商貿流通業對產業結構優化升級影響的空間計量分析

夏偉華

內容摘要：本文基于2009-2014年省級面板數據，采用非徑向數據包絡分析（DEA）的方法測度商貿流通業的發展效率，構建空間計量模型，運用空間滯后模型（SLM）、空間杜賓模型（SDM）實證分析商貿流通業對產業結構優化升級的影響效應及其空間溢出效應。結果發現，商貿流通業效率水平的提升，可顯著提升本地區產業結構高級化程度和產業結構合理化程度，同時存在顯著的正向空間溢出效應，且對于產業結構高級化層面的影響更深。另外，本文還發現金融發展、政府投資對本地區和相鄰地區的產業結構調整同樣存在一定的影響效應。最后，基于上述研究提出了相關的政策建議。

關鍵詞：商貿流通業 產業結構優化升級 區域差異 空間計量

引言

產業結構優化升級是當前推動經濟結構轉型、實現經濟綠色高效可持續發展的關鍵。學者針對產業結構優化升級的影響因素及產生相關的促進、抑制或非線性效應進行了大量分析，但鮮有學者關注商貿流通業對產業結構優化升級的影響效應。2013年第三產業的經濟貢獻率（生產總值占比）達到46.1%，且首次超過第二產業，表明我國產業間在經濟功能、政治功能、社會功能等方面開始出現新的轉變與分工。

商貿流通業作為連接生產與消費層面的中間產業，其對經濟增長的帶動效應隨著第三產業的擴大而增大，在服務業層面上表現特別明顯。互聯網信息技術的革新、推廣與應用，基礎設施建設的全面展開，個人消費傾向的提升，均不同程度地作用于商貿流通業的發展。但這種轉變是否有利于促進產業結構的優化升級；如果存在，上述效應是否存在空間異質性和空間溢出效應。這些問題即是本文研究的切入點和目的。

文獻綜述

就商貿流通業對產業結構升級的影響的相關研究較為豐富，學者基于不同的研究方法、研究對象得出了不同的研究結論。吳沉等（2000）研究認為流通業對于我國農業剩余勞動力轉移和產業結構調整優化產生顯著的促進效應。宋則等（2009）基于2001-2006年省級面板數據，實證分析商貿流通業對產業結構升級的影響效應，結果發現流通業產值的擴大不利于第一、二產業產值的增加，但可以促進金融業、房地產行業產值的提升。段然（2015）研究認為商貿流通業是城市間經濟往來的紐帶，對于城市經濟發展具有重要的作用，且對產業結構優化及空間布局同樣具有一定的影響。李迎旭（2015）基于量的層面和質的層面考察了商貿流通業對經濟轉型的二維驅動作用，結果發現可以通過優化產業結構和要素配置，從質的層面驅動經濟層次不斷攀升。李羅（2015）通過對商貿流通產業發展與我國產業結構現狀分析的基礎上，指出在市場資源配置前提下商貿流通產業與產業結構升級發揮耦合效應的障礙，并從減少政府管控和實現市場配置作用、建立完善商貿流通業體系、創新產業結構布局三個層面提出建設性建議。范秋霞（2015）通過搜集20個省市6年的相關面板數據，系統分析了商貿流通業對我國產業結構升級率和各個產業產值結構的影響，結果發現生產型流通業和住宿餐飲業的產值與新增投資對產業結構的升級具有促進作用，批發零售業的產值與新增投資對產業結構的升級有負面影響。周艷（2015）基于聚類分析的視角探究制約我國商貿流通業產業結構升級的因素和障礙，并提出了促進商貿流通業產業結構升級優化的方法和措施。

綜上所述，既有研究對分析商貿流通業與產業結構優化升級相關關系具有重要的引導和借鑒意義，但還有如下改進空間：

一是就商貿流通業的測度而言，多數學者采用單一指標法（批發零售業銷售額）、綜合指標評價體系法進行測度，這僅屬于一種商貿流通業發展水平的測度，無法體現在特定投入水平之下各產出的效率水平，本文將采用非徑向數據包絡分析（DEA）方法來測度商貿流通效率。

二是既有研究多采用灰色關聯分析、傳統面板模型，忽略了我國地區經濟發展的異質性、相互依賴性，引致傳統參數估計結果有偏，無法得到準確的參數估計結果，本文將通過構建空間權重矩陣和空間計量模型，采用空間滯后模型（SLM）、空間杜賓模型（SDM）進行參數估計。最后通過上述研究以期為產業結構優化調整提供政策建議。

