jìn)的過程。而且事實(shí)上，我國流通業(yè)的增長也存在一定的周期性波動特征。那么，我國消費(fèi)需求增長的周期性波動，與流通業(yè)增長的周期性波動是否有一定的規(guī)律可循？這個問題很有必要進(jìn)行探究。

文獻(xiàn)綜述

消費(fèi)增長或波動的周期性問題一直是理論界爭論的一個重要問題，對于消費(fèi)增長或波動的周期特征，以及消費(fèi)需求周期與其他因素變化周期的同步性進(jìn)行研究，是兩個重要課題。朱惠莉（2016）分城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個層面，分析了我國居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的周期性變化特征，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)都經(jīng)歷了7個周期，而農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的周期性波動相對城鎮(zhèn)而言存在一定的滯后性。劉春義（2014）選取北京市作為案例，研究發(fā)現(xiàn)北京市居民消費(fèi)增長率波動的波長要高于實(shí)際GDP增長率的波長，同時也發(fā)現(xiàn)居民消費(fèi)的波動與實(shí)際GDP的波動存在較弱的同步性。張博（2014）則以貴州省作為案例，研究了消費(fèi)增長的周期性波動特征，認(rèn)為貴州省的消費(fèi)增長周期波動存在較為顯著的不穩(wěn)定性，且這種周期波動主要在于收入水平、物價、信貸和政策等因素共同作用。在消費(fèi)需求周期與其他因素變化周期同步性研究方面，Gouveia和Rodrigues（2005）選取葡萄牙的樣本進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)當(dāng)?shù)叵M(fèi)需求波動與旅游消費(fèi)需求的波動存在較為明顯的同步性，而且這一規(guī)律的形成機(jī)制主要在于當(dāng)?shù)鼐用竦南M(fèi)偏好與購買力的變化是同方向的；而Sarantis和Stewart（2003）選取澳大利亞的樣本分析則認(rèn)為，消費(fèi)需求波動與旅游消費(fèi)需求波動并不存在顯著的關(guān)聯(lián)性，兩類需求的波動周期不存在明顯的同步性。

流通業(yè)與消費(fèi)增長的關(guān)系是極其密切的，學(xué)術(shù)界大量地研究了兩者之間的各種關(guān)系。第一種是流通業(yè)發(fā)展對消費(fèi)發(fā)展的影響，梁鑫鵬（2019）研究認(rèn)為，我國流通業(yè)發(fā)展對居民消費(fèi)升級具有明顯的影響效應(yīng)，且存在動態(tài)關(guān)系特征。第二種是消費(fèi)對流通業(yè)發(fā)展的影響，如邱雪林、劉豪（2019）研究認(rèn)為消費(fèi)升級對流通業(yè)轉(zhuǎn)型具有積極的促進(jìn)作用。此外，有學(xué)者研究了我國流通業(yè)相關(guān)指標(biāo)增長的周期波動性，如丁寧、劉旭（2018）分析了我國流通效率增長的周期波動性，認(rèn)為該指標(biāo)增長波動的周期性規(guī)律非常明顯，且1999-2016年大致可劃分為4個波動周期。但是，目前仍缺乏對流通業(yè)增長與消費(fèi)增長波動周期性的研究，這也就難以揭示兩者波動過程中的相互聯(lián)動規(guī)律。由此，研究該方面的問題也極具必要性。

研究方法設(shè)計

（一）模型方法

為了探究內(nèi)需擴(kuò)張與流通業(yè)增長的共生聯(lián)動規(guī)律，本文按照周期收縮與擴(kuò)張兩區(qū)制的劃分原則，采用馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)換向量自回歸模型（MS-VAR）進(jìn)行研究分析。

設(shè)有周期向量Yt=（TIRt，CIRt），t=1,2,…,T，其中Y為周期變量組合，TIR表示流通業(yè)變量，CIR表示內(nèi)需變量。

首先，可構(gòu)建VAR（1）模型如下：

其中，vTIR和vCIR分別表示流通業(yè)增長和消費(fèi)需求的自發(fā)式增長水平，即完全由市場機(jī)制決定的增長水平。根據(jù)MS-VAR模型原理，現(xiàn)假設(shè)周期向量Yt在變化過程中，對于任意參數(shù)都與非可觀測的變量St有關(guān)，St即為在t時點(diǎn)的區(qū)制，它服從馬爾可夫過程，它存在自身的轉(zhuǎn)移概率。由此，在原線性VAR模型基礎(chǔ)上納入變量St，可構(gòu)建均值形式的MS-VAR模型：

