產業結構調整、商貿流通業發展與經濟增長的關系研究

解鵬程

內容摘要：本文基于2007-2014年273個城市的面板數據，構建包含產業結構調整、商貿流通業發展和經濟增長在內的面板門限模型和空間計量模型，實證分析產業結構高級化、合理化和商貿流通業及其交互項對經濟增長的影響效應及空間溢出效應。結果發現，產業結構高級化的經濟增長效應存在單一閾值轉化效應，而產業結構合理化有利于經濟增長。最后，基于實證結果提出相關政策建議。

關鍵詞：產業結構調整 商貿流通業 經濟增長

引言與文獻綜述

基于人口紅利、外資引進和政府政策推動下的要素驅動型發展模式無法長期有效推動經濟的持續增長。解決上述問題的核心在于提升全要素生產率，關鍵在于調整產業結構，降低流通環節的流通成本，本文基于此視角探究產業結構調整、商貿流通業發展對經濟增長的影響效應。產業結構調整包含高級化和合理化（張彤等，2014）。根據其產業占比變化的區域來源可以分為地區內產業調整和地區間產業調整，因此在探究產業結構調整的經濟增長效應時，勢必要考慮產業集聚性的影響。商貿流通業主要涵蓋生產環節與消費環節在內的批發、零售、運輸、餐飲等行業及服務于該行業的其他行業（趙凱和宋則，2009），屬于廠商與消費者之間的中間紐帶和連接橋梁，決定著產品進出市場的時間和效率水平。

有關產業結構調整與經濟增長的研究較為豐富，基于差異化的研究方法、對象和數據，學者得出不同的研究結論。部分學者認為二者之間不存在顯著的關聯性，渠立權等（2013）認為產業結構調整對經濟增長的貢獻率和當地的經濟發展速度在2000-2011年沒有明顯的相關性，促進城市經濟快速發展不能盲目依靠產業結構調整。但上述研究是以地區同質化為前提，忽略地區經濟發展的非均衡性。于彬彬（2015）研究結論表明空間溢出效應是考察產業結構調整影響經濟增長的重要因素。

有關商貿流通業與經濟增長的研究較為豐富，但研究結論在影響行為、靜動態特征方面存在差異。費清和盧愛珍（2015）將商貿流通業對經濟增長的貢獻區分為直接貢獻和間接貢獻兩種，同時提出針對性政策建議。李勝軍（2016）從產業體系的供需兩端分析我國商貿流通業在我國產業體系中的發展趨勢和商貿流通業對我國產業經濟的影響。

既有研究對于明晰產業結構調整、商貿流通業與經濟增長的相關性具有一定的意義，但仍有改進空間。鮮有學者將產業結構調整、商貿流通業與經濟增長納入同一研究框架；既有研究多集中于理論機制分析或簡單的時間序列實證分析；既有研究忽略地區之間的空間關聯效應。本文基于2007-2014年273個城市面板數據，構建面板門限模型、空間模型以探究產業結構調整和商貿流通業的經濟增長效應，以為經濟的可持續發展提供政策建議。

理論機制分析與研究假說

（一）產業結構調整對經濟增長的影響機制

產業結構調整包含三次產業比重逐步提升轉變及各產業結構占比的變動，即產業結構高級化和產業結構合理化的過程。其對經濟增長的影響主要體現在第一產業、第二產業和第三產業所占權重上，支柱產業對經濟增長的影響是不同的。參考鄢嫣（2013）的研究方法，主要分析農業、工業和服務業對經濟增長的影響機理。

其一，農業產業所占GDP比重一直處于最大時，表征地區經濟發展尚處于農業發展時代，其工業化、信息化水平處于較低水平，若此時通過技術研發、勞動力要素和資本要素持續投入、開放政策積極引進外資，則可以有效提升地區工業化水平，致使農業比重逐步降低，第二產業產值比重不斷提升，直至超越農業產值所占比重。此時經濟體發展進入工業化時代，產業結構高級化水平提升，顯著提升了地區經濟發展。

