陳建中 副教授 劉 杰 通訊作者（中南大學(xué)商學(xué)院 長沙 410012）

引言

“十九大”報告中指出，我國社會的主要矛盾轉(zhuǎn)變?yōu)槿嗣袢找嬖鲩L的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。新常態(tài)經(jīng)濟(jì)背景下，我國尤為注重經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。

圖1 商貿(mào)流通與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響路徑

圖2 VAR模型穩(wěn)定性判斷

商貿(mào)流通業(yè)作為國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要支撐性產(chǎn)業(yè)，其作為連接生產(chǎn)與消費紐帶的重要性日益突出。因此，研究商貿(mào)流通業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)聯(lián)性意義重大。基于此，本文通過研究商貿(mào)流通與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，探究兩者協(xié)調(diào)發(fā)展的內(nèi)在聯(lián)系，給出相關(guān)建議，有利于提升我國整體經(jīng)濟(jì)水平。

商貿(mào)流通與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)聯(lián)影響分析

（一）影響機(jī)制分析

經(jīng)濟(jì)增長理論中指出，生產(chǎn)要素投入與全要素生產(chǎn)率共同決定經(jīng)濟(jì)增長動力，一般情況下，會通過柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)研究經(jīng)濟(jì)增長：

式中：K—資本；L—勞動；A—全要素生產(chǎn)率。經(jīng)濟(jì)增長受到流通效率的作用力并非直接作用，而是利用提高全要素生產(chǎn)率實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長，同時并不會對勞動或資本造成嚴(yán)重影響。所以，柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中，流通效率的作用點在于A，但是A并不僅僅受到流通效率的影響。故提出假設(shè)，E代表流通效率，A0代表非流通效率，則有如下關(guān)系：

合并公式（1）與（2）可得：

對公式進(jìn)行取對數(shù)處理，則有：

通過上述求導(dǎo)可得出，商貿(mào)流通和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)聯(lián)性主要體現(xiàn)在流通效率與全要素生產(chǎn)率間的作用力，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長全要素生產(chǎn)率包括技術(shù)水平、人力資源、區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)、消費領(lǐng)域發(fā)展等多項影響因素?？筛爬ㄓ绊憴C(jī)制為兩種：一是在保證要素投入不變的情況下，流通效率可提升要素貢獻(xiàn)值；二是維持總貢獻(xiàn)不變，降低要素投入。

（二）影響路徑分析

流通效率與區(qū)域經(jīng)濟(jì)兩者間的連接作用點在于流通效率對全要素生產(chǎn)率的影響。全要素生產(chǎn)率包括技術(shù)水平、人力資源、區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)、消費領(lǐng)域發(fā)展等關(guān)鍵要素，故分析流通效率的影響路徑是通過對關(guān)鍵要素推動全要素生產(chǎn)率的單位輸出，最終得到區(qū)域經(jīng)濟(jì)的整體提升，反向亦然，具體如圖1所示。

商貿(mào)流通與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)聯(lián)模型構(gòu)建

（一）模型選取

商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長兩者間存在的影響關(guān)系是一個動態(tài)化過程，在此可以將商貿(mào)流通業(yè)視為一個子系統(tǒng)，將區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長視為一個子系統(tǒng)，兩個子系統(tǒng)之間存在相互作用力，在作用力影響下，兩者會逐漸呈現(xiàn)協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顟B(tài)。根據(jù)這一特性，選取的研究模型為向量自回歸模型。選取該模型的原因是該模型可以自行轉(zhuǎn)換解釋變量與被解釋變量，從而可有效降低分析難度，并得出變量間的關(guān)聯(lián)性。VAR模型是由學(xué)者西姆斯率先研究出來的，其分析原理是首先判斷內(nèi)生變量滯后值的最優(yōu)解，之后根據(jù)最優(yōu)解創(chuàng)建變量函數(shù)關(guān)系，比較常用于多元時間序列的實證研究中。

（二）模型應(yīng)用

VAR模型計算公式為：

式中，yt—k維內(nèi)生變量向量；xt—d維外生變量向量；p—最優(yōu)滯后階數(shù)；T—樣本數(shù)量；k×k維矩陣A1，A2，…，Ap與k×d維矩陣B—目標(biāo)系數(shù)矩陣；εt—k維擾動向量。VAR模型計算公式可實現(xiàn)同期相關(guān)，但是關(guān)聯(lián)性研究卻沒有辦法體現(xiàn)出滯后值。所以，通常內(nèi)生變量滯后p階VAR模型會用VAR（p）代替，則有：

