商貿流通業發展的產業結構升級效應分析—基于浙江省2004-2014年面板數據

■ 邱玉玲（南京師范大學商學院　南京　210023）

商貿流通業發展的產業結構升級效應分析—基于浙江省2004-2014年面板數據

■ 邱玉玲（南京師范大學商學院南京210023）

本文以2004-2014年浙江省11個市的面板數據為研究樣本，借助產業結構水平的三個度量指標，對浙江省商貿流通業發展的產業結構升級效應進行實證分析。結果表明：浙江省大多數城市商貿流通業的發展促進了其產業結構的升級，同時由于各城市的產業結構基礎不同，其促進效果存在差異，其中寧波、嘉興、湖州、紹興等城市的促進效果較大，而杭州、臺州、溫州、金華等城市的促進效果相對較小。基于此，本文對浙江省商貿流通業發展提出政策建議，以適應“十三五”時期調整優化產業結構的戰略目標。

商貿流通業產業結構升級固定效應變系數模型

引言

改革開放以來，隨著社會主義市場經濟體制的不斷完善，作為連接生產和消費紐帶的商貿流通業，在吸納就業、加快城市化進程、調整產業結構、推動地區經濟發展方面具有舉足輕重的作用。當下“十三五”時期是我國推動經濟提質增效的關鍵期，調整優化產業結構作為“十三五”規劃的目標之一備受重視。因此在商貿流通業快速發展的同時，研究其對產業結構的影響具有一定的理論與現實意義。

近年來，國內眾多學者就商貿流通業發展與就業、城市化以及經濟增長之間的關系進行了理論與實證研究，而商貿流通業發展對產業結構影響的研究相對較少。吳沉、王傳維（2000）運用相關理論剖析了我國商貿流通業與產業結構的關系，指出流通業自身的特點決定了其在產業結構升級過程中發揮著十分重要的作用，因此建議我國應大力發展流通業。宋則和趙凱（2009）通過實證研究發現：流通業的產值占比與第一、二產業產值占比成反比，與金融業、房地產值占比正相關。楊以文（2011）以江蘇省為研究對象，實證分析了商貿流通業對江蘇經濟、城市化進程和產業結構的影響，發現江蘇商貿流通業與GDP增長成正比，對城市化的發展及產業結構的優化升級具有顯著的正向推動作用。朱黎明、劉彥志（2014）對我國31個省市地區的面板數據進行回歸分析，發現不同類型流通產業對三大產業結構變化的影響存在差異，并建議通過發展流通業引導產業結構走向高級化。李羅（2015）分析了我國商貿流通業與產業結構的現狀，指出商貿流通業的發展是產業結構優化升級的助推器，對二者的耦合效應及評價進行了分析，指出商貿流通業存在的問題，并提出具體建議。

縱觀現有文獻可以看出，在“商貿流通業發展對產業結構影響”這一論題上，大多數學者主要從國家這一宏觀層面進行研究，明顯缺乏區域層面的研究成果，而我國區域經濟發展水平差異較大，有必要進行省級層面的研究。目前，浙江省正處在產業轉型升級和經濟發展的重要時期，商貿流通業作為其優勢產業，很有可能將成為促進浙江經濟增長的新動力、產業結構優化升級的重要載體。因此本文以浙江省為例，對其商貿流通業的產業結構升級效應進行實證分析，以充實這方面的研究，并為政府決策提供依據。

圖1　2004-2014年浙江省三次產業產值占比

表1　1992-2013年浙江省社會消費品零售總額及占比

浙江省商貿流通業發展概況及產業結構現狀分析

（一）浙江省商貿流通業發展概況

改革開放以來，全球經濟一體化不斷深入，歷來工商并重的浙江省逐漸轉變發展模式，隨著其產業結構的調整、居民消費升級步伐的加快以及零售業市場的全面開放，浙江省商貿流通業也呈現出快速發展的趨勢。如表1所示，1992年浙江社會消費品零售總額為493.87億元（列全國第六位），2013年零售總額為15225.54億元（列全國第四位），年均增長率大約為17.73%。其中批發和零售業獨占鰲頭，銷售總額占比始終維持在90%左右，遠大于餐飲業和其他行業。而餐飲業銷售總額占比雖不大，但有逐年上升的趨勢，2013年的銷售總額年均增長率高達21.78%。

