我國居民消費增長與流通業(yè)發(fā)展

1、PAGE PAGE 20我國居民消費增長與流通業(yè)發(fā)展基金資助： 西南財經(jīng)大學 “211”三期特色項目（項目編號：211D3T10）和西南財經(jīng)大學創(chuàng)新人才基金資助感謝：導師周殿昆教授給予本文提出的寶貴的修改意見 對流通問題的研究有宏觀和微觀兩個視角。宏觀視角的研究，所關注的是從國家的角度研究全社會的商品如何完成從生產(chǎn)領域到消費領域的轉移；微觀視角的研究，所關注的是從企業(yè)組織的角度研究如何有效地實現(xiàn)商品從供應地到使用地的轉移。西方主要是從微觀的角度進行研究，在英語中表示為“distribution”，因此文獻回顧中沒有居民消費支出與流通業(yè)發(fā)展二者關系研究的外文文獻。本文是從宏觀視角進行流通業(yè)的研究

2、。 基于東、中、西部panel data的實證研究內(nèi)容提要：本文利利用19990-20007年我我國東中中西部地地區(qū)省份份的居民民消費增增長水平平和代表表流通業(yè)業(yè)發(fā)展水水平的數(shù)數(shù)據(jù)，采采用Paanell Daata的的Graangeer因果果關系檢檢驗和以以此檢驗驗結果為為基礎的的Pannel Datta模型型進行實證證分析。結果表明明，東中中西部地地區(qū)流通通業(yè)發(fā)展展是居民民消費增增長的原原因，但但是流通通業(yè)發(fā)展展對居民民消費增增長的影影響存在在較大的的差異。東東中西部部地區(qū)流流通業(yè)每每增長11個百分分點，居居民消費費分別增增長1.30119、11.01127、00.62238個個百分點點。最

3、后后，本文提出出促進東東中西部部地區(qū)流流通業(yè)發(fā)發(fā)展的建建議。關鍵詞：流流通業(yè)發(fā)發(fā)展 居民民消費增增長 面板板數(shù)據(jù)中圖分類號號：F7724 文文獻標識識碼：AA 文章編編號：110022-81102一、引言居民消費是是拉動經(jīng)經(jīng)濟增長長的重要要力量。然然而我國國近年來來出現(xiàn)了了消費不不足的現(xiàn)現(xiàn)象。因因此，研研究我國目前居居民消費費增長的的影響因因素，對對于我國國當前應應對國際際金融危機機，擴大大我國消消費和刺刺激內(nèi)需需，具有有重要的的理論和和現(xiàn)實意意義?，F(xiàn)現(xiàn)有研究究主要從從居民收收入增長長緩慢、居居民收入入分配差差距增大大、預期期的不確確定性、消消費環(huán)境境的不完完善等方方面，解釋制制約我國國居民消

4、消費增長長的因素素。然而而對于流流通業(yè)增增長能否否促進和和能在多多大程度度上促進進居民消消費增長長方面，研究的的相關文文章不多多，尤其其是關于于兩者關關系實證證分析研研究得更少。本文首先將將現(xiàn)有學學術界關關于流通通業(yè)發(fā)展展與居民民消費增增長的研研究進行行梳理，然后進一步運用計量模型對兩者關系進行實證分析。二、文獻回回顧（一）流通通業(yè)促進進居民消消費增長長的研究究從理論上說說，流通通業(yè)發(fā)展展是能夠夠促進消消費增長長的。馬馬克思早早在1000多年年前就在在資本本論第第二卷用用了大量量的篇幅幅論述了了商品和和資本的的流通、交交換形式式，詳盡盡闡述了了流通環(huán)環(huán)節(jié)、流流通時間間、流通通費用對對產(chǎn)品轉轉化

5、成商商品（即即對消費費）的重重要作用用。賀珍珍瑞11認為為，農(nóng)村村流通體體系與農(nóng)農(nóng)村消費費需求存存在著明明顯的相相關關系系，農(nóng)村村流通體體系的落落后，在在一定程程度上制制約了農(nóng)農(nóng)村經(jīng)濟濟的發(fā)展展和農(nóng)村村消費需需求的擴擴大。商商務部研研究院學學者趙萍萍2對流通通體制促促進消費費的潛力力進行了了分析，并并在借鑒鑒相關國國際先進進經(jīng)驗的的基礎上上提出了了改革流流通體制制促進消消費增長長的對策策建議 （二二）居民消消費增長長促進流流通業(yè)發(fā)發(fā)展的研研究王惠3認為，消消費無論論是在商商業(yè)流通通發(fā)展的的歷史演演進中，還還是對新新興商業(yè)業(yè)業(yè)態(tài)的的崛起都都起著非非常重要要的作用用。商業(yè)業(yè)流通要要在消費費導向型型