公式（6）代表時間序列變量為k的VAR(p)模型，方程數(shù)量為k構(gòu)成的矩陣模型。模型在具體應(yīng)用過程中，第一步要做單位根檢驗，此環(huán)節(jié)一定要保證同階差分平穩(wěn)，單位根檢驗通過后，需要確定滯后值p，確定依據(jù)為AIC與SC，由p=n（n=1，2，3，4，5）確定AIC值與SC值，若滿足兩者值皆為全部AIC與SC最小值，則p值為最優(yōu)滯后階數(shù)，然而通常難以實現(xiàn)兩者值皆為最小，需要通過LR檢驗法取舍。第二步為協(xié)整檢驗，由界值表找出協(xié)整檢驗需求數(shù)據(jù)，獲取對應(yīng)的臨界值，若拒絕原假設(shè)，則通過協(xié)整檢驗。第三步為格蘭杰因果檢驗，分析內(nèi)生變量間存在的關(guān)聯(lián)性，所獲取到的因果關(guān)系僅代表經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)系，前因變量可解釋后果變量，即變量間存在因果關(guān)系。第四步為通過脈沖響應(yīng)與方差分解分析變量間動態(tài)關(guān)系。

圖3 LNX、LNY對LNY的沖擊影響

圖4 LNX、LNY對LNX的沖擊影響

圖5 LNX、LNY對LNY的解釋程度

（三）評價指標(biāo)確認(rèn)

圖6 LNX、LNY對LNX的解釋程度

表1 2014-2018年京津冀地區(qū)區(qū)域總產(chǎn)值和流通業(yè)增加值

表2 平穩(wěn)性檢驗結(jié)果（5%置信區(qū)間）

表3 1-5階滯后階數(shù)對應(yīng)AIC值與SC值

表4 Engle-Granger協(xié)整檢驗結(jié)果值

表5 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

表6 VAR模型穩(wěn)定檢驗結(jié)果

本文主要研究商貿(mào)流通與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)聯(lián)影響，因此評價指標(biāo)應(yīng)定為商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)和區(qū)域總產(chǎn)值的動態(tài)值，因此選取批發(fā)零售業(yè)、餐飲業(yè)、倉儲業(yè)三大產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加值作為商貿(mào)流通經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)，分別記為X1、X2、X3，區(qū)域總產(chǎn)值記為Y，則商貿(mào)流通經(jīng)濟(jì)發(fā)展X=X1+X2+X3，研究對象為X與Y兩者間的動態(tài)關(guān)系。

實證研究

（一）區(qū)域選擇及數(shù)據(jù)處理

本文以京津冀地區(qū)商貿(mào)流通與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展間的動態(tài)關(guān)系作為研究對象，選取該地區(qū)2014-2018年指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行計量分析，原始數(shù)據(jù)如表1所示。

將2014-2018年京津冀區(qū)域總產(chǎn)值與流通業(yè)增加值代入VAR模型中，并對數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)變換處理，處理后的數(shù)據(jù)結(jié)果不會影響到變量，同時可加強(qiáng)數(shù)據(jù)穩(wěn)定性，避免時間序列數(shù)據(jù)中存在異方差情況，因此對上述變量進(jìn)行對數(shù)處理，分別得到取自然對數(shù)后的區(qū)域總產(chǎn)值與流通業(yè)增加值LNY與LNX。

（二）變量平穩(wěn)性檢驗

首先，通過單位根檢驗驗證變量間的平穩(wěn)性。通過Eviews9.0軟件完成計量分析，檢驗方法為ADF檢驗法，內(nèi)生變量僅為同階單整條件下才代表滿足平穩(wěn)性檢驗標(biāo)準(zhǔn)，詳細(xì)數(shù)值如表2所示。通過ADF檢驗法，在二階差分后LNY與LNX在5%置信區(qū)間內(nèi)P值依次為0.0012、0.0001，表示滿足平穩(wěn)性檢驗標(biāo)準(zhǔn)。

（三）滯后階數(shù)確認(rèn)

通過變量平穩(wěn)性檢驗以后，需要確認(rèn)模型最優(yōu)滯后階數(shù)，利用非限制VAR模型，在平穩(wěn)序列的前提條件下，針對滯后1-5階的AIC與SC值進(jìn)行依次分析。需要堅持信息準(zhǔn)則來選擇最優(yōu)滯后階數(shù)，因此需滿足AIC值與SC值接近，并且兩個值皆為盡可能小，則此時會滿足階數(shù)最優(yōu)。1-5階滯后階數(shù)對應(yīng)AIC值與SC值情況如表3所示。

由表3可知，在1階時，AIC值為-6.01，SC值為-5.79，在五階滯后階數(shù)變量值中，AIC值與SC值同時滿足最小與最接近雙重條件，則表示1階為VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)。

（四）Engle-Granger協(xié)整檢驗

本文進(jìn)行Engle-Granger協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。由表4可知，tau檢驗統(tǒng)計量的Prob.值是0.0018，代表拒絕原假設(shè)，之后檢驗統(tǒng)計量值。由協(xié)整檢驗臨界值表確定有關(guān)數(shù)據(jù)，并在臨界值方程中代入：

