新疆流通產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟增長關(guān)系實證分析＊1

王春豪，強國民

（石河子大學(xué) 商學(xué)院，新疆 五家渠 831300）

新疆流通產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟增長關(guān)系實證分析＊1

王春豪，強國民

（石河子大學(xué) 商學(xué)院，新疆 五家渠 831300）

該文基于新疆歷史數(shù)據(jù)分析，對相應(yīng)時序變量進行了回歸分析、向量自回歸模型（VAR）分析和Granger因果關(guān)系檢驗，運用計量模型考察新疆流通產(chǎn)業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用及其因果關(guān)系。結(jié)果表明，新疆流通產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟增長之間是協(xié)整的，二者之間具有顯著的正相關(guān)性，流通產(chǎn)業(yè)滯后1期和滯后2期均對當(dāng)期的經(jīng)濟增長有正彈性，綜合彈性為18%，流通產(chǎn)業(yè)在滯后期為2、3時是區(qū)域經(jīng)濟增長的Granger原因，區(qū)域經(jīng)濟增長在滯后期為1、2時是流通產(chǎn)業(yè)的Granger原因。

新疆；流通產(chǎn)業(yè)；區(qū)域經(jīng)濟增長；Granger因果關(guān)系檢驗

一、引 言

流通產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟各部門的橋梁和紐帶，是生產(chǎn)與生產(chǎn)、生產(chǎn)與消費的中介。流通產(chǎn)業(yè)正逐漸由社會再生產(chǎn)的末端產(chǎn)業(yè)變?yōu)橄葘?dǎo)產(chǎn)業(yè)，成為引導(dǎo)生產(chǎn)、消費和經(jīng)濟運行的先導(dǎo)性力量。流通產(chǎn)業(yè)有廣義與狹義之分，廣義的流通產(chǎn)業(yè)是指與商品交換和商品流通直接相關(guān)的所有產(chǎn)業(yè)，如批發(fā)業(yè)、零售業(yè)、住宿餐飲業(yè)、交通運輸業(yè)、倉儲業(yè)等等。狹義的流通產(chǎn)業(yè)僅指批發(fā)、零售業(yè)及其相關(guān)的服務(wù)業(yè)［1］。本文僅研究狹義的流通產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)系。

國內(nèi)關(guān)于流通產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟增長關(guān)系的研究較多。冉凈斐定量研究了我國流通業(yè)推動經(jīng)濟增長的全部作用和外溢效應(yīng)貢獻，得出了流通業(yè)與經(jīng)濟增長具有正相關(guān)關(guān)系［2］。楊宜苗分析了流通業(yè)對GDP、經(jīng)濟增長、三次產(chǎn)業(yè)、社會就業(yè)、社會福利等的影響，并進行了國際比較［3］。唐紅濤對流通業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了面板分析和聚類分析，得出了流通業(yè)的彈性系數(shù)與地區(qū)經(jīng)濟總量之間存在一種類似邊際生產(chǎn)率的曲線關(guān)系的結(jié)論［4］。以上分析多采用時間序列對流通產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長進行分析，并且多采用國別數(shù)據(jù)。由于我國幅員遼闊，各地區(qū)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異較大，有些則通過東、中、西部的劃分進行分析。從已發(fā)表的文獻中發(fā)現(xiàn)，以新疆為對象的定量研究不多見，因此筆者在

前人研究的基礎(chǔ)上展開研究。

二、回歸分析與VAR模型分析

（一）變量選取及數(shù)據(jù)來源

GDP是最能充分體現(xiàn)一個國家或地區(qū)綜合發(fā)展能力的指標(biāo)，所以采用GDP作為產(chǎn)出的指標(biāo)。第一產(chǎn)業(yè)，用X1表示；第二產(chǎn)業(yè)，用X2表示；剔除了交通運輸倉儲與郵政業(yè)和批發(fā)、零售業(yè)的第三產(chǎn)業(yè)，用X3表示；流通產(chǎn)業(yè)，用X4表示（采用交通運輸倉儲與郵政業(yè)和批發(fā)、零售業(yè)產(chǎn)值的總和作為代理變量）。

為了避免數(shù)據(jù)的劇烈波動，首先對變量進行對數(shù)化處理，即可得到其各自的對數(shù)序列LG、LX1、LX2、LX3、LX4共5個變量，時間跨度為1978－2009年。樣本數(shù)據(jù)來源為《新疆統(tǒng)計年鑒（2010）》，由于年鑒中的數(shù)據(jù)均是按當(dāng)年價計算的，因此須對各序列數(shù)據(jù)進行修正，修正方法是以1978年為基年，利用各序列對應(yīng)的指數(shù)進行修正，修正后的數(shù)據(jù)如表1所示。