6、經(jīng)濟時時代獲得得更大發(fā)發(fā)展，則則必須適適應消費費、推動動消費、發(fā)發(fā)展消費費。消費費的變化化是零售售業(yè)不斷斷創(chuàng)新的的直接因因素。（三）居民民消費增增長與流流通業(yè)相相互促進進的理論論研究湖州市統(tǒng)計計局財貿(mào)貿(mào)處的研研究人員員認為，流流通業(yè)增增長和居居民消費費增長相相互促進進。比如如，他們們提出“加快流流通業(yè)發(fā)發(fā)展 促進消消費市場場繁榮”的建議議，在文文中提出出湖州市市居民消消費的增增長促進進了流通通業(yè)的發(fā)發(fā)展。另另一方面面，他們們提出進進一步整整頓和規(guī)規(guī)范市場場流通秩秩序，改改善消費費環(huán)境；湖州市市政府要要重點扶扶持汽車車流通與與服務業(yè)業(yè)、電子子信息產(chǎn)產(chǎn)品流通通業(yè)等新新興行業(yè)業(yè)的發(fā)展展。通過過流通業(yè)

7、業(yè)的發(fā)展展以改善善消費環(huán)環(huán)境，拓拓寬消費費領域，引引導消費費觀念更更新，促促進消費費結構升升級，培培育新的的消費熱熱點。（四）流通通業(yè)發(fā)展展與居民民消費增增長實證證關系的的研究王新利44等通過過對20003年年我國331個省省(市、自自治區(qū))的截面面數(shù)據(jù)進進行分析析，結果果表明，農(nóng)農(nóng)村流通通體系是是除了收收入因素素以外，對對農(nóng)村消消費有較較大影響響的因素素之一。同同時，他他們還運運用經(jīng)濟濟學原理理分析了了不完善善的農(nóng)村村流通體體系對農(nóng)農(nóng)民利益益、農(nóng)民民消費和和消費方方式的影影響。胡胡愈5對20005年年我國331個省省(市、自自治區(qū))的截面面數(shù)據(jù)進進行分析析，也得得出與王王新利類類似的結結論。

8、冉冉凈斐6選用11908820005年相相關數(shù)據(jù)據(jù)，建立立流通和和消費增增長的線線性模型型，運用用時間序序列分析析中VAAR模型型進行分分析，結結果表明明當期的的社會消消費品零零售總額額 冉凈斐在其文中用社會消費品零售總額作為衡量商品流通業(yè)發(fā)展的指標。每增加加1%，會會引起當當期的居居民消費費、農(nóng)村村居民消消費、城城鎮(zhèn)居民民消費、政政府消費費分別增增加0.80%、0.87%、0.85%、0.80%，即認認為流通通業(yè)的發(fā)展展會引起起消費的的增長。 HYPERLINK 文獻綜述%20我國流通業(yè)增長與消費增長關系的實證分析.doc 冉凈斐在其文中用社會消費品零售總額作為衡量商品流通業(yè)發(fā)展的指標。關于

9、二者關關系的實實證分析析研究的的主要有有王新利利、胡愈和冉冉凈斐等等學者，他他們進行行實證方方面的探探討對我我們進一一步深入入研究提提供了一一個好的的思路，頗頗具借鑒鑒意義。但但是，他他們的分分析尚存存在一些些問題，在在此提出出與之商商榷。由由于胡愈愈和王新新利的分分析方法法和思路路基本相相同，在在此以王王新利文文章為例例進行討討論。首首先，該該文對于于居民消消費水平平和農(nóng)村村流通發(fā)發(fā)展選用用的數(shù)據(jù)據(jù)指標不是是很合理理。該文文以農(nóng)村村從事批批零貿(mào)易易及餐飲飲業(yè)的人人數(shù)近似似代表農(nóng)農(nóng)村流通通體系的的發(fā)展狀狀況。其其次，該該文對11989920003年的的相關數(shù)數(shù)據(jù)，運運用一元元回歸方方程結果果來

10、考察察農(nóng)村的的流通體體系對農(nóng)農(nóng)民消費費的作用用程度。筆筆者認為為，這樣樣的分析析方法和和結果有有待商榷榷。一方方面，現(xiàn)現(xiàn)實生活活中越來來越多的的經(jīng)驗證證據(jù)表明明，經(jīng)濟濟分析中中所涉及及的大多多數(shù)時間間序列是是非平穩(wěn)穩(wěn)的，非非平穩(wěn)序序列往往往會出現(xiàn)現(xiàn)偽回歸歸7。因此此，序列列平穩(wěn)性性檢驗是是非常必必要的，而該文文沒有對對時間序序列數(shù)據(jù)據(jù)進行平平穩(wěn)性檢檢驗。另另一方面面，由于于我國幅幅員遼闊闊，居民民消費水水平和流流通業(yè)發(fā)發(fā)展水平平因地區(qū)區(qū)而異，僅僅用時間間序列數(shù)數(shù)據(jù)或截截面數(shù)據(jù)據(jù)來分析析有可能能會忽略略不同截截面?zhèn)€體體的影響響，進而而導致模模型估計計方面的的系統(tǒng)性性偏誤，若若改用PPaneel