其中，ak（St）為馬爾可夫過程變量St生成的時變向量，用于表征參數(shù)μ、ak和隨機(jī)誤差項ε關(guān)于St變化而發(fā)生變化的函數(shù)關(guān)系。結(jié)合式（1）-（3），這里考慮到收縮與擴(kuò)張兩個階段，不妨設(shè)區(qū)制為2，于是用S1和S2分別表示收縮狀態(tài)和擴(kuò)張狀態(tài)，周期過程即為在兩個狀態(tài)之間轉(zhuǎn)換的過程。若μ（St）在S1的值較S2更高，則表明從收縮狀態(tài)轉(zhuǎn)換為擴(kuò)張狀態(tài)時發(fā)生了增速的換擋，實(shí)現(xiàn)從擴(kuò)張轉(zhuǎn)向收縮狀態(tài)。

（二）指標(biāo)與數(shù)據(jù)

采取消費(fèi)規(guī)模和流通業(yè)規(guī)模的增長率作為直接觀察指標(biāo)。因為首先增長率直觀地體現(xiàn)了內(nèi)需和流通業(yè)規(guī)模的增長變動，其次增長率在一定程度上與指標(biāo)水平項的一階差分有異曲同工之妙，可以使研究指標(biāo)本身排除時間趨勢性因素的干擾，從而更能精確分析周期性變化規(guī)律。

圖1 我國社會消費(fèi)品零售總額和流通業(yè)增加值的變化態(tài)勢

表1 兩個變量時間序列的ADF單位根檢驗結(jié)果

在指標(biāo)選取方面，目前學(xué)術(shù)界存在一定的分歧。對于消費(fèi)規(guī)模指標(biāo)的選擇，部分學(xué)者認(rèn)為社會消費(fèi)品零售總額更能有效反映，部分學(xué)者認(rèn)為居民人均消費(fèi)支出額更能有效反映。筆者認(rèn)為社會消費(fèi)品零售總額更加貼切，因為一方面該指標(biāo)是國民經(jīng)濟(jì)體系中涉及全行業(yè)消費(fèi)品零售規(guī)模的綜合反映，另一方面居民人均消費(fèi)支出額更多的僅僅反映居民的顯性消費(fèi)支出規(guī)模，且統(tǒng)計數(shù)據(jù)中因存在新舊口徑問題而導(dǎo)致跨期數(shù)據(jù)存在一定誤差。對于流通業(yè)規(guī)模指標(biāo)的選擇，常用的有流通業(yè)增加值、社會消費(fèi)品零售總額、批發(fā)和零售業(yè)商品銷售額等。綜合考慮，本文選擇流通業(yè)增加值作為流通業(yè)規(guī)模的指標(biāo)。其中，在流通業(yè)的界定上，選擇交通運(yùn)輸倉儲郵政業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、住宿和餐飲業(yè)三大行業(yè)的增加值之和，反映流通業(yè)增加值。

由此，在衡量內(nèi)需擴(kuò)張和流通業(yè)增長的波動性特征時，選擇社會消費(fèi)品零售總額的增長率刻畫內(nèi)需波動態(tài)勢，記為CIR；用流通業(yè)增加值的增長率刻畫流通業(yè)規(guī)模的波動態(tài)勢，記為TIR。其中涉及到的指標(biāo)數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫，時間序列選擇為1990-2019年。由于本文研究年份的跨度較大，因此以1978年為基期，社會消費(fèi)品零售總額使用居民消費(fèi)價格指數(shù)進(jìn)行平減，流通業(yè)增加值用商品零售價格指數(shù)進(jìn)行平減，由此得到實(shí)際社會消費(fèi)品零售總額和實(shí)際流通業(yè)增加值。圖1刻畫了社會消費(fèi)品零售總額和流通業(yè)增加值的規(guī)模增長態(tài)勢及增長率波動趨勢。

實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

要通過VAR模型做實(shí)證分析，首先需要確保變量的時間序列都是平穩(wěn)或者差分項是同階平穩(wěn)的，也要保證變量之間存在協(xié)整關(guān)系。經(jīng)過ADF單位根方法對CIR和TIR兩個序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表1所示。由結(jié)果可知，變量CIR水平項的ADF統(tǒng)計量為-3.7412，低于1%的臨界值，即表明該變量是平穩(wěn)的，同理，變量TIR的水平項也是平穩(wěn)的。由此說明，兩個變量滿足協(xié)整檢驗的要求。