其二，隨著工業化技術水平和農業技術水平的同步提升，農村勞動力呈現明顯富余，大量轉向低附加值的建筑業、制造業。二元經濟結構下的農村勞動力以謀求在城鎮就業機會，城鎮公共資源增加了農村轉移人員的落戶傾向。導致生產資源、醫療資源和公共交通資源的增加，直至服務業所占比重超過工業。該過程中產業結構高級化水平提升，而產業結構合理化則呈現時空差異性，其經濟增長的影響不完全是正向促進，不合理的產業布局會造成企業尋租加劇，資源配置效率低效甚至逐步惡化。

但上述分析均是在地區同質性的前提下進行討論的，就我國而言，改革開放政策引致東南沿海地區經濟發展速度與質量遠高于中西部地區。東、中、西部的產業結構高級化和合理化的水平尚不統一，處于梯度分布現狀。在構建計量模型進行實證分析時，將地區間異質性考慮進去。地區異質性并不意味著地區經濟發展交流較為脆弱甚至是貿易壁壘較為嚴重，相反，在中央政府干預情形下，地區間經濟發展可能存在顯著的空間外部效應，應考慮地區之間的空間外部性。但政府競爭視角下城市異質性和空間外部性對相鄰地區城市經濟增長的影響具有兩面性，其綜合效應是不確定的，本文提出如下假說。

假說1：產業結構高級化對經濟增長的影響存在門限效應，產業結構合理化有利于地區經濟增長，但二者在地區之間存在空間溢出效應且影響結果不確定。

（二）商貿流通業對經濟增長的影響機制

商貿流通業屬于連接廠商企業與消費者的中間橋梁，但存在諸多不同業態，比如批發、零售、住宿、旅游、餐飲及服務于上述行業的運輸業等，其對經濟增長的影響可以分為直接效應和間接效應兩種。就直接效應而言，商貿流通業體現的是供求均衡，地區交通基礎設施建設、城鄉商貿市場的規劃等均直接增加就業水平，增加生產需求，直接提升地區生產總值。但上述所提及的促進效應大多數屬于水平效應，對經濟增長的影響效應的持久性不足。但隨著互聯網信息技術的提升、人力資本存量的增加和居民消費偏好的轉變，均大幅提升消費者的消費需求，切實增強商貿物流業的供求能力，不斷提升城鄉之間的經濟發展。就間接效應而言，主要體現在商貿流通業衍生產業的出現和地區間空間溢出效應兩個方面。社會分工的出現加速了商貿流通業行業的衍生效應，商貿流通業小類企業數量及工人從事環節的種類出現快速提升。時間成本的降低、物流體系的完善和監管制度的從嚴均提升地區間物流貿易的交流與合作，地區與地區間的貿易由大范圍縮至小范圍，本文提出如下假說。endprint

假說2：商貿流通業有利于地區經濟增長，且存在一定的空間溢出效應，但影響行為不確定。同時，產業結構調整可以通過調節商貿流通業的發展來促進地區經濟增長。

研究設計

（一）模型設定

本文構建如下計量模型，經濟增長（GIN）為被解釋變量；產業結構調整包含產業結構高級化（SSU）和產業結構合理化（SRE），商貿流通業（TRA）作為核心解釋變量；添加商貿流通業與產業結構調整的交叉項（SSU*TRA，SRE*TRA）。以勞動力要素投入量（LAB）、資本要素存量（CAP）作為控制變量，地區外商直接投資（FDI）進入模型作為控制變量。地區經濟增長在時間維度層面具有潛在的滯后效應和傳承性，故添加經濟增長的一階滯后項（GINt-1）作為解釋變量，得到如下計量模型（1）、模型（2）和模型（3）。式中，W為空間權重矩陣，本文將采用地理距離空間權重距離。