式中，T—樣本數(shù)量；a—顯著性水平，由此可得到T=20，a=5%。由協(xié)整檢驗界值表可知，φx=-3.3377，φ1=-2.967，φ2=-8.98，將值代入公式（7）中，可得到C(5%)=-3.6585>-5.606154，所以拒絕原假設(shè)，則表明協(xié)整關(guān)系存在?；貧w方程則利用OLS法獲取，公式如下：

式（8）調(diào)整R2為0.983672，式（9）調(diào)整R2為0.984361，代表回歸方程具有良好的擬合程度。

（五）格蘭杰因果檢驗

通過格蘭杰因果檢驗可獲取京津冀商貿(mào)流通與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)聯(lián)性，即能分析出商貿(mào)流通和區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩者間的關(guān)系主導(dǎo)者。本文通過格蘭杰因果檢驗，得到結(jié)果如表5所示。

由表5可知，LNX在顯著性水平=5%時不是LNY格蘭杰因果p=0.7042>0.05，不拒絕原假設(shè)，因此，由LNX出發(fā)，兩者并不具備格蘭杰因果關(guān)系；而LNY在顯著性水平=5%時不是LNX格蘭杰因果p=0.0413<0.05，拒絕原假設(shè)，因此，由LNY出發(fā)，兩者具備格蘭杰因果關(guān)系。由此，可推斷出京津冀區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展為導(dǎo)致京津冀商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因，即該地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展推動了商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展。

（六）商貿(mào)流通與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)聯(lián)性分析

為分析商貿(mào)流通與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩者間的動態(tài)關(guān)聯(lián)性，第一步要驗證VAR模型穩(wěn)定性，檢驗結(jié)果如圖2所示。

如圖2所示，特征根落在單位圓中，一個特征根與單位圓邊緣接近，難以識別是否位于單位圓內(nèi)，因此需要通過表格進(jìn)行判斷，通過特征根模與1進(jìn)行比較，小于1時代表VAR模型穩(wěn)定，具體結(jié)果如表6所示。特征根模值分別為0.988215與0.581621，均比1小，表示VAR模型穩(wěn)定。

第二步要進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，說明商貿(mào)流通與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩者間的沖擊影響，結(jié)果如圖3與圖4所示。

由圖3與圖4可知，LNY對LNX的沖擊影響為正向，表示京津冀區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展會正向推動區(qū)域商貿(mào)流通發(fā)展。

第三步，進(jìn)行方差分解，主要分析變量間的相互解釋程度，結(jié)果如圖5與圖6所示。

由圖5與圖6可知，京津冀區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展對商貿(mào)流通發(fā)展的解釋程度較高，說明商貿(mào)流通發(fā)展受到區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，并能為其信息量做出解釋。

通過上述分析，得出商貿(mào)流通與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩者間存在動態(tài)關(guān)聯(lián)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展為區(qū)域商貿(mào)流通的格蘭杰因果，即區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長可推動商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展。結(jié)合我國當(dāng)前國情，因產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，導(dǎo)致流通業(yè)面臨眾多挑戰(zhàn)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)必然會在物質(zhì)等條件上為商貿(mào)流通發(fā)展奠定良好基礎(chǔ)。盡管對京津冀商貿(mào)流通與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩者間的動態(tài)關(guān)聯(lián)性分析僅得出區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展為區(qū)域商貿(mào)流通的格蘭杰因果的結(jié)論，但通過其他相關(guān)學(xué)者研究及結(jié)合現(xiàn)實情況，可知商貿(mào)流通發(fā)展必然也會推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。京津冀區(qū)域目前未呈現(xiàn)出商貿(mào)流通發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的正向推動作用，表明京津冀商貿(mào)流通發(fā)展滯后于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，應(yīng)重視推動京津冀商貿(mào)流通發(fā)展，從而才能實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與商貿(mào)流通發(fā)展的協(xié)同作用。

結(jié)論

為加強(qiáng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與商貿(mào)流通發(fā)展的關(guān)聯(lián)影響，促進(jìn)兩者協(xié)同發(fā)展，本文在分析兩者關(guān)聯(lián)影響機(jī)制的基礎(chǔ)上，建立商貿(mào)流通與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)聯(lián)模型。通過格蘭杰因果檢驗，得出商貿(mào)流通與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展間存在格蘭杰因果關(guān)系。本文選取京津冀區(qū)域作為研究案例，該地區(qū)商貿(mào)流通發(fā)展滯后于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，因此僅得到區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展為區(qū)域商貿(mào)流通的格蘭杰原因的結(jié)論，因此可給出該地區(qū)需重視商貿(mào)流通發(fā)展的建議，應(yīng)從加強(qiáng)政府統(tǒng)籌管理、加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等角度提升商貿(mào)流通發(fā)展水平，實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)與商貿(mào)流通的協(xié)同發(fā)展。