11、DDataa建立計計量模型型則可以以克服上上述問題題。冉凈斐斐運用VVAR模模型分析析流通業(yè)業(yè)發(fā)展和和消費增增長關系系的思路路值得借借鑒，但但其在文文中以社社會消費費品零售售總額作作為商品品流通業(yè)業(yè)發(fā)展的的指標，以以居民消消費支出出額作為為消費增增長的指指標進行行二者關關系分析析，筆者者認為指指標的選選取有待待商榷。筆筆者認為為社會消消費品零零售總額額和居民民消費支支出兩個個指標具具有很強強的相關關性，社社會消費費品零售售總額中中很大一一部分就就是消費費支出，因此運用二者數(shù)據(jù)進行分析所得出的結論似乎缺乏足夠的說服力。目前，尚無無學者就就居民消消費增長長與流通通業(yè)發(fā)展展關系進進行基于于面板數(shù)數(shù)據(jù)

12、的實實證分析析。本文將將以1999020007年我我國東中中西部各各省份的的相關數(shù)數(shù)據(jù)為基基礎，分分析論證證我國東東中西部部居民消消費增長長與流通通業(yè)發(fā)展展之間究究竟存在在什么樣樣的因果果關系？這這種關系系在我國國的東部部、中部部和西部部地區(qū)是是否有差差異？本本文期望望通過實實證分析析來回答答這些這這些問題題，為各各區(qū)域的的政府制制定相關關發(fā)展政政策提供供實證分分析的參參考依據(jù)據(jù)。三、計量方方法、數(shù)數(shù)據(jù)說明明和研究究思路（一）計量量方法1.面板數(shù)數(shù)據(jù)單位位根檢驗驗面板單位根根檢驗是是對時間間序列單單位根檢檢驗理論論的繼續(xù)續(xù)和發(fā)展展，它綜綜合了時時間序列列和橫截截面的特特征，能能夠更加加直接、更

13、更加精確確地推斷斷單位根的的存在(汪濤等等，20002)。對面面板數(shù)據(jù)據(jù)考慮下下面的AAR(11)過程程： （11），其其中：表表示模型型中的外外生變量量，包括括各個截截面的固固定影響響和時間間趨勢。NN代表個個體截面面成員的的個數(shù)，表示第i個截面成員的觀測時期數(shù)，參數(shù)為自回歸的系數(shù)。對于式（1）所表示的AR(1)過程,如果，則相應的序列為平穩(wěn)序列；如果，則相應的序列為非平穩(wěn)序列。根據(jù)對式（1）中參數(shù)的不同限制，可以將面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗方法劃分為兩大類。一類為相同單位根情形下的單位根檢驗，這類檢驗方法假設面板數(shù)據(jù)中的各截面序列具有相同的單位根過程（common unit root proce

14、ss）；另一類為不同情形下的單位根檢驗，這類檢驗方法允許面板數(shù)據(jù)中的各截面序列具有不同的單位根（individual unit root process）。相同單位根情形下的檢驗有LLC檢驗、Breitung檢驗，Hadri檢驗；不同單位根情形下的單位根檢驗有Im-Pesaran-skin檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗8。2.面板數(shù)數(shù)據(jù)grrangger因因果關系系檢驗 HHurllin和和Vennet9（20001）提提出了面面板數(shù)據(jù)據(jù)格蘭杰杰因果檢檢驗。本本文采用用馬茲暉暉對Huurliin和VVeneet （220011）模型型的一個個變形10，其數(shù)據(jù)據(jù)生成過過程

15、如下下：，其中零零假設HH0:對任任意k，=0，備擇假設為H1:對任意k，0，如果拒絕零假設，則x是y的格蘭杰原因；反之，則x不是y的格蘭杰原因?？梢杂靡韵陆y(tǒng)計量檢驗零假設： ,其中和分別為帶約束（即）和不帶約束的OLS估計殘差平方和，N為面板數(shù)據(jù)截面單位，T為時間長度，P為滯后項階數(shù)。根據(jù)Hurlin和Venet(2001)已知，服從F(P,TN-N-2P-1)分布。3.面板數(shù)數(shù)據(jù)模型型的設定定及選擇擇面板數(shù)據(jù)模模型的一一般形式式為： （2）。其中：n是截面單位的個數(shù)，T是時間段的個數(shù)。表示被解釋變量；為維變量向量，為維變量向量，為隨機擾動項，滿足零均值、等方差、服從正態(tài)分布。根據(jù)模型中參數(shù)

16、的假設不同，面板數(shù)據(jù)模型（2）常用的有如下三種類型：類型1：變變系數(shù)模模型 ， （33）；類型2：變變截距模模型 ， （4）；類型3：固固定系數(shù)數(shù)模型 ， （5）；估計面板數(shù)數(shù)據(jù)模型型的第一一步就是是要選擇擇合適的的模型，因因為如果果模型選選擇不正正確，將將會影響響所估計計的參數(shù)數(shù)的結果果。本文文采用協(xié)協(xié)方差分分析檢驗驗（Annalyysiss off Coovarriannce），主主要檢驗驗如下兩兩個假設設：假設設1(或或：H11)：斜斜率在不不同的橫橫截面樣樣本點上上和時間間上都相相同，但但截距不不相同，即即；假設設2(或或：H22)：截截距和斜斜率在不不同的橫橫截面樣樣本點和和時間上上