研究設計

（一）空間計量模型設定

Paelinck在1974年首先提出空間計量的經濟學概念，Anselin在1988年通過歸納拓展，建立了相對較為完善可行的空間計量模型研究體系。基本來講，空間計量模型可以區分為空間誤差模型（SEM）、空間滯后模型（SLM）和空間杜賓模型（SDM）三種，SEM將解釋變量對被解釋變量的沖擊效應納入到誤差變量中，SLM考慮到被解釋變量在不同地區間的沖擊效應，SDM同時納入解釋變量和被解釋變量對因變量的影響效應及空間相互作用。考慮到不同地區間商貿流通業的發展可能存在空間外溢效應，本文以SLM和SDM為基礎，創建了實證基本模型，具體如下：

式中，就變量而言，STR代表各地區的產業結構優化升級現狀水平，W表示空間權重矩陣，SML表示各地區的商貿流通業發展水平，RGDP表示各地區的人均國內生產總值，FIN表示各地區的金融發展水平，INV表示各地區政府投資規模。其中，金融發展水平調節金融機構通過對資本生產要素的調控來影響產業結構調整。政府投資規模傳遞了政府的政策傾向和行政手段來引導產業結構調整的手段。就參數而言，ρ表示地區之間的空間相關性系數；β1、β2、β3、β4表示商貿流通業、人均國內生產總值、金融發展和政府投資對本地區產業結構優化升級產生的影響；β5、β6、β7、β8表示本地區商貿流通業、人均國內生產總值、金融發展和政府投資對其它地區產業結構優化升級產生的影響，即自變量產生的空間溢出效應。

（二）變量說明與數據來源

被解釋變量。產業結構優化升級（STR）主要是指產業結構高級化和產業結構合理化的過程，前者采用第三產業與第二產業比重表示，后者采用綜合指標評價體系進行測度，具體指標選取如表1所示。據表1可知，產業結構合理化主要體現在第一、二、三產業對經濟增長的促進效率和三者之間的協調發展程度兩個層面，前者主要包括第一、二、三產業各自的貢獻率，后者主要包括第一、二、三產業的從業人數占比，共計6個測度基本指標。

解釋變量。商貿流通業效率水平（SML）主要是指在給定勞動力等生產要素投入下，各自產業產出水平的邊際水平的效率加權值，本文采用非徑向數據包絡分析法（DEA）進行測度。其中，測度過程中所使用的投入變量和產出變量如表2所示，投入指標主要包括資本要素投入和勞動要素投入。

就其它控制變量而言，人均國內生產總值（RGDP）數據可以直接取自《中國統計年鑒》，金融發展水平（FIN）采用金融機構年末貸款總額與存款總額之和表示，政府投資規模（INV）數據可以直接取自《中國統計年鑒》，且為消除價格因素的影響，對于上述三個變量分別采用相應的國內生產總值價格指數、居民消費價格指數和固定資產投資價格指數進行平減。

需要指出的是，本文的研究對象是除西藏之外的30個省、自治區和直轄市，考慮到樣本區域內所需變量統計口徑的一致性和統計數據的可得性，本文將數據研究樣本時間段設定為2009-2014年，數據來源于《中國統計年鑒》。

實證分析

（一）空間相關性分析

空間相關性分析是通過空間計量模型測度估計參數的必要步驟，學者多采用Morans I來測度變量在地區間的空間依賴效應。其中，Morans I定義如下：

式中，W表示空間權重矩陣，Yi表示變量的觀察值，N表示樣本觀察值數量。當Morans I數值為0時，表示不存在空間相關性關系，當0

表3給出了地理距離和經濟距離空間權重矩陣下產業結構高級化、產業結構合理化和商貿流通業發展效率的Morans I數值。據表3可知，在樣本時間內，Morans I數值均為正，且通過至少10%顯著性水平下的假設檢驗，表明上述變量在樣本區間內的確存在一定的空間依賴性。進一步研究發現，產業結構合理化Morans I數值有逐步增大的趨勢，表明其空間相關效應在逐步增強。

（二）實證結果分析

表4給出了產業結構高級化為被解釋變量下空間計量模型的參數估計結果。基于空間計量方法（SLM、SDM）和空間權重矩陣（地理距離和經濟距離）選擇和組合的不同，本文構造了SLM-地理距離、SDM-地理距離、SLM-經濟距離、SDM-經濟距離四種模型。

據表4可知，解釋變量的宏觀系數總體在對產業結構高級化影響行為上呈現高度一致性，只是在統計檢驗層面存在一定的差異。所有模型的空間相關性系數依次為0.441、0.508、0.398、0.335，均為正，且通過了顯著性水平為1%的假設檢驗，表明變量在地區之間存在較強的空間依賴性。另外，SDM模型修正的擬合優度均高于SLM模型，表明在忽略了解釋變量潛在的空間溢出效應的參數估計是有偏的，本文選擇模型2和模型4進行解釋說明，模型1和模型3的參數估計結果作為對照分析。