表1 1978－2009年新疆流通產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟修正后的數(shù)據(jù)

（二）回歸分析

為避免偽回歸，首先對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，一般采用 ADF（Augmented Dickey Fuller）檢驗法。對于檢驗形式的選擇，我們可以通過序列的曲線圖來判斷是否含有常數(shù)項和時間趨勢項，通過變量的相關(guān)系數(shù)來確定滯后階數(shù)的大小；對于最優(yōu)滯后項數(shù)的確定，有多種方法可供選擇，如AIC準(zhǔn)則、SIC準(zhǔn)則等。本文選擇利用修正的R2決定滯后項數(shù)，即添加滯后項，直到修正的R2不再增加為止。檢驗結(jié)果如表2所示，LG，LX1，LX2，LX3，LX4序列在1%的顯著水平下均存在單位根，是非平穩(wěn)序列。經(jīng)過二階差分后，所有序列在1%的顯著水平下不存在單位根，是二階平穩(wěn)時間序列，即二階單整序列。

表2 ADF檢驗表

在進行回歸分析時，本文將LG作為因變量，LX1、LX2、LX3、LX4作為自變量，采用 OLS回歸得到回歸方程，即：

LG＝0.946779＋0.361117LX1＋0.534722LX2＋0.034017LX3＋0.13825LX4（1）

方程（1）的殘差為resid，對其進行ADF檢驗，檢驗結(jié)果表明，在5%的顯著水平下殘差序列為平穩(wěn)序列，即認(rèn)為模型所反映的序列LG和LX1、LX2、LX3、LX4的關(guān)系是成立的；而且，從R2＝99.99%判斷，建立的回歸方程擬合程度較好，各變量前系數(shù)均為正，且統(tǒng)計性顯著。流通產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值每增加1個百分點，將導(dǎo)致新疆經(jīng)濟增長0.13825個百分點。這說明流通產(chǎn)業(yè)對新疆經(jīng)濟增長有一定的促進作用。

（三）VAR模型建立及分析

為了研究流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展的變動對新疆經(jīng)濟增長波動的長期影響、短期影響及其貢獻度，我們根據(jù)新疆1978－2009年的年度數(shù)據(jù)，利用VAR模型對實際GDP、實際流通產(chǎn)業(yè)總量（即表1中的實際GDP和流通產(chǎn)業(yè)總值）之間的關(guān)系進行實證研究，為消除異方差，對兩個變量取自然對數(shù)，為避免混淆，下文分別用LGDP和LCI表示經(jīng)濟增長、流通產(chǎn)業(yè)兩個變量指標(biāo)。

向量自回歸（VAR，Vector Auto Regression）模型由Sims在1980年提出。該模型不以經(jīng)濟理論為基礎(chǔ)，而是利用模型中每個方程內(nèi)生變量對模型全部內(nèi)生變量的滯后值進行回歸，從而估計全部內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系。利用Eviews6.0軟件進行估計，可得到VAR模型的計算結(jié)果，如表3所示。

由表3可以看出，兩個方程的R2都在99%以上，方程的擬合度較好。由此可知，在新疆的經(jīng)濟增長核算中，流通產(chǎn)業(yè)的比重越來越不容忽視。通過VAR模型的計算結(jié)果，可以建立描述新疆經(jīng)濟增長和流通產(chǎn)業(yè)相互間短期波動向長期均衡調(diào)整的誤差修正模型，即：

由式（2）可知，LCI與LGDP存在正向相關(guān)性，LCI滯后1期和滯后2期對當(dāng)期LGDP的增長有正彈性，綜合彈性為18%［LCI（-1）與LCI（-2）的系數(shù)之和］；LGDP的滯后1期和滯后2期對當(dāng)期LGDP的增長有較大的正彈性，綜合彈性為77.88%；LGDP對LCI的綜合彈性為28.89%，說明LGDP對LCI也具有顯著的正相關(guān)性。

表3 VAR模型計算結(jié)果

續(xù)表3

三、Granger因果關(guān)系檢驗

為了檢驗得出VAR模型是否符合假定和經(jīng)濟意義，本文運用由Granger提出、Sims推廣的檢驗變量之間因果關(guān)系的方法，檢驗新疆流通產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長之間的均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系。由于兩個變量指標(biāo)之間的關(guān)系對滯后長度非常敏感，因此選擇滯后期1－4進行觀察，Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