17、都相同同，即。在在協(xié)方差差分析檢檢驗中采采用的是是F統(tǒng)計計量。 ,統(tǒng)計量用來來檢驗假假設2，統(tǒng)計量用來檢驗假設1，其中：采用OLS分別估計變系數(shù)模型、變截距模型和和固定系系數(shù)（經(jīng)典融合合數(shù)據(jù)）模模型，得得到殘差差平方和和分別記記為：SS1、SS2、SS3。如如果小于于給定顯顯著水平平下的臨臨界值，則則接受假設設2，采采用固定定系數(shù)（融融合數(shù)據(jù)據(jù)）模型型，沒有有必要進進行進一一步的檢檢驗。如如果大于于給定顯顯著水平平下的臨臨界值，則則應該拒拒絕假設設2，繼繼續(xù)檢驗驗假設11，判斷斷斜率是是否都相相等，如如果拒絕絕假設11，則應應該采用用變系數(shù)數(shù)模型。估計面板數(shù)數(shù)據(jù)的第第二步就就是判斷斷采用固固定

18、效應應模型還還是隨機機效應模模型。如如果經(jīng)過過上述協(xié)協(xié)方差分分析檢驗驗，采用用的是固固定系數(shù)數(shù)（融合合數(shù)據(jù)）模模型，則則不需要要再判斷斷采用固固定效應應模型還還是隨機機效應模模型；如如果采用用的是變變截距或或者變系系數(shù)模型型，則需需要判斷斷采用固固定效應應模型還還是隨機機效應模模型，因因為不同同的效應應模型對對應不同同的參數(shù)數(shù)估計方方法。本本文主要要采用HHaussmann檢驗。HHaussmann檢驗的的原假設設：H00:,其中中 為相應應的固定定效應的的系數(shù)估估計，為為隨機效效應的系系數(shù)估計計。如果果隨機效效應與解解釋變量量無關，那那么二者者應該相相等，此此時所采采用的統(tǒng)統(tǒng)計量為為：，其其

19、中k表表示自變變量的個個數(shù)。當當原假設設被拒絕絕時，隨隨機效應應產(chǎn)生有有偏估計計量，違違背了高高斯馬爾科科夫假設設，則采采用固定定效應模模型。（二）模型型選用指指標及數(shù)數(shù)據(jù)說明明由于我國區(qū)區(qū)域之間間的流通通業(yè)和居居民消費費支出水水平有一一定的差差異，為為了分析析區(qū)域之之間的差差異情況況，本文文按照地地理位置置與國家家宏觀經(jīng)經(jīng)濟戰(zhàn)略略差別來來劃分東東中西部部。東部部地區(qū)包包括北京京、天津津、上海海、山東東、江蘇蘇、浙江江、福建建、廣東東、海南南；西部部地區(qū)包包括陜西西、云南南、貴州州、廣西西、寧夏夏、甘肅肅、內(nèi)蒙蒙古、青青海、新新疆；中中部地區(qū)區(qū)包括黑黑龍江、吉吉林、遼遼寧、河河北、山山西、安安

20、徽、河河南、湖湖北、湖湖南、江江西 不包括四川、重慶和西藏，也不包括港澳臺地區(qū)。重慶在1997年之前沒有相應的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，四川在1997年之前的數(shù)據(jù)又包括了重慶的相應數(shù)據(jù)，兩省的數(shù)據(jù)有缺失；排除西藏是由于其經(jīng)濟規(guī)模很小，如果加入其數(shù)據(jù)可能會影響分析的準確性。本文選選取了119900年20007年的的28個個省份的的相關數(shù)數(shù)據(jù)作為為樣本進 不包括四川、重慶和西藏，也不包括港澳臺地區(qū)。重慶在1997年之前沒有相應的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，四川在1997年之前的數(shù)據(jù)又包括了重慶的相應數(shù)據(jù)，兩省的數(shù)據(jù)有缺失；排除西藏是由于其經(jīng)濟規(guī)模很小，如果加入其數(shù)據(jù)可能會影響分析的準確性。最終消費分分為政府府消費和和居民消消費兩大

21、大部分。歷歷史數(shù)據(jù)據(jù)表明，220世紀紀90年年代以來來，我國國居民消消費的增增長慢于于政府消消費的增增長11。近年來來學術界界和相關關部門的的決策者者更為關關注的也也是如何何促進居居民消費費增長問問題，因因此，本本文將主主要研究究居民消消費增長長的問題題，用居居民消費費指標來來反映居居民消費費增長水水平。居民消消費支出出的數(shù)據(jù)據(jù)基本上上來自11989920008年的的中國國統(tǒng)計年年鑒 由于中國統(tǒng)計年鑒沒有各個省份1996年居民消費支出的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，本文中1996年居民消費支出的數(shù)據(jù)來自各個省份的統(tǒng)計年鑒。為了消消除價格格變化對對居民消消費支出出數(shù)據(jù)的的影響，本本文以119900年為基基期采用用居