（1）

（2）

（3）

（二）變量說明與數據來源

本文采用《中國城市統計年鑒》所統計城市的面板數據，查詢數據發現外商直接投資數據在2007年前部分城市缺失嚴重，故將研究時間維度設定為2007-2014。基于數據可得性，獲得273個地級城市面板數據。經濟增長（GIN）采用各地區人均國內生產總值表示。產業結構合理化，參考干春暉等（2011）做法，采用修正后的泰爾指數測度，

（4）

測度所得產業結構合理化水平越小，則表示偏離均衡點的范圍約窄。采用第三產業產值與第二產業產值比重表示產業結構高級化（SSU）。勞動力要素（LAB）采用各產業年末就業人數之和表示；資本要素（CAP）采用永續盤存法進行測度，Kt=Kt-1+（1-δ）It，其中折舊率參考單豪杰（2008）的做法；外商直接投資（FDI）采用地區實際使用外資額度表示，且采用各年份平均美元人民幣匯率進行折算。

實證結果分析

（一）門限效應分析

表1給出針對模型（1）的計量回歸結果，為進行對比分析，表1同時給出了最小二乘法（OLS）、面板固定效應（FE）、一階差分GMM、一階系統GMM四種估算方法的回歸結果，為方便分析分別采用模型1、模型2、模型3和模型4表示。據表1可知，四種模型估算結果存在高度一致性，但在假設檢驗統計顯著性方面存在不同。對比發現，模型2修正的擬合優度高于模型1（0.7830>0.6674），而二者均忽略了經濟增長變量的滯后效應，模型3和模型4將經濟增長一階滯后項（LnGINt-1）納入其中，并采用GMM進行估算。就檢驗來看，Sargan檢驗值和AR（2）檢驗值表明模型工具變量不存在過度識別效應，且殘差變量不存在二階序列相關性，即模型設定是合理的。就回歸結果來看，LnGINt-1系數高度顯著為正，表明當期人均國內生產總值每提升1%，引致下期數值提升0.240%或者0.171%。主要是因為當期經濟發展水平可為市場提供較為貼近和真實的預期，基于該預期市場主體規劃投資、消費所占比重及調整空間。理性經濟人假設保證市場主體是高度趨利性的，可預期范圍的經濟現狀必然會引致其增強生產要素的操控和產品供求均衡點的調節，以便放大自身利益和政府需求。LnSSU系數高度為正，同時LnSSU2系數高度為負且至少通過顯著性水平為10%的假設檢驗，符合假設1門限效應的說明，也即產業結構高級化（LnSSU）對經濟增長的影響效應存在單門限效應。但不同模型所估算所得單一門限值是不同的，如模型1至模型4，分別為1.116、0.872、1.127、1.096。隨著第三產業產值比重的梯度上升，直至超越第二產業時，經濟增長水平是增加的。但超越門限值之后，第三產業所依托的農業、工業產品的需求能力達到上限，農民此時增加農產品產量，企業此時提升生產能力均會產生過剩產能。產業結構合理化（LnSRE）系數高度為負，通過顯著性水平為1%的假設檢驗，表征產業結構合理化水平每提升1%，將使得人均GDP提升0.223%、0.022%、0.338%、0.564%（模型1、模型2、模型3、模型4），研究結果符合假說1。啟示政府不應在閾值范圍內單一的促進產業高級化的布局，還應注意三大產業之間的架構比重，從高級化和合理化兩方面同時入手。商貿流通業（LnTRA）系數高度顯著為正，符合假說2，表征商貿流通業對經濟增長的貢獻是正向積極有效的，應繼續增強針對商貿流通業發展的投資或者利好政策導向。