（二）協(xié)整檢驗

由于只涉及到兩個變量建立協(xié)整關(guān)系，因此采用E-G兩步法即可。通過協(xié)整回歸，得到一列非均衡誤差e。對非均衡誤差序列按照如上步驟進(jìn)行ADF單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)對e的水平項ADF檢驗值小于5%的臨界值，因此驗證了序列e是平穩(wěn)的。由此可見，CIR和TIR兩個序列存在協(xié)整關(guān)系，因此滿足MS-VAR模型檢驗的前置條件。

（三）內(nèi)需擴(kuò)張與流通業(yè)增長波動的周期同步性檢驗

在使用MS-VAR模型估計時，首先采用AIC和SC準(zhǔn)則判別模型的區(qū)制個數(shù)和變量的滯后階數(shù)。對于MSI（q）-VAR（p）模型，當(dāng)q=2，p=1時，AIC和SC值達(dá)到最小值，因此選擇MSI（2）-VAR（1）模型為最優(yōu)。經(jīng)單位根檢驗，兩個單位根均坐落在單位圓內(nèi)，由此表明了模型是穩(wěn)定的。同時，MSI（2）-VAR（1）模型的線性估計LR值為33.1932，且通過1%的顯著性檢驗，表明周期變量之間并不存在顯著的線性關(guān)系，由此進(jìn)一步說明了采用MSI（2）-VAR（1）模型檢驗內(nèi)需擴(kuò)張與流通業(yè)增長的周期同步性具有較強(qiáng)解釋性。

內(nèi)需擴(kuò)張與流通業(yè)增長的周期同步性檢驗參數(shù)結(jié)果如表2所示。可以看到，變量CIR在馬爾可夫過程變量S1下的自發(fā)式增長水平系數(shù)為0.0373，低于馬爾可夫過程變量S2下的自發(fā)式增長水平系數(shù)0.1104。由此可以表明，S1過程可表示消費(fèi)周期的收縮狀態(tài)，而S2過程可表示為消費(fèi)周期的擴(kuò)張狀態(tài)。同樣地，變量TIR在馬爾可夫過程變量S1下的自發(fā)式增長水平系數(shù)為0.0298，低于馬爾可夫過程變量S2下的自發(fā)式增長水平系數(shù)0.0727，由此可見S1過程可表示流通業(yè)發(fā)展周期的收縮狀態(tài)，而S2過程可表示為流通業(yè)發(fā)展周期的擴(kuò)張狀態(tài)。結(jié)合這兩點(diǎn)可知，馬爾可夫過程變量S1對應(yīng)了內(nèi)需與流通業(yè)規(guī)模的共同收縮狀態(tài)，而S2則對應(yīng)了內(nèi)需與流通業(yè)規(guī)模的共同擴(kuò)張狀態(tài)。據(jù)此結(jié)果，可以初步斷定我國內(nèi)需擴(kuò)張與流通業(yè)增長存在較為同步的周期性波動。

觀察σ參數(shù)結(jié)果可知，變量序列CIR在馬爾可夫過程變量S1下的標(biāo)準(zhǔn)差為0.0180，略大于它在馬爾可夫過程變量S2下的標(biāo)準(zhǔn)差0.0151。由此可見，我國消費(fèi)擴(kuò)張狀態(tài)的波動強(qiáng)度要稍微弱于消費(fèi)收縮狀態(tài)的波動強(qiáng)度。但是，σ1和σ2的值都非常低，這也表明了我國消費(fèi)水平無論是在擴(kuò)張狀態(tài)還是在收縮狀態(tài)，其波動性實(shí)質(zhì)上都比較低。筆者認(rèn)為，出現(xiàn)這一現(xiàn)象的主要原因可能是國內(nèi)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)中，食品、衣著耐用品等相對剛性需求的消費(fèi)一直占據(jù)主要地位，因而消費(fèi)水平的波動性對整體購買力水平、社會消費(fèi)偏向等因素變化的反應(yīng)程度總體也不高。對于變量序列TIR，在馬爾可夫過程變量S1和S2之下的標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.0267和0.0295，也滿足σ1＞σ2，且兩者都處于較低水平，這也就表明了我國流通業(yè)規(guī)模擴(kuò)張狀態(tài)的波動強(qiáng)度要稍微弱于規(guī)模收縮狀態(tài)的波動強(qiáng)度，同時流通業(yè)規(guī)模無論是在擴(kuò)張狀態(tài)還是在收縮狀態(tài)，其波動強(qiáng)度總體上也都比較低。眾所周知，流通業(yè)是與消費(fèi)直接牽連的產(chǎn)業(yè)，消費(fèi)的動向在一定程度上也可以反映流通業(yè)規(guī)模的變化，而流通業(yè)規(guī)模的增長也可以為消費(fèi)的擴(kuò)張創(chuàng)造有利條件，因此內(nèi)需擴(kuò)張與流通業(yè)增長之間在理論上是相互關(guān)聯(lián)的，流通業(yè)規(guī)模在擴(kuò)張周期和收縮周期的表現(xiàn)形式也與消費(fèi)周期相類似。