22、民消消費價格格指數(shù)進進行平減減 由于中國統(tǒng)計年鑒沒有各個省份1996年居民消費支出的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，本文中1996年居民消費支出的數(shù)據(jù)來自各個省份的統(tǒng)計年鑒。 考慮到數(shù)據(jù)的可得性以及各個省份居民消費價格指數(shù)的差異性較小，本文采用全國的居民消費價格指數(shù)對各個省份的居民消費支出進行平減。目前我國關關于流通通業(yè)的定定義比較較多，歸歸納起來來比較典典型的定定義主要要有兩種種：其一一：廣義義的流通通業(yè)是指指與商品品交換和和商品流流動直接接相關的的所有產(chǎn)產(chǎn)業(yè)，如如批發(fā)業(yè)業(yè)、零售售業(yè)、住住宿餐飲飲業(yè)、交交通運輸輸業(yè)、倉倉儲業(yè)、廣廣告業(yè)、包包裝業(yè)、金金融業(yè)等等等；從從狹義上上講僅指指批發(fā)業(yè)業(yè)、零售售業(yè)及其其與其相相

23、關的服服務業(yè)12。其二二：流通通業(yè)是指指從事商商品或者者服務的的流動與與交易的的行業(yè)。在在中國，流流通業(yè)又又分為廣廣義和狹狹義的兩兩種：狹狹義的流流通業(yè)包包括零售售業(yè)、批批發(fā)業(yè)（商商業(yè)）、物物流業(yè)；廣義的的流通業(yè)業(yè)包括零零售業(yè)、批批發(fā)業(yè)、物物流業(yè)、餐餐飲業(yè)、旅旅游業(yè)13。本文認認為，金金融業(yè)雖雖然是為為流通業(yè)業(yè)發(fā)展提提供資金金支持，但但是金融融業(yè)又是是一個相相對獨立立和特殊殊的行業(yè)業(yè)，其不不能納入入流通業(yè)業(yè)；廣告告業(yè)同樣樣可以為為很多產(chǎn)產(chǎn)業(yè)提供供廣告等等相關服服務，也也是一個個相對獨獨立的行行業(yè)，納納入流通通業(yè)也不不合適；流通過過程應該該是商流流、物流流、信息息流的統(tǒng)統(tǒng)一14。但是，考考慮到本

24、本文所研研究的主主要是流流通業(yè)和和居民消消費增長長的關系系，而流流通業(yè)中中物流層面面很大一一部分的的數(shù)據(jù)是是生產(chǎn)資資料的運運輸，和和居民消消費沒有有直接的的關系，再再加上無無法將物物流中的的生產(chǎn)資資料和生生活資料料的數(shù)據(jù)據(jù)分離開開來，而且流通通業(yè)中商商流部分分批發(fā)發(fā)業(yè)、零零售業(yè)以以及住宿宿餐飲業(yè)業(yè)與居民民消費有有著較為為密切的的關系，綜合這些些因素，本本文選擇擇批發(fā)業(yè)業(yè)、零售售業(yè)以及及住宿餐餐飲業(yè)的的相關統(tǒng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)據(jù)作為流流通業(yè)發(fā)發(fā)展的指指標。本本文反映映流通業(yè)業(yè)發(fā)展的的數(shù)據(jù)主主要來自自1988920008年中中國統(tǒng)計計年鑒批批發(fā)業(yè)、零零售業(yè)、住住宿餐飲飲業(yè)的數(shù)數(shù)據(jù) 文中流通業(yè)發(fā)展的數(shù)據(jù)在19

25、94年以前用的是中國統(tǒng)計年鑒中的“商業(yè)”數(shù)據(jù)表示，19952004年用“批發(fā)零售貿(mào)易餐飲業(yè)”表示，2005年以后開始包括“住宿業(yè)”。為了使使所有數(shù)數(shù)據(jù)都折折算為不不變價格格，本文文以19990年為為基期對對相關數(shù)數(shù)據(jù)進行行處理，批批發(fā)零 文中流通業(yè)發(fā)展的數(shù)據(jù)在1994年以前用的是中國統(tǒng)計年鑒中的“商業(yè)”數(shù)據(jù)表示，19952004年用“批發(fā)零售貿(mào)易餐飲業(yè)”表示，2005年以后開始包括“住宿業(yè)”。四、實證分分析結果果（一）面板板數(shù)據(jù)的的單位根根檢驗本文首先對對居民消消費支出出和流通通業(yè)發(fā)展展水平的的數(shù)據(jù)取取對數(shù)以以消除異異方差，并并分別記記為：LLNRCCE和LLNCIID。為為了避免免因為檢檢驗

26、方法法本身的的局限性性而影響響單位根根檢驗結結果的準準確性，本本文將同同時采用用LLCC檢驗、BBreiitunng檢驗驗、Imm-Peesarran-skiin檢驗驗、Fiisheer-AADF檢檢驗和FFishher-PP檢檢驗五種種檢驗方方法。在在檢驗結結果中檢檢驗類型型（teest typpe）選選擇常用用的默認認的Suummaary形形式，以以方便對對各種檢檢驗（HHadrri檢驗驗除外）的的結果有有一個全全面的了了解。檢驗結結果見表表1。表1 面面板數(shù)據(jù)據(jù)單位根根檢驗LLC檢驗Breittungg檢驗Im-Peesarran-skiin檢驗驗Fisheer-AADF檢驗Fishee

27、r-PPP檢驗東部地區(qū)LNRCEE-0.9999822-0.5992077-0.6771319.3550315.32281LNRCCE-9.1665922*-7.1114222*78.36649*83.44453*LNCIDD-4.3888033*-1.8448633*-3.022432242.50095*10.76687LNCIID-8.6559966*-8.1338499*91.14479*93.73333*中部地區(qū)LNRCEE-1.54431.470072-1.100667729.9661119.61155LNRCCE-11.550788*-9.4449522*111.8857*129.