（二）交互效應和空間溢出效應分析

表2給出產業結構調整與商貿流通業發展交互項對經濟增長影響及其空間溢出效應的計量回歸結果，交互效應體現在模型5和模型6，空間溢出效應體現在模型7和模型8。據表可知就檢驗而言，Sargan檢驗和AR（2）檢驗表征模型5和模型6中工具變量使用合理，無過度識別效應，且不存在殘差的二階序列相關效應。首先分析交互效應，就估算結果而言，LnSSU系數為正，且通過顯著性水平為10%的假設檢驗，且LnSSU*LnTRA系數為正；LnSRE系數為負，但并未通過一定水平的假設檢驗，而LnSRE*LnTRA同樣為負且通過顯著性水平為10%的假設檢驗，研究結果符合假說2的交互項的正向經濟增長效應。

就空間溢出效應而言，模型7給出空間自相關（SAR）估算結果，模型8給出空間杜賓模型（SDM）。估算之前采用莫蘭指數測度產業結構調整、商貿流通業和經濟增長在地市之間的空間相關性，結果發現2007-2014年區間內三種變量的莫蘭指數均高度顯著為正，表征本地區產業結構調整、商貿流通業與經濟增長的發展有利于相鄰地區的相關變量的發展。就估算結果而言，模型7和模型8中的空間相關性系數高度顯著為正，說明空間集聚效應明顯，空間模型采用合理。就估算結果來看，LnSSU和LnTRA系數顯著為正，且W*LnSSU、W*LnTRA系數同樣顯著為正，同時LnSRE系數為負但并未通過顯著性檢驗，W*LnSRE卻顯著為正。主要是因為本地區通過技術進步，不斷提升農業產業和工業產業的生產效率，通過互聯網信息技術降低企業交易、個人交易之間的時間成本、交通成本，大幅促進第三產業發展。而信息化水平提升存在較低的區域限制，地區之間信息共享、信息交流、信息傳播較為便捷，顯著促進相鄰地區經濟發展。endprint

政策建議

（一）不斷優化產業結構，拓展經濟增長模式

研究表明產業結構高級化對經濟增長的影響存在閾值轉換特征，單一持久性的促進產業結構升級不利于地區經濟發展。啟示地方政府應基于宏觀經濟理論和地區經濟發展現狀有效測度產業結構高級化閾值。另外，產業結構合理化有利于地區經濟增長，啟示政府在調節產業結構占比的同時，應注重行業協調發展的均衡性。產業結構調整的關鍵在于人力資本存量改善、交通基建設施建設、能源價格調整、能源供求市場化等，啟示政府分工中應注重協調均衡，拓展新的經濟增長模式。

（二）統籌城鄉均衡發展，增強商貿體系建設

二元經濟體制下城市經濟發展和農村經濟發展存在顯著的差異，農村地區的發展在東部、中部和西部地區存在梯度性。東部地區受改革開放政策導向，外資企業入駐，經濟發展水平較高，城鄉二元經濟體制逐步弱化，城市化水平較高。而中西部地區經濟發展較為緩慢，居民收入水平和城市化水平均偏低。農村地區主要發展農林牧漁業、旅游服務業等，工業占比較低，商貿流通業則是連接農產品及其相關服務業與城市工業企業交易的生產鏈和供應鏈，差異化的城鄉水平需要健全完善的商貿市場和管理人員。

（三）加強區域交流合作，降低區域貿易壁壘

研究表明產業結構調整、商貿流通業與經濟增長在地域層面存在空間正向促進效應。但受限于1994年之后中央政府和地方政府之間的財政分權、政治官員晉升指標的變動，均會加強地方政府之間的競爭，導致腐敗尋租滋生，地區之間貿易壁壘陡增，資源要素配置效率低下。而充分利用宏觀變量的空間外部性的前提是政府加強腐敗治理，進一步優化中小企業在市場經濟中發展地位及其對資源配置的作用。在經濟調節的過程中應切實逐步推進區域之間的貿易交流、包含針對中央政府的經濟發展策略及地方經濟自身發展的戰略，比如地區之間交通設施的建設、金融發展體系的優化。

參考文獻：

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