就商貿流通效率（SML）而言，其回歸參數為0.147、0.224、0.104、0.118，且均通過了顯著性水平為10%的假設檢驗，表明商貿流通業效率水平的提升可以促進地區產業結構高級化。主要是因為商貿流通業涵蓋批發零售、交通運輸、郵政、倉儲等行業，本身屬于第三產業，隨著其商貿流通業行業體系的完善、流通業的結構優化、管理制度的革新，該行業的邊際產出便隨之提升。

進一步分析發現，地理距離空間權重矩陣下回歸系數大于經濟距離空間權重矩陣下的系數，主要是因為商貿流通業大部分屬于剛性需求，缺乏供給彈性或者需求彈性，對地域層面之間的依賴程度高于對經濟強度的依賴。

就其它控制變量而言，人均國內生產總值（RGDP）的回歸系數為正，但SLM模型下的參數并未通過一定顯著性水平下的假設檢驗，表明個人可支配收入的提升可以適度增加居民的消費支出和消費產品的種類，間接引致了產業間產品數量和差異化的變化，致使產業結構發生調整。

金融發展（FIN）的回歸系數為正，且均通過了顯著性水平為5%的假設檢驗，分別為0.229、0.205、0.197、0.135，表明年末金融機構存貸款總額每提升1%，第三產業相比第二產業的比值將會提升1%。金融發展是經濟發展的核心，資本生產要素對于第二、三產業的大額資本要素去向和配置具有關鍵調節和分配效用。所以我國應繼續深化金融市場改革，將資本要素的調節權利和效力交還予市場，同時繼續推進積極的貨幣政策和穩健的財政政策。政府投資（INV）的回歸系數為正，分別為0.073、0.117、0.066、0.104，且均通過了顯著性水平為10%的假設檢驗，表示政府投資對于生產要素具有優化配置作用，對于民間私人投資具有一定的引導效應，直接對產業結構變動方向產生一定的政策指引效果。

就空間溢出效應而言，商貿流通業的空間相關系數（W* SML）為0.028和0.037，且均通過了顯著性水平為5%的統計檢驗，表明本地區商貿流通業的發展可以有效促進相鄰地區產業高級化水平。主要是因為空間溢出效應表現為地區間競爭效應和示范效應兩個層面，相鄰地區商貿流通業效率水平的提升，加大了地區間商貿流通業的競爭力，同時在服務、產品供給、運營等方面產生優質的正向示范作用，間接地提升了本地區產業結構的高級化水平。

人均國內生產總值的空間相關系數（W* RGDP）為正，分別為0.004和0.005，數值相對偏小且并未通過一定顯著性水平的統計檢驗，可能是因為個人可支配收入水平的變化只能間接地改變個人購買能力和購買傾向，對相鄰地區的產業結構調整的影響效果甚微。

金融發展的空間相關系數（W* FIN）為負，分別為-0.045、-0.025，表明本地區金融發展規模每擴大1%，將致使相鄰地區或相關區域的產業結構高級化隨之降低0.045%或0.025%。主要是因為我國金融機構分為銀行、證券、保險、信托、資產管理等行業，但以銀行為主體。其中銀行又具體分為國有銀行、股份制銀行和城市商業銀行，各地區的銀行主要服務本地區的經濟發展，其資金同樣主要來源于本地區政府、企業和個人的存款，其金融業務多集中在本地區，具有顯著的區域壟斷性和限制性。

政府投資的空間相關系數（W* INV）同樣為負，分別為-0.011、-0.008，數值較小但均通過了顯著性水平為10%的假設檢驗，表明本地區政府投資不利于相鄰地區產業結構高級化進程，主要是競爭效應大于示范效應。

表5給出了被解釋變量為產業結構合理化下的空間計量模型的回歸結果，與表4一樣，表5給出了SLM-地理距離、SDM-地理距離、SLM-經濟距離、SDM-經濟距離四種模型。據表5可知，所有模型的空間相關性系數均為正，且均通過了顯著性水平為5%的假設檢驗，表明變量的空間依賴性較為明顯。就回歸結果來看，各模型的回歸數值在統計顯著性水平上存在差異，在變量影響行為上的差異較小。根據修正的擬合優度，本文選擇SDM模型（模型6和模型8）進行解釋說明。

商貿流通業效率（SML）系數為正，分別為0.007、0.015、0.020、0.019，且通過了顯著性水平為10%的假設檢驗，表明商貿流通業效率水平的提升有助于不同產業邊際產出和勞動力邊際效率的合理化分工，但影響程度偏小。主要是因為商貿流通業僅僅作為生產和銷售的中間環節，但并未直接參與生產與銷售，其邊際產出和勞動力邊際效率的提升在短期內對技術的依賴性相對較低，高附加值和高技術含量相對較低。