28、4444*LNCIDD-12.449677*-0.8993677-4.6662444*48.6112723.99977LNCIID-18.119533*-13.779499*150.8841*140.446*西部地區(qū)LNRCEE2.5522223.2333272.67554311.755136.594483LNRCCE-8.6003811*-5.8441733*70.17785*78.65501*LNCIDD7.356688.1399797.9799931.5666971.164482LNCIID-4.8554988*-3.31163*41.51115*41.70054*注:（1）*、*、*分

29、別表表示1%、5%、100%水平平上顯著著；（22）表示該該變量的的一階差分形形式；（33）單位位根檢驗驗過程中中的最優(yōu)優(yōu)滯后期期數(shù)是按按Schhwarrz評價價標準確定的。（44）表中中所有變變量的一一階差分分項下的的Breeituung檢檢驗經(jīng)過過默認的的Summmarry的檢驗形式式，不存存在。 通通過表11，我們們可以看看出，原原始的LLNRCCE數(shù)據(jù)據(jù)無論是是在1%，還是是5%、110%的的置信水水平下都都不能拒拒絕原假假設，即即我們可可以認為為該序列列存在單單位根。原始的東部地區(qū)得LNCID數(shù)據(jù)雖然在在一定的置信水平下拒絕了原假設，但仍然有兩個檢驗不能拒絕原假設，中西部地區(qū)的LNC

30、ID數(shù)據(jù)都不能拒絕原假設，因此，我們也可以認為LNCID數(shù)據(jù)存在單位根。經(jīng)過一階差分后的LNRCE數(shù)據(jù)和LNCID數(shù)據(jù)在1%的置信水平下都拒絕了原假設，即可認為這些序列不再存在單位根，可以進行進一步的檢驗。（二）面板板數(shù)據(jù)的的graangeer因果果關系檢檢驗由于經(jīng)過一一階差分分后的LLNRCCE數(shù)據(jù)據(jù)和LNNCIDD數(shù)據(jù)序序列都不不存在單單位根，根據(jù)Hurlin和Venet（2001）提出的面板數(shù)據(jù)格蘭杰因果檢驗方法，本文對兩個差分序列進行了檢驗，檢驗結果見表2。表2 Granngerr因果關關系檢驗驗結果LNRCCELNCCIDLNCIIDLNRRCE123123東部6.69*2.843.

31、7313.200*6.80*9.08*中部11.611*10.666*13.955*14.266*9.92*10.144*西部4.174.322.698.81*6.77*8.32*注:（1）*、*、*分別表表示1%、5%、100%水平平上顯著著；（22）表示該該變量的一階階差分形形式；（33）p表表示滯后后項階數(shù)數(shù)。表2的結果果顯示：從流通業(yè)業(yè)發(fā)展對對居民消消費增長長影響的的因果關關系檢驗驗結果上上看，無無論東中中西部，至至少在110%的的水平下下都能拒拒絕原假假設(其其中中部部地區(qū)全全部能在在1%的的水平下下拒絕原原假設)，即認認為流通通業(yè)增長長是居民民消費增增長的原原因，所所有的結結論對不

32、不同的滯滯后階數(shù)數(shù)都成立立，因果果關系比比較穩(wěn)定定。從居民消消費增長長對流通通業(yè)發(fā)展展影響的的因果關關系檢驗驗結果上上看，東東部地區(qū)區(qū)只在一一階水平平下的11%的顯顯著水平平下能夠夠拒絕原原假設，在在其它水水平下都都不能拒拒絕原假假設，可可以大致致判斷東東部地區(qū)區(qū)居民消消費增長長不是流通通業(yè)發(fā)展展的原因因；西部部地區(qū)在在3個顯顯著水平平下都不不能拒絕絕原假設設，因此此西部地地區(qū)居民民消費增增長不是是流通業(yè)業(yè)發(fā)展的的原因；然而中中部地區(qū)區(qū)，在33個顯著著水平下下都拒絕絕原假設設，即可可認為中中部地區(qū)區(qū)居民消消費增長長是流通通業(yè)發(fā)展展的原因因，從而而得出中中部地區(qū)區(qū)流通業(yè)業(yè)發(fā)展與與居民消消費增長長