（二）浙江省產業結構現狀分析

1992年以來，浙江省的產業結構發生了巨大變化。如圖1所示，1992-2014年期間，第一產業產值占比始終最小且不斷下降（由1992年的19.09%下降至2014年的4.42%）；第二產業產值占比始終保持最大，從1993年開始突破半數，達到51.09%之后，便進入相對穩定和小幅下降的狀態；第三產業產值占比逐步上升（由1992年的33.41%上升至2014年的47.85%），與第二產業的差距不斷縮小。2014年，浙江產業結構發生了標志性的變化，第三產業產值占比首次超過第二產業產值占比，產業結構層次開始由“二三一”類型向“三二一”類型轉變。以上分析可以看出，浙江省的產業結構正在不斷優化，但現實中，其產業結構的調整仍然面臨著產能過剩、空間發展不平衡、資源瓶頸、勞動力短缺等問題，仍需采取措施大力促進浙江產業結構轉型升級，促使其經濟又好又快發展。

實證分析

（一）產業結構水平指標的確定

為了定量分析浙江省商貿流通業對其產業結構的影響程度，本文首先需要確定產業結構水平的度量指標。從相關文獻中可以看出，若在實證研究過程中采用不同的產業結構水平度量指標，得出的結果也不盡相同。鑒于浙江產業發展重點與國家宏觀層面存在差異，本文采取三種不同的產業結構水平度量指標（R1、R2、R3）對論題進行實證分析。

其中，Ki為第i產業產值占GDP的比重，Yi為第i產業產值，Li為第i產業的從業人員數（Yi/Li為第i產業的勞動生產率），R值越大表明產業結構水平越高。采取該指標的原因是，在社會經濟發展過程中，產業結構的變化主要是在分工和專業化不斷深入基礎上的勞動生產率大幅提高帶來的，同時為了避免高勞動生產率產業掩蓋低勞動生產率產業的作用，本文對產業勞動生產率做了開方處理。

采取該指標的原因是，近年來浙江省第一產業產值占比大幅下降，而第二、三產業產值占比總體呈上升趨勢，這與工業化中后期產業結構升級的主要表現相一致。

采取該指標的原因是，上文中提及到浙江省產業結構發展趨勢是第一產業產值占比越來越小，而第三產業的地位愈發凸顯，這符合產業結構高級化的特征，因此在指標設計中，將三產業層次由高到低排序并賦予其不同的權重計算。

（二）模型設定和數據選取

在產業結構演變過程中，地區的需求結構、國際貿易、技術進步和產業政策都可能會影響該地區的產業結構。本文主要是單獨研究浙江商貿流通業對產業結構的影響，因此假設其它條件不變，選取浙江省各年消費品零售總額占GDP的比重為解釋變量（用CC表示），產業結構水平指標Ri（i=1，2，3）為被解釋變量。同時為了減少原始數據的波動性，消除異方差的影響，首先對兩變量取對數，再構建如下模型：

本文采用浙江省11個地級市2004-2014年的面板數據進行回歸分析，其中兩變量數據根據歷年《浙江統計年鑒》整理計算所得。

（三）面板單位根檢驗

為避免偽回歸對估計結果的影響，在計量分析之前，本文先對各變量進行單位根檢驗。經檢驗，序列LnR1、LnR2、 LnR3、LnCC在1%的顯著性水平下均存在單位根，并不平穩，在對各序列進行一階差分之后，D（LnR1）、D（LnR2）、D（LnR3）和D（LnCC）為平穩序列，即各變量均為一階單整序列I（1）。

（四）估計方法的選擇與實證結果

本文首先利用似然比檢驗法對混合效應和固定效應進行選擇，再通過Hausman檢驗確定選擇固定效應模型還是隨機效應模型，檢驗結果如表2所示。1%的顯著性水平下，R1指標下的似然比檢驗和Hausman檢驗結果均為固定效應，R2、R3指標下的似然比檢驗結果均為固定效應，Hausman檢驗結果均為固定效應/隨機效應無實質差異。因此，綜合看來，本文采用固定效應模型對面板數據進行回歸分析較為適宜。

為分析浙江省11個地級市商貿流通業發展對產業結構影響的差異性，本文假定浙江省11個市商貿流通業發展對產業結構水平的影響存在差異，并應用Eviews8.0軟件，選擇固定效應變系數模型對浙江商貿流通業發展和產業結構水平的關系進行回歸分析，結果如表3所示。

表3中，截距系數為不同R指標下浙江省的平均產業結構水平，截距項的固定效應值為相應城市產業結構水平相對于平均值的偏離，其中杭州、寧波、嘉興、湖州、紹興、衢州市的產業結構基礎高于全省平均水平（各市截距項的固定效應值均大于零），而舟山、臺州、麗水市的產業結構基礎低于全省平均水平（各市截距項的固定效應值均小于零）。舟山的系數估計值為負，說明舟山市商貿流通業的發展對產業結構升級并未起到促進作用；寧波、嘉興、湖州、紹興市的系數估計值較大，說明這些城市的商貿流通業發展對產業結構升級的促進效果較為顯著；而杭州、臺州、溫州、金華的系數估計值較小，說明這些城市的商貿流通業發展對產業結構升級的促進效果較為微弱。