由表4可知，滯后1期時，原假設(shè)“LCI不是LGDP的Granger原因”被拒絕，伴隨概率為48.5%，因此二者無顯著的Granger因果關(guān)系；原假設(shè)“LGDP不是LCI的Granger原因”被接受，伴隨概率為1.61%，因此經(jīng)濟增長是流通產(chǎn)業(yè)的Granger原因。滯后2期時，原假設(shè)“LCI不是LGDP的Granger原因”和“LGDP不是LCI的Granger原因”均被接受，伴隨概率分別為0.12%和4.7%，因此經(jīng)濟增長和流通產(chǎn)業(yè)互為Granger原因。滯后3期時，原假設(shè)“LCI不是LGDP的Granger原因”被接受，伴隨概率為4.41%，因此流通產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟增長的Granger原因；原假設(shè)“LGDP不是LCI的Granger原因”被拒絕，伴隨概率為42.01%，因此二者無顯著Granger因果關(guān)系。滯后4期時，原假設(shè)“LCI不是LGDP的Granger原因”和“LGDP不是LCI的Granger原因”均被拒絕，二者之間無顯著Granger因果關(guān)系?？偟膩碚f，當(dāng)經(jīng)濟增長滯后1、2期時，經(jīng)濟增長是流通產(chǎn)業(yè)的Granger原因，當(dāng)流通產(chǎn)業(yè)滯后2、3期時，流通產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟增長的Granger原因，所以經(jīng)濟增長與流通產(chǎn)業(yè)相互促進作用是顯著的。

四、結(jié) 論

本文利用新疆1978－2009年流通產(chǎn)業(yè)和區(qū)域經(jīng)濟增長的歷史數(shù)據(jù)，通過對變量指標(biāo)進行定量實證分析得出以下結(jié)論：

（一）新疆第一、二、三產(chǎn)業(yè)每增長1%，將導(dǎo)致經(jīng)濟增長分別為0.36%、0.53%、0.03%，流通產(chǎn)業(yè)每增長1%，將導(dǎo)致新疆經(jīng)濟增長0.14%，這說明流通產(chǎn)業(yè)對新疆經(jīng)濟增長有一定的促進作用，但仍不及第一、二產(chǎn)業(yè)對新疆經(jīng)濟增長的貢獻大。

（二）通過Granger因果關(guān)系檢驗，流通產(chǎn)業(yè)在滯后期為2、3時是區(qū)域經(jīng)濟增長的Granger原因，同時區(qū)域經(jīng)濟增長滯后期為1、2時是流通產(chǎn)業(yè)的Granger原因，二者存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（三）從長期來看，新疆流通產(chǎn)業(yè)和區(qū)域經(jīng)濟增長存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，流通產(chǎn)業(yè)雖然不及第一、二產(chǎn)業(yè)對新疆經(jīng)濟增長的貢獻大，但隨著新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷調(diào)整和升級，流通產(chǎn)業(yè)將會在新疆經(jīng)濟增長中的作用越來越大。

［1］王少斌.商貿(mào)流通業(yè)對陜西省社會經(jīng)濟發(fā)展貢獻分析［J］.商業(yè)時代，2011，（5）：25－26.

［2］冉凈斐.流通發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系：理論與實證［J］.生產(chǎn)力研究，2005，（3）：21－22.

［3］楊宜苗.試論流通產(chǎn)業(yè)的貢獻［J］.財貿(mào)經(jīng)濟，2006，（7）：16－22.

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Empirical Analysis of the Relationship between Xinjiang Circulation Industry and Regional Economic Growth

WANG Chun-hao，QIANG Guo-min

（College of Business，Shihezi University，Wujiaqu 831300，Xinjiang，China）

This paper uses econometric model to analyze the influence of circulation industry on regional economic growth and their causality.Based on the historical data of Xinjiang，the paper tests the time series variables through regression analysis，vector autoregressive model analysis and Granger causality tests.The results shows that there is positive correlation between circulation industry and regional economic growth，and the one and two time series variables are co－integration.In the lag time of 2and 3，circulation industry is Granger cause of regional economic growth；In the lag time of 1and 2，regional economic growth is Granger cause of circulation industry.

Xinjiang；circulation industry；regional economic growth；Granger causality tests

F127

A

1671－0304（2011）06－0005－04

2011－09－05

王春豪（1983－），男，河南扶溝人，石河子大學(xué)商學(xué)院講師，主要從事現(xiàn)代物流、區(qū)域物流研究。

李 平）

【名家評刊】