33、互為因因果關系系。一般來說，一一個地區(qū)區(qū)流通業(yè)業(yè)的發(fā)展展要受到到城市化化水平、流流通業(yè)基基礎設施施的完善善程度、政政府對當當?shù)亓魍ㄍóa(chǎn)業(yè)發(fā)發(fā)展的重重視程度度、地區(qū)區(qū)的信息息化技術術水平、外外資零售售巨頭進進入多少少等多方方面因素素的影響響和制約約。在中部地地區(qū)，無論是是零售業(yè)業(yè)態(tài)的種種類及其其規(guī)模，還還是流通通產(chǎn)業(yè)整整體的發(fā)發(fā)展水平平與東部部地區(qū)相相比都存存在著較較大的差差距，但但是隨著著中部地地區(qū)人們們收入水水平的提提高，人人們的消消費需求求增強，該地區(qū)消費需求的不斷上升推動著流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，以滿足人們的消費需求。在東部地區(qū)，城市化水平的不斷提高，推動著該地區(qū)新型業(yè)態(tài)和連鎖經(jīng)營的發(fā)展，同時，

34、隨著外資零售巨頭的不斷進入，東部地區(qū)的零售業(yè)競爭日益激烈，推動著流通產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，以上方面原因使得消費需求增長對流通業(yè)發(fā)展的引致性作用不夠明顯。流通業(yè)要在消費導向型經(jīng)濟時代獲得更大發(fā)展，則必須適應消費，在西部地區(qū)，城市化水平較低、流通業(yè)基礎設施不完善、信息化技術水平的落后等因素使得流通業(yè)無法適應居民消費的增長，這些因素從根本上制約著流通業(yè)的發(fā)展，使得居民消費對該地區(qū)流通業(yè)發(fā)展的作用難以凸顯。（三）基于于面板數(shù)數(shù)據(jù)的模模型選擇擇與分析析 11.模型型選擇 （11）判斷斷Pannel Datta模型型的類型型。首先計計算出SS值和FF值（見見表3），然后利用F統(tǒng)計量值和臨界值比較后進行選擇。表3 S

35、值及及F統(tǒng)計計量值S值F值S1S2S3F1臨界值F2臨界值東部0.500.551.141.992.6311.62.16中部0.890.971.601.722.527.172.01西部0.270.300.891.572.6320.4772.16 注：（11）臨界界值是取取1%顯顯著水平平下的數(shù)數(shù)值；（22）由于于不能查查閱到精確的的臨界值值，表中中臨界值值只是根根據(jù)F統(tǒng)統(tǒng)計量表表估計的的近似值，不不影響結結果判斷斷； 通通過表33我們可可以看出出，在11%的顯顯著水平平下，拒拒絕假設設2，不不能拒絕絕假設11，因此此，無論論東中西西部地區(qū)區(qū)，在進進行面板板數(shù)據(jù)分分析時應應當選擇擇變截距距模型。結

36、合以上的因果關系判斷，本文初步建立以下模型： (6)。 （22）判斷斷采用變變截距的的固定效效應還是是隨機效效應模型型。由于Hauusmaan檢驗驗要求先先對模型型進行估估計，而而且要求求所估計計的方程程含有隨隨機效應應，因此此，先對對模型進進行含有有隨機效效應的估估計，然然后根據(jù)據(jù)隨機效效應的結結果進行行判斷采采用什么么效應模模型。HHaussmann檢驗輸輸出結果果見表44。表4 隨隨機效應應檢驗結結果卡方統(tǒng)計量量值相伴概率東部3.190.0033中部3.820.00002西部7.660.00115從表4中可可知，在在1%的的顯著水水平下，有有足夠的的證據(jù)證證明可以以拒絕原原假設，即即可以

37、認認為適宜宜采用固固定效應應模型。2.結果分分析結合前面模模型類型型和模型型效應選選擇的判判斷，本本文考慮慮使用固固定效應應的變截截距模型型。模型分分析結果果見表55。表5 東東、中、西西部paanell daata回回歸結果果東部中部西部參數(shù)/統(tǒng)計計量值t值參數(shù)/統(tǒng)計計量值t值參數(shù)/統(tǒng)計計量值t值常數(shù)項1.581173.873.631102.924.009967.78LNCIID1.3011912.0661.012278.910.623389.24R2值0.82447-0.75337-0.88224-F統(tǒng)計量11.54409-20.26618-7.32990-相伴概率0.00221-0.01

38、228-0.00551- 注：相相伴概率率指的是是F統(tǒng)計計量的概概率通過表5可可以發(fā)現(xiàn)現(xiàn)，流通通業(yè)發(fā)展展對居民民消費增增長影響響最大的的是東部部地區(qū)，流流通業(yè)每每增長11個百分分點，會會使居民民消費增增長1.30119個百百分點。其其次是分分別是中中西部地地區(qū)，其其彈性系系數(shù)分別別為1.10227和00.62388。這也也驗證了了我們在在前面進進行的一一些理論論分析，即即認為流流通業(yè)越越發(fā)達，該該地區(qū)的的市場化化越高，流流通業(yè)發(fā)發(fā)揮的作作用也越越大。流流通環(huán)節(jié)節(jié)是否順順暢、是是否發(fā)達達在很大大程度上上影響著著商品從從生產(chǎn)環(huán)環(huán)節(jié)都消消費環(huán)節(jié)節(jié)的周轉轉速度，影響著著居民消消費需求求的實現(xiàn)現(xiàn)程度。居