就控制變量而言，人均國內生產總值（RGDP）的回歸系數為正，分別為0.004、0.001、0.006、0.002，系數相對偏小，表示個人收入水平對產業結構合理化的影響效應可以忽略不計。

金融發展（FIN）的回歸系數為正，分別為0.207、0.229、0.182、0.407，表示地區年末存貸款金額每提升1%，產業結構的合理化程度便會分別提升0.207%、0.229%、0.182%、0.407%。主要是因為產業結構合理化主要是依靠資源要素在各產業間的配置和邊際效率的提升，而金融發展能體現一個地區的金融機構發展的規模、管理效率、投資回報率等，可以有效調節資本要素在各產業的比例。

政府投資（INV）的回歸系數為正，分別為0.105、0.111、0.207、0.103，且均通過了顯著性水平為10%的假設檢驗，表明政府投資對于產業布局、行業引導、勞動力轉移、資本要素配置均有顯著的作用。

就空間溢出效應而言，商貿流通業效率空間相關系數（W* SML）為0.005和0.010，且通過了顯著性水平為10%的假設檢驗，表明本地區商貿流通業效率的提升可以促進相鄰地區產業結構比例配置合理化、效率合理化，但其影響程度相對較低。

人均國內生產總值的空間相關系數（W* RGDP）分別為0.010和0.034，但并未通過一定水平下的顯著性檢驗，表明在統計上本地區的人均可支配收入對相鄰地區的產業結構變動的影響程度不大。

金融發展的空間相關系數（W* FIN）為正，分別為0.224和0.317，但均通過了顯著性水平為5%的統計檢驗，表明本地區金融發展水平每提升1%，相鄰地區產業結構合理化指數便可以提升0.224%、0.317%。

政府投資的空間相關系數（W* INV）為負，分別為-0.077和-0.065，表明本地區政府投資對相鄰地區政府投資引致的產業結構合理化具有一定的替代效應，抑制了其產業間生產要素的合理配置。

商貿流通業視角下產業結構優化升級的政策建議

（一）統籌城鄉發展，完善商貿流通業發展體系

研究發現本地區商貿流通業發展可以有效提升該地區產業結構高級化和合理化，而我國商貿流通業區分為城鎮商貿流通業和農村商貿流通業兩類，因此保證產業結構優化升級的首要關鍵在于統籌城鄉發展，完善商貿流通業發展體系。但受限于二元經濟體制，我國農村地區的商貿流通業發展水平、商貿流通業運營效率水平、商貿流通業基礎設施均弱于城鎮商貿流通業的發展。其一，完善服務于商貿業的物流體系，具體包括公路、鐵路、水運、航空運輸、倉儲基地等基礎設施建設，提升農產品保鮮技術、網絡購物的質量水平、物流從業人員的服務質量等各個方面。其二，根據各地區自身特點水平，因人而異、因地而異地制定合理高效的商貿流通業政策制度、運營方案、緊急預案等文字文本。

（二）弱化區域交流壁壘，增強區域商貿合作

研究表明本地區商貿流通業效率水平的提升存在正向空間外部性，有利于相鄰地區或經濟合作地區產業結構優化升級。但受限于我國地方政府之間的政治仕途競爭機制，地方之間存在隱性的貿易壁壘。因此，中央政府應優化地方政府晉升考核機制，定期進行有效培訓，提升地方政府區域協調發展的宏觀把握性，最大限度地弱化區域交流壁壘，增強在制度、文化、經濟建設等方面的交流與合作，特別是商貿流通業所涵蓋的各個行業。

（三）推動金融市場化改革，適度優化政府投資

研究表明本地區金融發展規模的擴大有利于本地區產業結構優化升級，對相鄰地區產業結構高級化具有抑制作用，而對相鄰地區產業結構合理化具有促進效應。我國政府在制定金融政策時，不應實行“一刀切”，應留有機動空間，適度考慮到金融政策在區域壁壘較強地區的競爭效應和示范效應。同時本文還發現本地區的政府投資可以有效提升本地區的產業結構優化調整，但對相鄰地區存在負向空間外部性。啟示政府應加強區域間合作，最大程度規避上述空間外部效應。

參考文獻：

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4.李迎旭.商貿流通業對我國經濟轉型升級的二維驅動作用[J].商業經濟研究，2015（8）

5.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）

6.范秋霞.商貿流通業對我國空間產業結構升級的影響研究[J].商業經濟研究，2015（16）

7.周艷.聚類分析視角下我國商貿流通業產業結構優化升級路徑選擇[J].商業經濟研究，2015（21）