（五）模型形式設定檢驗

在對面板數據模型進行估計時，需要對所建立的模型形式進行檢驗，以保證模型估計結果的準確性。本文采用協方差分析對實證結果進行檢驗，并引入如下兩個原假設：

H1：模型中的回歸斜率系數對于所有截面成員是相同的，但截距項不同，即模型形式為變截距模型：

H2：模型中的回歸斜率系數和截距項對于所有截面成員都是相同的，即模型形式為混合回歸模型：

上述兩假設可通過構造如下兩個統計量F1、F2來檢驗（F1對應H1，F2對應H2）：

表2　混合、固定和隨機效應的檢驗結果

表3　實證結果

其中，N為截面數目，T為樣本觀測時期數目，K為非常數解釋變量數目，S1、S2、S3分別是變系數模型、變截距模型、混合回歸模型的回歸殘差平方和。應用Eviews軟件查詢得知，5%的顯著性水平下，臨界值F1（0.95，10，99）=1.9277，F2（0.95，20，99）=1.6775，由檢驗結果表4可知，R1、R2、R3指標下，F2和F1值均大于其臨界值，因此拒絕原假設H1，即本文對浙江省11個市構成的樣本數據擬合變系數模型是比較合適的。

（六）面板協整檢驗

由于序列LnR（LnR1、LnR2、LnR3）與LnCC是同階單整的，所以可以對二者進行協整檢驗。本文采用EG兩步法對前文固定效應變系數模型回歸的殘差序列進行單位根檢驗，以確定兩變量是否存在協整關系。檢驗結果如表5所示，在5%的顯著性水平下，除了R1指標下的IPS檢驗結果不顯著，其它情況下均顯著，因此可認為殘差序列是平穩的，即序列LnR與LnCC之間存在協整關系，因此對兩序列進行回歸分析是符合建模要求的。

表4　協方差分析檢驗

表5　協整檢驗結果

結論與政策建議

本文通過實證研究表明，浙江省多數城市的商貿流通業發展對于產業結構升級具有不同程度上的促進作用。針對浙江商貿流通業的發展現狀，本文提出以下幾點建議，以進一步推動浙江商貿流通業發展的產業結構升級。

加強城市之間的交流與合作，學習其發展商貿流通業的成功經驗，縮小區域差距，進一步發揮杭州、臺州、溫州、金華等城市商貿流通業發展對產業結構升級的促進作用。

完善商貿流通業的法律法規體系，規范市場秩序，保證市場機制作用的有效發揮，并根據不同地區的需要制定靈活的地方政策，促進浙江商貿流通業全面均衡發展。

逐步建立統一的商貿流通體系，減少流通環節，降低流通成本，提高流通效率，拉動地區經濟增長，提高城市的產業結構基礎。

營造有利的市場環境，加大政府對商貿流通企業的扶持力度，積極培育和發展一批實力強、管理規范的龍頭企業，提高浙江企業的綜合競爭力，構建強大的商貿流通主體，擺脫浙江商貿流通業“專業批發市場雖大不強，傳統百貨業不大不強，現代流通業既小又散”的現狀。

加大對公路、鐵路、水路和航空等基礎設施的投資力度，發展現代運輸網絡，提高運輸效率，加快商貿流通業的現代化發展進程，縮小各城市間的經濟發展差距。

落實浙江省批發和零售業的基礎性產業地位，發揮其對國民經濟增長的支撐作用，同時要重視住宿和餐飲業的拉動性產業功能，發揮其對國民經濟增長的帶動作用。

1.吳沉，王傳維.流通產業在我國產業結構優化中的作用［J］.商業經濟與管理，2000（12）

2.宋則，趙凱.商貿流通服務業對產業結構合理化和高度化的貢獻［J］.經濟研究參考，2009（31）

3.楊以文.商貿流通業的發展效應研究—以江蘇為例［J］.江蘇教育學院學報（社會科學版），2011（2）

4.朱黎明，劉彥志.不同類型流通產業對我國產業結構變遷影響實證分析［J］.商業時代，2014（11）

5.俞佳根.浙江省對外直接投資與產業結構升級實證研究—基于2002-2012年面板數據［J］.財經論叢，2014（8）

6.李羅.商貿流通發展與我國產業結構升級耦合效應研究［J］.商業經濟研究，2015（13）

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