39、民消費需求的實現(xiàn)是離不開流通業(yè)的，流通業(yè)雖然不是居民消費增長快慢的決定性因素，但應該也是一個很重要的因素。通過表5 的結果我們可見一斑?？傮w來說，東部地區(qū)的流通業(yè)比較發(fā)達，無論是從流通業(yè)就業(yè)人數(shù)比較，還是從流通產(chǎn)業(yè)的業(yè)態(tài)的多樣性及流通產(chǎn)業(yè)的規(guī)模而言都東部地區(qū)遠遠領先于中西部地區(qū)。西部地區(qū)流通業(yè)發(fā)展對居民消費增長的彈性僅僅是東部地區(qū)的一半。五、結論與與進一步步研究展展望本文初步分分析和論論證了11990020007年我我國東中中西部地地區(qū)居民民消費增增長與流流通業(yè)發(fā)發(fā)展之間間的關系系，并用用Graangeer因果果關系檢檢驗分析析了居民民消費增增長與流流通業(yè)發(fā)發(fā)展之間間的因果果關系，得得出東中中

40、西部地地區(qū)流通通業(yè)發(fā)展展是促進進居民消消費增長長原因的的結論。最最后，本文使使用paanell daata模模型進一一步探析析了東中中西部地地區(qū)流通通業(yè)對居居民消費費增長的的作用程程度。分分析發(fā)現(xiàn)現(xiàn)，東中中西部地地區(qū)流通通業(yè)對居居民消費費增長是是有著較較大的差差異的，東東中西部部地區(qū)流流通業(yè)每每增長11個百分分點，居居民消費費分別增增長1.30119、11.01127、00.62238個個百分點點，西部部地區(qū)流流通業(yè)發(fā)發(fā)展滯后后直接影影響著其其居民消消費增長長的速度度，西部部地區(qū)流流通業(yè)對對居民消消費增長長的作用用程度僅僅僅是東東部的一一半。因因此，本本文認為為東中西西部地區(qū)區(qū)要根據(jù)據(jù)當?shù)氐牡?/p>

41、實際情情況采取取相應的的促進流流通業(yè)發(fā)發(fā)展的措措施：（1）流流通發(fā)展展，觀念念先行。要充分認識到流通業(yè)的重要性，尤其是認識到其對提高居民消費增長速度方面所發(fā)揮的作用，徹底改變傳統(tǒng)的“重生產(chǎn)、輕流通”的落后思想觀念，中西部地區(qū)政府更要把發(fā)展流通業(yè)提到一個相當?shù)母叨?，從政策上加以扶持，只有大力發(fā)展流通業(yè)，提高流通業(yè)在經(jīng)濟發(fā)展中的地位，才能不斷促進消費和擴大消費；（2）進一步加快流通創(chuàng)新，不斷推進流通現(xiàn)代化。要充分依靠城市和沿海地區(qū)流通創(chuàng)新成果和經(jīng)驗，帶動農(nóng)村和中西部地區(qū)的流通創(chuàng)新，加快解決農(nóng)村中流通組織松散落后、流通效率低下等問題16。中西部地區(qū)要在流通信息化和現(xiàn)代化方面下功夫，從而為消費者提供準

42、確、便捷高效的服務，達到擴大消費的目的；（3）各地區(qū)采取不同的促進流通業(yè)發(fā)展的著力點措施：東部要著眼于流通業(yè)的國際競爭優(yōu)勢，培育一批具有國際競爭力的大型流通企業(yè)；中部地區(qū)要加大對中小流通企業(yè)發(fā)展的扶持力度，在財政、稅收等方面鼓勵和吸引國內(nèi)外各類投資者創(chuàng)辦中小流通企業(yè)；西部地區(qū)通過對流通企業(yè)的整合，擴大企業(yè)規(guī)模，提高流通效率17；（4）中西部地區(qū)應大力提高城市化水平，以城市化促進流通業(yè)的發(fā)展，從而推動中西部居民消費的增長和經(jīng)濟的發(fā)展。實證結果表明，我國中西部城市化水平每增長1個百分點，就會分別帶動流通業(yè)增長1.8827和0.9274個百分點18；（5）加強流通基礎設施，尤其是盡快解決中西部地區(qū)和

43、農(nóng)村的流通基礎設施不足的問題。從我國地區(qū)之間和城鄉(xiāng)發(fā)展的不平衡，從流通領域看，存在著城市流通設施相對過剩與農(nóng)村流通設施相對不足的“二元結構”，東部較完備的流通設施與中西部欠發(fā)達的流通設施并存。 為了進一步步深入的的分析相相關問題題，筆者者認為可可以從以以下幾個個方面進進行擴展展和深化化：（1）由由于影響響居民消消費的主主要因素素是居民民收入，直直接考慮慮居民消消費增長長與流通通業(yè)發(fā)展展關系可可能遺漏漏了居民民收入這這個變量量，在建建模時可可以考慮慮引入居居民收入入變量；（2）在在中部地地區(qū)，居居民消費費增長與與流通業(yè)業(yè)發(fā)展存存在雙向向因果關關系，這這樣兩個個變量之之間建模模時就可能能存在內(nèi)內(nèi)生性問問題，可可以考慮慮引入工工具變量量（IVV），當當然IVV的選擇擇也是一一個難以以把握的的技術問問題，同同時可以以考慮在在引入居居民收入入變