城鎮化影響商貿流通業發展的技術創新門檻效應研究

周雙燕

內容摘要：本文利用省級面板數據實證檢驗了城鎮化影響商貿流通業發展的技術創新門檻效應。結論表明，城鎮化與商貿流通業發展之間存在非線性關系，兩者關系受到技術創新水平的影響，城鎮化影響商貿流通業的作用存在技術創新門檻。當技術創新水平較低時，城鎮化并不能促進商貿流通業發展，只有當技術創新水平較高時，城鎮化才能顯著促進商貿流通業發展，且技術創新水平越高，城鎮化促進商貿流通業發展的作用越強。

關鍵詞：城鎮化 商貿流通業 技術創新

引言

隨著中國城鎮化水平的逐步提高，城市經濟對區域經濟增長和人民生活水平的改善作用越來越強。其中，城市區域產生的大量需求直接引致商貿流通業這一基礎服務業的迅速發展。因此，有必要研究城鎮化過程中快速發展的商貿流通業，以及城鎮化對商貿流通業發展的影響。進一步地，由于城鎮化過程中伴隨著城市技術創新水平的不斷升級，技術創新水平的提升直接促進城鎮化水平的提高。是否技術創新水平會影響城鎮化對商貿流通業的作用呢？本文利用多種識別方法，主要分析城鎮化影響商貿流通業發展的技術創新門檻效應。

模型設定與數據說明

（一）交互項模型

由于城鎮化對商貿流通業發展的影響并不是單純的線性關系，城鎮化的作用有可能受到技術創新水平的影響呈現非線性關系。因此，為了識別這一非線性關系，本文利用交互項模型進行檢驗，具體模型如下：

wlit=γi+β0urbit+β1urbit×innoit+Xit+εit

當使用交互項模型時，交互項系數如果顯著，則說明存在交互影響，兩個變量之間存在非線性關系，因此，這一模型中系數β1是關注的重點。

（二）面板門檻模型

在交互項模型的基礎上，本文進一步利用面板門檻模型檢驗上述非線性關系的穩健性，具體模型設定如下：

wlit=γi+β0urbit+β1urbitI（innoit≤χ）+β2urb2itI（innoit>χ）+εit

在這一模型中，urb為獨立解釋變量，inno為相關解釋變量，I（·）為指示函數，表示當門檻變量值超過某個門限值時，模型相關變量的變化關系。被解釋變量wlit為商貿流通業發展支出占GDP的比重，門限變量inno為技術創新變量，Xit為一系列控制變量，包括金融發展（fe）、產業結構（strf）、基礎設施（inf）、對外開放（open）、財政支出（cz）和外商直接投資（wz）。

（三）數據說明

商貿流通業發展為本文的被解釋變量，基于文獻通用做法，本文用商貿流通業增加值占GDP的比重衡量。核心解釋變量為城鎮化，以城鎮人口占年末總人口的比重衡量。技術創新變量為本文的門限變量，用人均專利授權數表示。其他控制變量包括：產業結構、基礎設施、對外開放、財政支出和外商直接投資。本文數據主要來自1997-2017年《中國統計年鑒》，包含30個省1998-2016年的時間區間，表1為主要變量描述性統計。

實證結果及分析

（一）分組回歸分析

本文的思路在于識別不同技術創新水平下城鎮化影響商貿流通業發展的差異，利用分組回歸方法可以達到這一目的。同時，分組回歸方法也可以初步識別非線性關系是否存在，當不同組別城鎮化影響商貿流通業發展的作用存在較大差異時，可以初步判斷非線性關系可能存在。表2表明，低技術創新水平下，城鎮化對商貿流通業發展具有不顯著負向影響；中等技術創新水平下，城鎮化不顯著促進了商貿流通業發展；而當技術創新水平處于較高水平時，城鎮化顯著促進了商貿流通業發展。這一結果表明，在不同技術創新水平下，城鎮化影響商貿流通業發展的作用存在顯著差異，初步表明存在非線性關系，下文將進一步利用交互項模型識別這一關系。

（二）交互項模型回歸

分組回歸有助于理解城鎮化與商貿流通業發展之間的非線性關系，但交互項模型可以作為分組回歸的進一步補充。因此在分組回歸的基礎上，利用交互項模型進一步驗證非線性關系。表3結果表明，所有模型交互項系數均顯著為正，說明城鎮化與技術創新之間確實存在交互影響，實證結果無論利用OLS模型、固定效應還是隨機效應，交互項效應均存在。因此，本文初步證明城鎮化與商貿流通業發展之間的關系確實受到技術創新的調節作用。

（三）分地區回歸

上述模型回歸有助于整體理解城鎮化與技術創新的交互效應，但仍然不能發現不同區域內部這一關系的差異，因此需要對分地區進行回歸。為此，本文在交互項模型的基礎上，對東中西分地區分別進行交互項回歸。表4結果表明，不同地區交互項系數均顯著為正，表明不同區域之間均存在交互效應，從而進一步驗證了整體回歸結果。

（四）門檻模型回歸

門檻值檢驗。上述兩種模型還只是粗略驗證城鎮化與商貿流通業發展之間的非線性關系，但還不清楚城鎮化與技術創新的交互影響如何突變。因此，面板門檻模型為解決這一問題提供了機會。面板門檻模型的原理是基于Boootstrap方法搜索具體產生變化的門檻值，然后基于這一門檻值分析在不同節點下的效應差異。表5結果發現：全樣本中門檻值分別為-1.076、0.252、2.260，東部地區門檻值分別為1.586和2.278，中部地區門檻值分別為-0.558和0.340，西部地區門檻值檢驗結果均不顯著，表明不存在門檻值。

門檻回歸。表6結果表明，從全樣本來看，當技術創新處于較低水平時，城鎮化抑制了商貿流通業發展；當技術創新水平高于第一個門檻值低于第二個門檻值時，城鎮化開始不顯著促進商貿流通業發展；當技術創新跨越第二個門檻值和第三個門檻值時，城鎮化開始顯著促進商貿流通業發展，且隨著技術創新水平的提高，城鎮化促進商貿流通業發展的作用越強。東中部地區回歸結果同樣表明，低技術創新水平下城鎮化影響商貿流通業發展的作用均不顯著，當技術創新水平較高時，城鎮化才能顯著促進商貿流通業發展，且技術創新會逐漸強化城鎮化促進商貿流通業發展的作用。對于這一結果，本文認為技術創新不僅可以提高城鎮化水平，擴大城鎮消費市場，從而創造對商貿流通業的需求，刺激商貿流通業發展，還可以直接通過對商貿流通業行業相關技術的創新，實現行業自身發展進步。因此，技術創新至關重要。當技術創新水平不高時，也意味著城市化發展缺乏足夠動力，城市消費需求也難以實現升級，商貿流通業賴以發展的資本、勞動力和技術等要素也不能相應配套，導致商貿流通業發展不足。

結論

城鎮化通過集聚要素和擴大消費規模影響商貿流通業發展，但受到技術創新的調節，本文利用面板門檻模型驗證這一結論。研究發現，城鎮化并不是直線型影響商貿流通業發展，技術創新的發展會交互影響城鎮化對商貿流通業發展的作用。技術創新水平較低時，城鎮化將不再能夠促進商貿流通業發展；而技術創新超越一定門檻值時，城鎮化將發揮顯著促進商貿流通業發展的作用。

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