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、國家電投集團中央研究院有限公司北京 100083）

引言

在消費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)消費規(guī)模有擴張也有收縮。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)另一駕馬車即消費的活力已然成為必然。而分析研判我國消費需求的動態(tài)變化趨勢，是把握未來消費導(dǎo)向，助推經(jīng)濟健康發(fā)展的重要抓手。在我國消費經(jīng)濟增長的過程中，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的過程。而且事實上，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行探究。

文獻綜述

消費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，對于消費增長或波動的周期特征，以及消費需求周期與其他因素變化周期的同步性進行研究，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結(jié)構(gòu)的周期性變化特征，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)都經(jīng)歷了7個周期，而農(nóng)村居民消費結(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)北京市居民消費增長率波動的波長要高于實際GDP增長率的波長，同時也發(fā)現(xiàn)居民消費的波動與實際GDP的波動存在較弱的同步性。張博（2014）則以貴州省作為案例，研究了消費增長的周期性波動特征，認為貴州省的消費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行分析，發(fā)現(xiàn)當(dāng)?shù)叵M需求波動與旅游消費需求的波動存在較為明顯的同步性，而且這一規(guī)律的形成機制主要在于當(dāng)?shù)鼐用竦南M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為，消費需求波動與旅游消費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)展對消費發(fā)展的影響，梁鑫鵬（2019）研究認為，我國流通業(yè)發(fā)展對居民消費升級具有明顯的影響效應(yīng)，且存在動態(tài)關(guān)系特征。第二種是消費對流通業(yè)發(fā)展的影響，如邱雪林、劉豪（2019）研究認為消費升級對流通業(yè)轉(zhuǎn)型具有積極的促進作用。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)增長和消費需求的自發(fā)式增長水平，即完全由市場機制決定的增長水平。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)換為擴張狀態(tài)時發(fā)生了增速的換擋，實現(xiàn)從擴張轉(zhuǎn)向收縮狀態(tài)。

（二）指標(biāo)與數(shù)據(jù)

采取消費規(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。對于消費規(guī)模指標(biāo)的選擇，部分學(xué)者認為社會消費品零售總額更能有效反映，部分學(xué)者認為居民人均消費支出額更能有效反映。筆者認為社會消費品零售總額更加貼切，因為一方面該指標(biāo)是國民經(jīng)濟體系中涉及全行業(yè)消費品零售規(guī)模的綜合反映，另一方面居民人均消費支出額更多的僅僅反映居民的顯性消費支出規(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)需擴張和流通業(yè)增長的波動性特征時，選擇社會消費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)計局數(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，社會消費品零售總額使用居民消費價格指數(shù)進行平減，流通業(yè)增加值用商品零售價格指數(shù)進行平減，由此得到實際社會消費品零售總額和實際流通業(yè)增加值。圖1刻畫了社會消費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。

實證分析

（一）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

要通過VAR模型做實證分析，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，由此進一步說明了采用MSI（2）-VAR（1）模型檢驗內(nèi)需擴張與流通業(yè)增長的周期同步性具有較強解釋性。

內(nèi)需擴張與流通業(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過程可表示消費周期的收縮狀態(tài)，而S2過程可表示為消費周期的擴張狀態(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)展周期的擴張狀態(tài)。結(jié)合這兩點可知，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)模的共同擴張狀態(tài)。據(jù)此結(jié)果，可以初步斷定我國內(nèi)需擴張與流通業(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，我國消費擴張狀態(tài)的波動強度要稍微弱于消費收縮狀態(tài)的波動強度。但是，σ1和σ2的值都非常低，這也表明了我國消費水平無論是在擴張狀態(tài)還是在收縮狀態(tài)，其波動性實質(zhì)上都比較低。筆者認為，出現(xiàn)這一現(xiàn)象的主要原因可能是國內(nèi)居民消費結(jié)構(gòu)中，食品、衣著耐用品等相對剛性需求的消費一直占據(jù)主要地位，因而消費水平的波動性對整體購買力水平、社會消費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)模擴張狀態(tài)的波動強度要稍微弱于規(guī)模收縮狀態(tài)的波動強度，同時流通業(yè)規(guī)模無論是在擴張狀態(tài)還是在收縮狀態(tài)，其波動強度總體上也都比較低。眾所周知，流通業(yè)是與消費直接牽連的產(chǎn)業(yè)，消費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的擴張創(chuàng)造有利條件，因此內(nèi)需擴張與流通業(yè)增長之間在理論上是相互關(guān)聯(lián)的，流通業(yè)規(guī)模在擴張周期和收縮周期的表現(xiàn)形式也與消費周期相類似。

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

從上面的實證結(jié)果可以看出，我國內(nèi)需擴張與流通業(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，進一步分析內(nèi)需擴張與流通業(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，這說明了消費和流通業(yè)兩個周期變量組合的收縮狀態(tài)具有較強的維穩(wěn)性。與此同時，這兩個周期變量組合的擴張狀態(tài)又維持了0.4707的概率，由擴張狀態(tài)轉(zhuǎn)向收縮狀態(tài)的概率為0.5293，相比之下，由擴張轉(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，但是在擴張時的“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?；仡檲D1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)易形勢嚴峻化，流通業(yè)規(guī)模增速急劇下滑，社會消費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確實帶來了抑制作用，另一方面特別是受近幾年來國際經(jīng)濟形勢持續(xù)低迷和我國經(jīng)濟新常態(tài)下增速的普遍放緩，導(dǎo)致了流通業(yè)增勢的放緩和消費市場增長速度的收縮?？傮w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)出較強的同步關(guān)系，尤其可進一步斷定兩者的周期聯(lián)動特征是明顯的。

而處于同步擴張狀態(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)模和消費規(guī)模增速共同擴張的階段，雖然增速曲線都是上揚的，但是兩條曲線的重合度卻遠沒有共同收縮階段兩條曲線的重合度高。這也進一步支持了前面得到的“收縮狀態(tài)‘共生聯(lián)動性’較強，但在擴張時狀態(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，實證研究了我國內(nèi)需擴張與流通業(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)出較強的“共生聯(lián)動性”，但是在擴張階段的“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)需和促進流通業(yè)發(fā)展的制定謀劃方面需充分考慮這一點。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)濟的發(fā)展態(tài)勢。在制定完善政策以刺激消費水平增長時，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，實現(xiàn)對消費增長的有效承載。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，也要實時關(guān)注消費傾向和動態(tài)。在制定完善新一輪支持流通業(yè)發(fā)展的政策時，要把消費指標(biāo)作為風(fēng)向標(biāo)，精準(zhǔn)研判消費水平的增長波動趨勢，特別是圍繞當(dāng)前消費結(jié)構(gòu)不斷轉(zhuǎn)型的態(tài)勢，針對食品、耐用品等基本消費品以及通信和各類文體娛樂消費品的需求程度，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需求。三是要積極完善基礎(chǔ)設(shè)施配套。無論是刺激消費增長還是促進流通業(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