圖2 MSI（2）-VAR（1）模型的單位根檢驗結(jié)果

表2 參數(shù)回歸結(jié)果

（四）內(nèi)需擴(kuò)張與流通業(yè)增長波動周期聯(lián)動過程的階段特征解釋

從上面的實(shí)證結(jié)果可以看出，我國內(nèi)需擴(kuò)張與流通業(yè)增長的波動是存在周期同步性的，即周期波動帶有聯(lián)動規(guī)律。然后，進(jìn)一步分析內(nèi)需擴(kuò)張與流通業(yè)增長波動的周期性變化過程。經(jīng)計算，得到不同狀態(tài)之間轉(zhuǎn)換的概率以及不同狀態(tài)持續(xù)期的結(jié)果。首先，從狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率來看，消費(fèi)和流通業(yè)兩個周期變量組合的收縮狀態(tài)維持了0.6579的概率，由收縮狀態(tài)轉(zhuǎn)向擴(kuò)張狀態(tài)的概率為0.3421，維持收縮狀態(tài)的概率明顯較高，這說明了消費(fèi)和流通業(yè)兩個周期變量組合的收縮狀態(tài)具有較強(qiáng)的維穩(wěn)性。與此同時，這兩個周期變量組合的擴(kuò)張狀態(tài)又維持了0.4707的概率，由擴(kuò)張狀態(tài)轉(zhuǎn)向收縮狀態(tài)的概率為0.5293，相比之下，由擴(kuò)張轉(zhuǎn)向收縮狀態(tài)的概率略高，這說明了周期變量組合的擴(kuò)張狀態(tài)的維穩(wěn)性較弱。據(jù)此可以說明，我國流通業(yè)規(guī)模變化態(tài)勢和內(nèi)需波動態(tài)勢在放緩時的“共生聯(lián)動性”較強(qiáng)，但是在擴(kuò)張時的“共生聯(lián)動性”卻較弱。狀態(tài)轉(zhuǎn)移過程的概率及周期持續(xù)時間如表3所示。

對于同步收縮狀態(tài)，涉及的年份包括四個階段：1992-1995年、2001-2003年、2008-2015年、2017-2018年。回顧圖1可以看到，這4個階段都大致反映了我國流通業(yè)增速放緩以及消費(fèi)需求增長放緩的幾個階段。具體舉例來說，1992年前后一定階段內(nèi)，國際貿(mào)易形勢嚴(yán)峻化，流通業(yè)規(guī)模增速急劇下滑，社會消費(fèi)品零售總額雖短期有小幅增長，但1993-1994年增速也急劇下滑。2008年以來流通業(yè)與內(nèi)需的增速也都基本處于同步收縮的態(tài)勢，這一方面可能金融危機(jī)確實(shí)帶來了抑制作用，另一方面特別是受近幾年來國際經(jīng)濟(jì)形勢持續(xù)低迷和我國經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下增速的普遍放緩，導(dǎo)致了流通業(yè)增勢的放緩和消費(fèi)市場增長速度的收縮。總體來看，在收縮階段流通業(yè)增速的波動和內(nèi)需增速的波動表現(xiàn)出較強(qiáng)的同步關(guān)系，尤其可進(jìn)一步斷定兩者的周期聯(lián)動特征是明顯的。

而處于同步擴(kuò)張狀態(tài)，涉及的年份包括五個階段：1990-1991年、1996-2000年、2004-2007年、2016年、2019年。再由圖1，1990-1991年我國流通業(yè)規(guī)模增速和消費(fèi)規(guī)模增速都呈現(xiàn)了明顯的提升，在經(jīng)歷了1992-1994年的放緩態(tài)勢以后，1995年起兩者的增速基本上都呈現(xiàn)出較為柔和的提升趨勢。在鄧小平南方談話后，改革開放邁開大步伐，于是1994年起我國經(jīng)濟(jì)熱度逐步提高，流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展活力和內(nèi)需增長的活力也不斷釋放。總體而言，MS-VAR模型得到的共同擴(kuò)張狀態(tài)的周期階段，與圖1中兩個指標(biāo)增速共同提升的階段基本上是吻合的。但另一方面，我國流通業(yè)規(guī)模和消費(fèi)規(guī)模增速共同擴(kuò)張的階段，雖然增速曲線都是上揚(yáng)的，但是兩條曲線的重合度卻遠(yuǎn)沒有共同收縮階段兩條曲線的重合度高。這也進(jìn)一步支持了前面得到的“收縮狀態(tài)‘共生聯(lián)動性’較強(qiáng)，但在擴(kuò)張時狀態(tài)‘共生聯(lián)動性’較弱”的結(jié)論。

結(jié)論與建議

本文選取1990-2019年我國流通業(yè)與消費(fèi)相關(guān)指標(biāo)的時間序列，采用馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)換向量自回歸模型，實(shí)證研究了我國內(nèi)需擴(kuò)張與流通業(yè)增長波動的周期性共生聯(lián)動規(guī)律。主要結(jié)論如下：我國流通業(yè)規(guī)模增長波動和內(nèi)需增長波動之間存在長期協(xié)整關(guān)系，且內(nèi)需增長波動與流通業(yè)增長波動的周期總體上是較為同步的，即兩者增長波動呈現(xiàn)出較為顯著的協(xié)調(diào)性。從收縮期和擴(kuò)張期的兩階段比較來看，我國流通業(yè)規(guī)模增長波動和內(nèi)需增長波動在收縮階段表現(xiàn)出較強(qiáng)的“共生聯(lián)動性”，但是在擴(kuò)張階段的“共生聯(lián)動性”相對較弱。

據(jù)以上研究，長期以來我國流通業(yè)規(guī)模的動態(tài)變化與總體內(nèi)需增長動態(tài)變化是存在一定同步性的，由此可以在一定程度上表明兩者之間的聯(lián)動也是客觀存在的，因此在刺激內(nèi)需和促進(jìn)流通業(yè)發(fā)展的制定謀劃方面需充分考慮這一點(diǎn)。對此，本文基于研究，簡要提出以下對策建議：一是內(nèi)需刺激政策的制定要充分考慮當(dāng)?shù)厣虡I(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展態(tài)勢。在制定完善政策以刺激消費(fèi)水平增長時，要配合當(dāng)?shù)氐纳虡I(yè)配套設(shè)施、物流和批零等現(xiàn)狀條件，實(shí)現(xiàn)對消費(fèi)增長的有效承載。否則，若流通業(yè)發(fā)展跟不上內(nèi)需增長步伐，則容易出現(xiàn)商品供應(yīng)不足的問題，以致社會供求出現(xiàn)不均衡。二是流通業(yè)培育發(fā)展政策的制定，也要實(shí)時關(guān)注消費(fèi)傾向和動態(tài)。在制定完善新一輪支持流通業(yè)發(fā)展的政策時，要把消費(fèi)指標(biāo)作為風(fēng)向標(biāo)，精準(zhǔn)研判消費(fèi)水平的增長波動趨勢，特別是圍繞當(dāng)前消費(fèi)結(jié)構(gòu)不斷轉(zhuǎn)型的態(tài)勢，針對食品、耐用品等基本消費(fèi)品以及通信和各類文體娛樂消費(fèi)品的需求程度，在當(dāng)?shù)厣虡I(yè)密集領(lǐng)域合理配置不同種類消費(fèi)品的數(shù)量，同時創(chuàng)新流通方式，提升電商、智能工廠店等新型流通業(yè)態(tài)的活力，以更加高效的流通服務(wù)來更好地適應(yīng)當(dāng)?shù)厥袌鱿M(fèi)需求。三是要積極完善基礎(chǔ)設(shè)施配套。無論是刺激消費(fèi)增長還是促進(jìn)流通業(yè)發(fā)展，配套設(shè)施的更新完善是重要的保障。應(yīng)積極優(yōu)化社區(qū)便民服務(wù)設(shè)施，改造提升商業(yè)步行街、商貿(mào)綜合體等業(yè)態(tài)，搭建品牌商品營銷平臺，從而進(jìn)一步激發(fā)商業(yè)活力。

表3 狀態(tài)轉(zhuǎn)移過程的概率及周期持續(xù)時間